【关键词】新疆 农村居民 消费结构 对策
一、引言
随着我国经济迅速发展，经济增长的主要支点从生产领域转移到消费领域，消费对国民经济的制约作用越来越明显，刺激消费需求、优化居民消费支出结构已逐渐成为国民经济高速发展的首选措施，更是当前促进社会和谐发展、全面建设小康社会的重要内容。而要促进居民的消费需求，一方面，应启动城镇居民的消费需求；另一方面，应启动农村居民的消费需求。农村人口占全国人口的70%以上，因而，启动居民的消费需求，扩大内需的当务之急应是扩大农村居民的消费需求。因而，关注农村居民消费，正确的分析和评价农村居民消费结构，并引导和促进农村居民不断提高消费水平和消费质量，对我国的经济的发展有着重要的意义。
新疆维吾尔自治区（简称新疆）地处中国西北边陲，亚欧大陆腹地，周边与八个国家接壤，是古丝绸之路的重要通道，其经济的发展对边疆的稳定和全国经济的发展都具有举足轻重的作用。[1]要促进新疆经济的发展离不开消费的增长，因而研究新疆农村居民的消费结构和消费水平等消费领域的一系列问题，可以提供农村居民消费需求变化的信息，对于调整产业结构，引导农村居民合理消费，对促进新疆地区经济发展和加快新疆社会主义新农村建设的进程具有重要的意义。
二、国内外研究综述
费问题是现代西方消费经济学的重要组成部分。凯恩斯从心理因素入手提出了包括“边际消费倾向递减规律”、“资本边际效益递减”及“流动性偏好”三大心理规律，建立了收入假说下的消费函数理论，为消费结构的研究奠定了理论基础。自凯恩斯之后，出现了诸多以消费为研究对象的学者，尤以佛里德曼（1976）、莫迪利安尼（1985）、杜森贝里、霍尔（1978）等人为代表。1976年佛里德曼提出了持久收入假说，认为收入分为瞬时收入和持久收入，消费分为瞬时消费和持久消费，人们对未来收入的预期会直接影响到居民当前的消费支出，即居民当前的消费取决于持久收入。
我国对消费结构的研究起步较晚，但发展迅速。1963年我国著名经济学家董辅初教授在其所发表《关于消费问题的探讨》一文中首次提出了消费结构的概念。1983年尹世杰教授主编的《社会主义消费经济学》，作为我国消费结构理论研究的远耍系统地研究了消费结构问题；今年来消费结构研究方法更是趋于新颖化。董永茂（2005）采用ELES模型，利用1998、2003年浙江省农村家庭消费开支调查资料，对浙江省农村居民家庭消费结构进行了分析研究；杭斌、申春兰（2005）运用误差修正模型的估计结果来证明潜在的流动性约束与中国农户的预防性储蓄有着密切关系；郭爱君、武国荣（2008）通过建立AIDS模型对中国农村居民消费行为进行了研究，并且对“九五”和“十五”两个时期的中国农村居民七大类商品消费的动态特征进行了对比研究；此外；对数模型、二次移动平均模型（DMAM）、综列数据模型等均为目前消费结构研究的主要方法。
从以上分析可以看出，对于消费结构的研究，国外侧重于方法的研究和创新，而国内研究则侧重于居民消费结构所涉及的具体方面，如居民消费结构现状、居民消费结构升级的影响因素、居民消费结构的预测等多方面的定性分析，以及应用数量方法对于居民消费结构的定量分析等。尽管在国内消费结构的研究中已有很多理论成果，但是大部分是研究城镇居民消费结构的，关于新疆农村居民消费结构的研究更是少之又少，急需进一步深入研究分析。
三、新疆农村居民消费结构现状和变动趋势分析
为了更加清楚的了解近年来新疆农村居民各个方面的消费情况，以下通过对新疆农村居民的吃、穿、住、用等方面人均消费支出占农村居民家庭人均总支出比重的变化图来研究新疆农村居民消费结构的变动趋势。
（一）食品支出
新疆农村居民用于食品方面的支出从2000年的618.2元上升到2011年的1589.5元，11年的时间新疆农村居民用于食品方面的支出增长了2.57倍。恩格尔定律指出，食品支出在居民消费中的比重，将随收入增加呈现下降的趋势。然而由下图可以看出2000～2011年，新疆农村居民人均食品支出占农村居民家庭人均总支出比重明显下降。从2000年22%左右下降至2011年的15%以下，说明新疆农村居民并正向更好生活阶段迈进。这也从另一方面印证了从恩格尔系数变化所得到的结论。
（二）衣着支出
近十年以来，随着生活水平的提高，农村居民的欣赏品味在不断提高，新疆农村居民在穿着方面出现了较大变化，农村居民已不仅仅满足于“穿”的本身，也更加注重于质量和款式等方面的提高。相关数据表明2000年新疆农村居民用于衣着方面支出为114.26元，到2011年增加到了372.1元，是2000年的3.25倍，而2000～2011年新疆农村居民消费支出增幅为2.57倍，低于衣着支出的增加幅度。可见，随着农村居民收入和消费水平的提高，人民越来越注重生活品质，衣着支出比重呈上升趋势。从2000年到2005年这一下降趋势并不明显，甚至有些年间偶尔有上升趋势，但近十年间新疆农村居民衣着支出占农村居民家庭人均总支出的比重总体呈下降趋势，这说明新疆农村居民生活水平在不断提高，也正是恩格尔定律的一次运用。
（三）居住支出
住房是人们赖以生存的基本场所，在农村居民消费水平、消费质量逐步提高的过程中，农村住房消费变化是最直观、最明显的。其总的特点是农村居民住宅面积逐渐扩大，住房质量逐年提高，居住条件得到明显改善。2011年的人均居住支出1025.3元，相比于2000年新疆农村居民人均居住支出170.9元，增长了6倍；从下图可以看出，2000年以来新疆农村居民居住消费占总消费的比重总体呈现上升趋势。由2000年的6.06%上升到2011年的9.11%。反映出这一时期新疆农村居民收入有所增长，改善住房条件成为他们的迫切愿望，建房的积极性提升明显。
（四）医疗保健、交通通讯支出
近十年来新疆农村居民医疗保健支出一直持续快速增长，其占农村居民家庭人均总支出的比重一直在增加，由2000年的2.61%上升到2005年的3.35%，医疗保健支出的持续增加体现出随着收入水平提高和生活质量改善，农村居民越来越重视身心健康，过去大病小治、小病不治的现象有了较大改变。
四、新疆农村居民消费结构特征
为了进一步研究新疆农村居民的消费结构特征，下面特从农民最终消费支出（亿元）、农民人均生活消费支出（元）、农村居民家庭恩格尔系数（%）三个角度进行分析：
（一）农村居民消费规模不断增长
2000～2012年，新疆农村居民最终消费支出（亿元）由159.97亿元增加到675.6亿元，增长了4.22倍，年均递增12.75%。
（二）农村居民消费水平和生活条件不断提高
2000～2012年，新疆居民农民人均生活消费支出（元）由1236.45元增加到5301.3元，增长了4.29倍，年均递增12.9%。其中农村居民家庭居住支出（元/人）由170.9元增加到1025.3元，增长了6倍，年均增长16.1%。
（三）农村居民消费结构不断升级
随着经济的发展和收入水平的提高，农村居民的消费支出在增加。农村居民恩格尔系数由2000年的50%下降到2012年的36.1%，下降了13.9个百分点。虽然农村居民消费较低，但消费结构已逐步由低层向高层发展，生存消费比重下降，享受和发展消费所占比重上升。
五、新疆农村居民整体消费结构现状和变动趋势的分析
从下表可以看出，1995～2005年新疆农村居民消费的货币化程度在逐年提高，其中农村居民家庭食品支出（元/人）、农村居民家庭医疗保健支出（元/人）、农村居民家庭人均居住消费支出（元）、农村居民家庭人均衣着消费支出（元）四类消费几乎完全是货币化消费几乎完全是货币化消费。自给性消费程度最高的是食品消费，由2000年50%的自给自足下降到2011年的36.14%；居住类消费货币性程度从2000年的13.82%上升到2011年的23.312%。农村居民家庭医疗保健支出（元/人）从2000年的5.96%上升到2011年的8.57%，表明新疆农村居民的生活水平在一定程度上得到了充分的提高。
六、结论与建议
新疆人口结构中农村人口的比重较多，促进新疆经济增长首先做好农村消费问题工作，农村居民存在有欲望但不能消费的现象。
我们知道消费是拉动经济增长的第一动力，但是目前消费对经济增长的拉动作用有限，投资对经济增长的拉动作用显著。目前状态一下子提高居民消费能力，刺激消费需求不可能，首先靠投资的力量，南北疆调整投资投入量，促进经济发展，缩小经济差异，调整各地区的经济水平不平衡，保证地区经济稳定发展。然后，经济的增长必然会引起居民消费的增长，消灭有消费欲望但没能力消费的问题，只有消费增长才能推动经济快速增长。再次经济稳定发展，可以缩小城镇经济和农村经济的差距，平衡城镇居民和农村居民的消费能力，农村经济和城镇经济才能同步发展。最后政府对农村的投入量主要为调整农村居民居住类支出和医疗保险类支出，所以为经济健康发展进一步调整农村居民文教类，居住类，和医疗保险类支出，文教是经济发展的必要条件。消费增长相对缓慢，消费拉动经济增长的作用相对不足。在增加收入刺激的消费的基础上提出了缩小收入分配差距，调整消费结构，保持外需的基础上扩大内需，增加对农村的投入量，提高农村居民生活水平，正确调整农村居民的消费结构，缩小城镇和农村，南疆和北疆居民消费差距，促进新疆经济可持续稳定发展的必然条件。
参考文献
[1]高鸿严.《西方经济学》[M].北京：中国人民大学出版社，2007年.
[2]高敏雪，李静萍，许健.《国民经济核算原理与中国实践》[M].北京：中国人民大学出版社，2007年.
[3]龚曙明.《宏观经济统计分析》[M].北京：水利水电出版社，2010年.
[4]于秀林，任雪松.《多元统计分析》[M].北京：中国统计出版社，2007年.
[5]高敏雪，李静萍.《经济社会统计》[M].北京：中国人民大学出版社，2010年.
[6]何烧群，金勇进.《统计学》[M].北京：中国人民大学出版社，2008年.
[7]何烧群，刘文锓.《应用回归分析》[M].北京：中国人民大学出版社，2010年.
[8]达莫大尔N.古扎拉蒂.《计量经济学》[M].北京：机械工业出版社，2010年.
[9]杨永忠.《消费不足与结构调整》[M].北京：中国经济出版社， 2007年.
[10]蒋萍.《社会统计学》[M].北京：中国统计出版社，2007年.
关键词：居民消费增长 流通业发展 研究综述
居民消费是拉动经济增长的重要力量，也是改革的引导力量。然而我国近年来出现持续的消费不足，将直接影响我国未来的经济发展和人民生活水平的提高。因此，研究中国目前居民消费增长的影响因素，对于我国当前应对金融风暴，扩大内需，具有重要的理论和现实意义。
流通业是国民经济各部门的桥梁和纽带，它已经由社会再生产的末端产业变为先导产业，成为引导生产、消费和经济运行的先导性力量。如何充分发挥流通业的作用这个问题值得我们深入研究，也具有重大的现实意义。目前，学术界关于如何发展流通业的观点主要有：提高流通业的信息化水平、规范和整顿市场秩序、调整流通产业结构、加快流通现代化企业制度建设等。然而，关于居民消费增长能否反过来促进和能在多大程度上促进流通业增长的研究文献很少。本文试图将现有学术界关于流通业发展与居民消费增长的研究进行梳理，以供学者更深入探讨二者关系，从而推动我国居民消费增长和流通业发展水平。
流通业促进居民消费增长的研究
贺珍瑞认为，农村流通体系与农村消费需求存在着明显的相关性。日前，农村流通体系的落后，在一定程度上制约了农村经济的发展和农村消费需求的扩大。商务部研究院学者赵萍对流通体制促进消费的潜力进行了分析，并在借鉴相关国际先进经验的基础上提出了改革流通体制促进消费增长的对策建议。赵萍还认为，中小零售企业强大的吸收就业的能力，可以切实提高普通大众的收入水平，为扩大消费提供最基本的收入基础。
中国人民大学马龙龙教授在《经济日报》上撰文提出：促进消费需要强有力的流通支持。马教授认为必须构筑一个高效通畅、竞争有序的高层次“流通平台”，充分发挥流通对于启动消费和市场的作用。2006年第二届中国现代流通（上海）国际论坛上中国人民大学商学院黄国雄教授指出“要发挥商业在促进内需、扩大消费中的基础性作用”。朱成钢认为流通业发展能够促进绿色消费，他提出要“发挥流通业在促进绿色消费中的重要作用”。在该国际论坛上，国务院发展研究中心市场经济研究所研究员任兴洲提出 “商业流通业态和方式创新能培育和引导新的消费需求的增长”等观点。王微提出“城市商业特别是零售业是我国城乡居民消费需求实现的主要途径”。在第五届中国百货商业高峰论坛上，商务部副部长姜增伟提出“零售业促进消费大有可为”的观点。
目前关于二者关系相关研究的大多数理论和实务工作者基本上认为，流通业发展能够促进居民消费的增长。贺珍瑞主要从农村流通体系的完善与否的角度论述其对农村消费需求的影响。赵萍则是从完善流通体制的角度和中小零售企业强大的吸收就业从而提高居民收入的角度阐述如何促进居民消费。任兴洲认为商业流通业态和方式创新有助于培育和引导新的消费需求。总的来说，这些学者都一致认为流通业的发展能促进消费的增长，提高居民消费需求，只是他们论述的角度不同而已。从理论上说，流通业发展也是能够促进消费增长的。马克思早在100多年前就在《资本论》第二卷用了大量的篇幅论述了商品和资本的流通、交换形式，详尽阐述了流通环节、流通时间、流通费用对产品转化成商品（即对消费）的重要作用。今天我们在研究鼓励消费、扩大消费、实现可持续消费时，同样离不开对商品流通业的研究。
居民消费增长促进流通业发展研究
王惠认为，消费无论是在商业流通发展的历史演进中，还是对新兴商业业态的崛起都起着非常重要的作用。商业流通要在消费导向型经济时代获得更大发展，则必须适应消费、推动消费、发展消费。消费的变化是零售业不断创新的直接因素。
目前关于居民消费增长能够促进流通业发展的研究的文献较少，但是笔者比较认同王惠的观点，一方面，流通的效率直接影响到居民消费需求的实现情况；另一方面，居民消费状况也会反作用于流通业的发展，居民消费的快速增长会促进流通业业态的发展创新和整个流通业的发展。
居民消费增长与流通业相互促进的理论研究
湖州市统计局财贸处的研究人员认为，流通业增长和居民消费增长相互促进。比如，他们提出“加快流通业发展促进消费市场繁荣”的建议，并提出湖州市居民消费的增长促进了流通业的发展。另一方面，他们认为应进一步整顿和规范市场流通秩序，改善消费环境；湖州市政府要重点扶持汽车流通与服务业、电子信息产品流通业等新兴行业的发展。通过流通业的发展以改善消费环境，拓宽消费领域，引导消费观念更新，促进消费结构升级，培育新的消费热点。
流通业发展与居民消费增长的实证关系
王新利等通过对2003年我国31个省（市、自治区）的截面数据（以农村社会零售消费品总额近似地代表农村对消费品的消费水平，以农村从事批零贸易及餐饮业的人数近似代表农村流通体系的发展状况）进行分析，研究分析表明，农村流通体系是除了收入因素以外，对农村消费有较大影响的因素之一。胡愈对2005年我国31个省（市、自治区）的截面数据进行分析，也得出与王新利类似的结论。冉净斐选用相关数据，建立流通和消费增长的线性模型，同样是对时间序列进行逐步回归，只是在方程的建立过程运用了自回归分布滞后模型进行分析。
从以上分析可以看出，关于二者关系的实证分析研究的主要有王新利和胡愈等学者，他们进行实证方面的探讨为进一步深入研究提供了一个好的思路，颇具借鉴意义。但是，他们的实证分析尚存在一些问题，在此提出与之商榷。由于胡愈和王新利的分析方法和思路基本相同，在此以王新利文章的实证分析为例进行讨论。首先，该文对于居民消费水平和农村流通发展选用的数据不是很合理。笔者认为，可以考虑以农村居民消费支出或者农村人均消费支出近似替代农村的消费水平，以农村社会消费品零售总额（包括农村批发零售贸易值、餐饮业值和其他行业值）近似替代农村的流通业发展水平更为合理。其次，该文对1989—2003年的相关数据，运用一元回归方程结果来考察农村的流通体系对农民消费的作用程度。
笔者认为，这样的分析方法和结果有待商榷。一方面，现实生活中越来越多的经验证据表明，经济分析中所涉及的大多数时间序列是非平稳的，非平稳序列往往会出现伪回归。这是因为传统的显著性检验所确定的变量间的关系在事实上是不存在的。因此，序列平稳性检验是非常必要的。而该文没有对时间序列数据进行平稳性检验。另一方面，由于我国幅员辽阔，居民消费水平和流通业发展水平因地区而异，仅用时间序列数据或截面数据来分析有可能会忽略不同截面个体的影响，进而导致模型估计方面的系统性偏误，若改用panel data建立统计模型则可以避免这一点。
关于流通业发展的研究趋势分析
综上所述，目前关于流通业发展对居民消费增长的研究相对较多，也基本达成共识，即流通业发展是能够促进居民消费增长的，但是该方面的研究还远远不够。一方面，首先要从理论上继续探究流通业发展能够通过哪些机制和途径影响和促进居民消费的增长；另一方面，要从实证分析的角度研究流通业的发展究竟能在多大程度上促进居民消费的增长。
通过前文的分析，可以大致认为居民消费增长是能够反作用于流通业发展的，上文分析仅仅从居民消费的快速增长会促进流通业业态的发展创新和整个流通业的发展的角度论述，理论分析比较薄弱，因此我国的学术界可以继续从理论和实证的角度深入探讨居民消费增长对流通业发展的作用途径和程度。
关于二者相互关系的研究，理论和实证分析都较少，也不够深入。一方面，要从理论上深入探究二者关系，另一方面，要加强在实证方面的分析研究，可以运用实证分析多层面多角度的探讨二者关系。首先，可以运用我国建国后（尤其是改革开放以来）的相关数据进行分阶段的时间序列分析。建国以后，我国经济体制和流通业发展都发生了较大的变迁，变量之间的函数关系强度和形式一般也会相应的发生变化，如果能够分阶段研究就可以真正深入的把握变量之间的真实关系。以我国的流通业为例，流通业在改革开放前后“判若两人”，无论从商业运行的环境机制还是运行机制都发生了较大的变革，因此，我国可以将流通业的研究分为改革开放前和改革开放后两个阶段。其次，可以运用我国建国后（尤其是改革开放以来）的不同区域或者不同省份的数据运用panel data模型进行分析。运用时间序列数据建立模型进行分析会漏掉不同截面之间的联系，也会忽略不同个体之间的差异。而运用panel data模型可以构造和检验比单独使用横截面数据或时间序列数据更为真实的行为方程，可以进行更深入的分析。我国东、中、西部无论是经济发展水平，流通业发展水平还是居民消费水平等方面差距都较大。如果仅用时间序列分析流通业发展和居民消费增长关系可能会产生系统偏差，从而使得估计的参数存在误差，最终使得研究的结论和预测都大打折扣。再次，针对我国城市和农村差距经济发展水平、流通业发展和居民消费水平差距较大的现实，我们可以针对性的对我国城市和农村进行比较的实证分析，对于当前我国提出的流通现代化（尤其是农村流通现代化）和提高居民消费增长（尤其是农村居民消费增长）都具有较强的现实意义。
参考文献：
1.贺珍瑞.农村流通体系对农村消费需求的影响分析[j].山东农业大学学报（社会科学版），2007（3）
2.赵萍.扩大消费与中国流通体制改革[j].商贸经济（中国人大复印资料），2007（10）
3.朱成钢.建立与绿色消费相适应的商品流通业[j].商业经济，2006（22）
4.王微.我国城市商业在扩大消费中的地位与作用[j].中国流通经济，2006（2）
5.房爱卿.我国居民消费需求发展趋势和消费政策研究[m].中国经济出版社，2006
6.王惠.消费对商业流通发展的作用[j].河南社会科学，2000（6）
7.王新利，吕火花.农村流通体系对农村消费的影响[j].农业经济问题，2006（3）
8.胡愈.农村现代物流与农村消费增长相关性研究[j].消费经济，2007（2）
关键词：消费结构；历史变迁；城镇居民；重庆市
基金项目：本文得到2013年度重庆市社会科学规划项目（编号：2013PYYJ06）；2013年重庆市教委人文社会科学研究项目（编号：13SKH10）；2012年重庆工商大学博士科研启动经费项目（编号：1255017）资助
中图分类号：F063.2 文献标识码：A
收录日期：2015年10月29日
一、引言
消费作为“三驾马车”之一，是拉动经济增长的主要内生动力，特别是在我国经济进入新常态的背景下，经济增速趋于放缓，投资对经济增长的拉动力显著下降，消费成为新常态下经济增长的关键动力，对于国民经济的平稳健康增长至关重要。城镇居民消费作为消费的重要组成部分，其结构的优化程度及变化方向，不仅关系到消费本身的发展，对于国民经济的发展方向也有着重要的导向作用。重庆市作为西部地区唯一的直辖市，经济水平发展相对滞后，但后续发展空间和潜力巨大；对重庆城镇居民消费结构的深入把握，对于调整重庆经济结构优化升级、促进经济健康可持续发展具有重要的理论与实践指导意义，并对西部乃至全国其他地区的经济增长具有显著的正向政策溢出效应。
二、相关文献回顾
消费作为动力对于经济增长的积极作用，以及消费本身对于居民生活质量的根本体现，长期以来吸引了大批学者对消费的相关内容展开了广泛考察。
关于消费结构的理论内涵，林松（2006）指出，消费结构就是在一定的社会经济条件下，人们在消费过程中所消费的各种不同形式的消费资料的比例关系；类似的，周金环（2006）、李娅玲（2007）等研究认为人们为了满足自己生存和发展的需要以及物质和文化的需要，就需要消费各种各样的资料，这些资料的数量或者价值的比例就是消费结构，譬如在家庭总消费中，食物、住房、衣服、水电、教育、文化等支出所占的比例。
关于消费结构的重要意义，袁志刚等（2009）指出，居民消费结构是一个多角度多层次的问题，是经济结构的重要组成部分；消费结构是否处于良性运行状态将直接影响到产业结构的发展，进而影响国民经济的持续发展。陈海波（2012）指出，消费结构变化是产业结构变化的重要影响因素之一，消费结构的不断升级事实上向市场发出需求信号，这必将扩大产业结构调整的力度，促使技术升级，形成消费结构优化和产业优化的良性循环，促进整个社会可持续性发展。苏筠等（2002）研究了消费结构对生态环境的影响，认为消费结构的优化对生态环境也有重要的意义。
关于居民消费结构的影响因素，石瑶（2007）认为收入差距对城镇居民消费结构的影响较大。蒋云飞（2008）研究了地域差异和经济发展情况带来的消费结构变动情况，发现中西部地区的收入水平偏低，虽然消费倾向高但总体消费能力偏低，东部的消费能力强但边际消费倾向较低，这与我国阶梯式的经济发展水平有直接关系。常静娟（2006）对广东省的实证研究，发现影响广东省城镇居民消费结构的因素主要包括经济因素、社会因素、科技进步和居民消费偏好。
在如何优化居民消费结构方面，李静（2012）认为当前重点需要做好的工作是全面提高收入，合理控制收入差距，调整产业结构，满足发展型消费需求，扩展享受型消费需求，同时健全社会保障，促进即期消费和完善信贷市场。龙志和（2001）认为完善消费结构的关键在于建立完善的市场化社会保障制度，增加居民可支配收入。郑浩杰（2008）建议通过增加居民收入、完善社会保障、加快信贷步伐和稳定房价等四个方面提升消费能力，优化消费结构。
三、重庆城镇居民消费结构历史演进
居民消费是一项多维度多层次的行为，包含多种消费选择。根据理论与实际工作的一般性界定，消费主要包括食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通讯、居住、杂项商品与服务等8个方面；消费结构就是上述8个方面各自在总消费支出中的占比。
为了实证考察重庆城镇居民消费结构的历史变迁，本文借助各年《重庆统计年鉴》，收集并整理得到各年各项消费支出在总消费支出的比重。（表1）为了直观考察居民消费结构的历史变迁，根据表1，做出堆栈面积图以反映消费结构的动态变化规律，如图1所示。（图1）由表1和图1可知，从1997年直辖以后，特别是2012年以来，重庆城镇居民消费结构呈现出一系列显著的变化特征。
1、食品支出占比即恩格尔系数在整体上呈现出下降趋势。直辖之初，恩格尔系数为45%左右，其后大数年份在40%以下，2013年、2014年下降到35%左右。根据联合国粮农组织的标准，恩格尔系数在40%～50%为小康，30%～40%为富裕。这表明，重庆城镇居民整体上已处于富裕阶段，生活质量水平较高。
2、2012年以前，家庭设备用品及服务的占比较小（10%以下）且基本稳定；2013年、2014年这一指标迅速提高，达到20%左右，呈现出直线上升的发展态势。说明居民对于家庭用品及服务的需求日益旺盛。
3、文教娱乐支出方面，综合看在2005年文教娱乐支出占比达到历史最高水平16.1%，此后呈现出显著下降趋势，2013年、2014年仅为9.4%。文教娱乐是居民消费的较高层次内容，其数值大小反映了居民消费层次的高低。综合看，重庆城镇居民文教娱乐消费支出占比偏小，消费层次相对较低。
4、住房支出方面，自2004年达到峰值之后，此后逐渐趋于下降。2013年、2014年其数据值在6.5%左右。这可能得益于重庆推广实施公租房制度、大大降低了居住成本。
5、其他各项消费支出，其占比保持了相对稳定性，例如交通通讯，在总消费支出中占比基本上在10%左右，自2000年以来，未见有大的波动变化。
四、优化城镇居民消费结构政策建议
消费作为生产之目的，直接决定了居民生活质量水平；同时，消费作为经济增长的核心动力，消费水平的高低与消费结构优化的程度，对经济增长的质量与效率具有举足轻重的作用。促进居民消费结构的优化，既是提高民众生活质量、全面建成小康社会的内在需求，更是在我国经济进入新常态背景下、确保经济健康稳定增长的现实需要。
1、增加居民收入，提高居民消费力。消费结构的优化，需要在消费水平提升的基础上有序推进；为进一步促进重庆城镇居民消费结构完善与升级，首先需要充分奠定促进消费结构优化的宏观基础，最根本的在于努力提升城镇居民收入水平。通过转变经济增长方式有效提升劳动者报酬在国民收入中的比重，特别是提升中低收入者收入水平，加大向低收入阶层的转移支付力度，不断扩大中产阶级规模，有效培育和扩大中产阶级消费；通过深入推进收入分配体制改革，缩小收入差距，形成居民对未来的良好预期，有效提升居民消费信心，大力增强消费意愿降低预防性储蓄，促进即期消费，不断提升居民消费力。
2、全面深化改革，促进消费结构优化。不断深化与居民消费意愿具有密切关系的各项改革，重点是推进住房、医疗、养老、教育、保险等各项改革，使各项支出趋于合理。特别是加强房地产市场调控，稳定住房价格，倡导理性住房消费理念，重构住宅市场价值体系，确立科学合理的市场结构，实现住房消费多元化的新格局。同时，加快推进以改善民生为重点的社会建设，切实保障人们的各项生活需要，切实实现消费结构优化和生活质量提高的同步发展。
3、加强舆论引导，引导合理消费。注重舆论导向作用，倡导文明的消费行为、科学的消费方式、适度的消费水平和合理的消费结构。一方面需要改变居民的消费观念，由于传统上崇尚节俭，使得多数居民习惯于省吃俭用，不注重生活质量的提高，使得消费需求长期偏低，制约经济的可持续发展；另一方面需要正向的舆论引导，树立科学合理的消费观，既反对铺张浪费奢侈享乐型消费主义，也改变传统的过度节俭的消费模式，引导居民适当合理的消费需求。
4、加强重点领域的消费激励。从前述实证研究中，发现重庆近年来在文教娱乐方面的消费支出出现持续下降的态势。而教育竞争力正是区域经济社会综合竞争力的关键和源泉，教育竞争力的下降可能成为重庆未来的发展瓶颈，因此要大力发展教育事业，提高人均教育文化支出占人均消费支出的比重，积极鼓励居民合理而科学地进行精神文化消费。另外，还应促进居民在休闲旅游等方面的消费支出，提升居民的消费档次，促进消费结构的不断优化。
主要参考文献：
[1]蒋云飞.改革开放以来中国城镇居民消费结构变动及区域差异[J].经济地理，2008.3.
[2]李静.城镇居民消费结构变动对经济增长影响的实证分析[J].学术论坛，2012.7.
第二次世界大战结束以后，凯恩斯主义在西方许多国家大行其道。凯恩斯主义流行的结果之一就是政府支出不断攀升和政府规模不断扩大。这促成了学者们对政府支出是否影响和如何影响居民消费问题的关注。20世纪70年代开始，这方面的研究成果越来越多。我国学者则是自21世纪以来才开始关注这个问题。目前国内外学界在政府支出与居民消费的关系问题上主要形成了三派观点：（1）挤出说。这种观点认为，政府支出增加会对居民消费产生挤出效应，或者说，政府支出与居民消费之间是一种替代关系。（2）挤入说。与前一种观点相反，这种观点认为政府支出增加会对居民消费产生挤入效应，或者说，政府支出与居民消费之间是一种互补关系。（3）不相关或不确定说。这种观点认为，政府支出变化与居民消费变化之间没有相关性或具有不确定性。所谓不确定性是指，在某些条件下，居民消费与政府支出是互补的；但是在另一些条件下，居民消费与政府支出则是替代的。
1．国外学者的研究。贝利（M．J．Bailey）在其《国民收入与价格水平》一书中最先研究了政府支出与私人消费的关系，他通过对三部门国民收入决定模型的经验检验证明二者之间存在一种替代关系，即政府支出会部分挤出居民消费支出。［1］巴罗（R．J．Barro，1981）认为，政府支出增加将通过财富效应和替代效应两条渠道挤出私人消费，并且，暂时性的政府支出比持久性的政府支出产生更大的对私人消费的挤出效应。［2］科孟迪（R．C．Kormendi，1983）根据美国的经验数据估计出政府支出替代私人消费的系数约为0．2。［3］阿乔（AlanAschauer，1985）以霍尔（Ro－Hall，1978）的最优化消费模型和由此推导出的欧拉方程为基础，构造了一个带有辅助方程的消费方程，并用美国的经验数据估计出政府支出对私人消费替代程度的区间为［0．23，0．42］。［4］埃姆德（S．Ahmed，1986）用跨期替代模型证明英国的政府支出挤出了居民消费。［5］阿玛诺和威简托（R．Amano＆T．Wirjanto，1997）估计了政府支出与居民消费的跨期替代弹性和期内替代弹性，发现美国政府支出与居民消费存在替代关系，且期内替代弹性为0．9。［6］霍（T．W．Ho，2001）通过对24个OECD国家1981—1997年的面板数据计量分析发现，政府支出与私人消费呈现显著的替代关系，替代系数为0．5387。［7］埃斯惕威和桑切斯－劳皮斯（V．Esteve＆J．Sanchis－Llopis，2005）根据持久收入假说和1960—2003年的西班牙统计数据分析发现，西班牙的政府消费性支出与居民消费之间存在Edgeworth－Pareto意义上的替代关系。［8］但是另一些研究者发现，政府支出与私人消费之间是一种互补关系，政府支出增加不是挤出而是挤入私人消费。卡拉斯（G．Karras，1994）将政府支出函数直接引入了消费者的目标效用函数，应用30个国家1950—1987年的数据对消费的欧拉方程进行了计量分析，结果显示从总体上来说私人消费与政府支出是一种互补关系，即政府支出可以挤入私人消费，并且这种互补关系与政府规模呈反比关系。［9］奈伊和霍（C．C．Nieh＆T．W．Ho，2006）运用面板协整方法和1981—2000年的数据估计了23个OECD国家和地区私人消费与政府支出的期内替代弹性和跨期替代弹性，其结论是，从总体上看，私人消费和政府支出是互补的。布朗和韦尔斯（A．Brown＆G．Wells，2008）将面板协整方法运用于分析澳大利亚6个州的经验数据，其结论是澳大利亚的私人消费与政府支出呈现互补关系。［11］一个有趣的现象是，使用标准的随机动态一般均衡模型（DSGE）的研究者往往得出政府支出①冲击会挤出私人消费的判断，而一些使用向量自回归（VAR）技术的经验研究得出的结论却是，政府支出冲击通常会挤入私人消费。但是，有些学者又认为，政府支出挤入私人消费的结论可能是由于VAR技术本身的原因引起的。还有一些学者发现，政府支出与居民消费之间的关系是不确定的或不相关的。阿玛诺和威简托（R．Amano＆T．Wirjanto，1994）沿着霍尔（Rob－ertE．Hall）模型最优化的思路分析了1953—1993年加拿大政府支出对私人消费的影响，但在对欧拉方程进行计量分析时考虑了时间序列数据的协整和非协整两种情况，结果发现，在协整的假设下私人消费与政府支出是互补的，但是在非协整的假设下私人消费与政府支出则是替代的。［12］阿玛诺和威简托（R．Amano＆T．Wirjanto，1998）依据持久收入假说构建了一个嵌入了替代弹性不变函数的跨期替代弹性的效用函数，其结论是：当跨期替代弹性（对于跨期替代弹性的效用函数来说）大于、小于、等于期内替代弹性（对于替代弹性不变的效用函数来说）时，私人消费与政府支出呈现Edge－worth－Pareto意义上的互补、替代、不相关的关系。他们还进一步使用1953—1994年美国的季度数据估计出这两个替代弹性系数都约等于1．56，这意味着美国的私人消费和政府支出在Edgeworth－Pareto意义上是不相关的。［13］克旺（Y．K．Kwan，2006）将协整方法用来分析东亚9个国家和地区的面板数据发现，在印度尼西亚和新加坡，私人消费和政府支出之间存在互补关系，而其他7个国家或地区的私人消费和政府支出之间存在着替代关系，不过替代程度大小不同。
2．国内学者的研究。我国学者对政府支出与居民消费的关系的研究始于1998年我国第一次大规模实施积极的财政政策、扩大内需以后。国内学者在这个问题上的结论也是莫衷一是。财政部办公厅课题组（2001）认为，关于私人消费和政府支出，有人认为它们具有某种替代关系，这需要具体分析。从财政支出结构看，某些种类的政府支出例如招待费，的确是私人支出的替代品；但其他一些支出诸如交通设施支出，则是私人消费的互补品；其他许多公共支出可能既是私人消费的替代品又是互补品。［15］胡东书（2002）使用2000年以前中国的时间序列数据所做的回归分析表明，政府支出变动与居民消费之间呈正相关关系，二者之间从整体上看是互补关系而不是替代关系，政府支出增加对居民消费的作用是挤入的而不是挤出的。［16］谢建国和陈漓高（2002）通过建立一个居民消费的跨期替代模型，分析了中国的政府支出与居民消费之间的关系，认为在短期内，中国政府可能通过增加政府支出的方式增加总需求，但在长期均衡时政府支出完全挤占了消费支出。［17］黄颐琳（2005）通过构建实际的经济周期（RBC）模型，利用随机动态一般均衡（DSGE）方法对中国经济进行实证检验。结果表明，改革开放后政府支出对居民消费产生了一定的挤出效应。［18］李广众（2005）在消费者最优选择欧拉方程基础上推导出用以分析政府支出与居民消费之间关系的模型，然后对全国、城镇和农村的样本进行估计，结论是：改革开放以来，中国政府支出与居民消费之间表现为互补关系。［19］张治觉和吴定玉（2007）利用可变参数模型对我国1978—2004年的数据进行了动态分析，结果表明，从总体上分析，在大多数年份政府支出对居民消费产生引致效应；从结构上分析，政府投资性支出对农村居民消费和城镇居民消费产生了挤出效应；从1998年开始，政府消费性支出对农村居民消费和城镇居民消费产生了引致效应；政府转移性支出在大多数年份对农村居民消费和城镇居民消费产生了引致效应。申琳和马丹（2007）对1978—2005年我国政府支出影响居民消费的两个渠道（消费倾斜渠道和资源撤销渠道）进行了经验分析，发现我国人均政府支出增加通过消费倾斜渠道促使人均居民消费上升，通过资源撤销渠道使得人均居民消费下降；综合来看，人均政府支出增加通过两种渠道最终导致人均居民消费下降，即政府支出与居民消费存在长期替代关系。楚尔鸣和鲁旭（2008）通过构建政府支出与居民消费跨期替代模型，并利用1990—2005年我国27个省、直辖市和自治区的相关数据进行面板协整检验和完全修正普通最小二乘估计，发现中国地方政府支出与居民消费呈现较弱的互补关系。杨子晖等人（2009）通过面板协整分析发现，中国政府消费支出与私人消费成互补关系。陈创练（2010）所做的面板数据实证分析的结果表明，我国政府消费与居民消费呈互补关系。但是，他又指出，政府消费与居民消费的互补程度可能受政府支出规模的影响。比如，随着政府支出规模的扩大，政府将减少与居民消费呈互补关系的公共物品（如国防支出）的提供，而增加与居民消费呈替代关系的公共服务（如科学教育卫生事业支出和学校午餐等）的供给。［24］胡蓉等人（2011）利用我国城乡居民1978—2009年的人均消费、政府支出和可支配收入等数据，通过建立协整方程和误差修正模型对政府支出如何影响居民消费进行了实证研究。结果发现，政府支出在短期内对居民消费具有挤入效应，而在长期则具有挤出效应。由上我们看到，我国学者主要是从总量上研究政府支出对（城乡）居民消费需求的影响，或把政府支出划分为消费性支出和投资性支出，再分别研究这两类支出对居民消费的影响。只有石柱鲜等人（2005）等少数几篇文章尝试从我国的财政支出结构或财政支出分类上分别考察这些政府支出对城乡居民消费的影响。在这个专题研究上，研究者大多把居民消费函数看做是线性的，把函数关系看做是已知的或确定的。不少研究者得出的结论与直觉或事实明显相悖，例如，有的文章认为，政府消费性支出增加会促进居民消费；还有的文章认为，政府支出与居民消费正相关；也有的文章认为，政府支出增加对居民消费没有影响；还有一些研究者把政府（财政）支出等同于政府消费。已有的研究成果提示我们，对中国财政支出与居民消费需求的关系有进一步深入研究的必要，可行的研究路径可能是要改变模型方法选择。
二、中国政府支出结构对居民消费影响的初步分析
笔者认为，从总量上研究中国政府支出对居民消费的影响可能过于综合，过于笼统，无法反映政府支出对居民消费的真实效应。因为我国政府支出既包括政府消费支出，也包括政府投资支出，还包括转移支出和民生支出，这些不同性质的支出对居民消费的影响应该是不同的，并且某些支出可能对城乡居民的消费需求影响也是不同的。因此，本文试图从政府支出的不同分类上来考察它们分别对城乡居民消费产生了什么样的影响。2007年我国国家统计局对财政支出项目分类进行了重大调整，由原来的5类27个项目调整为22个项目，不再按功能性质分类。1978年到2006年，我国政府财政支出按其功能性质划分为5大类：经济建设费支出、社会文教费支出、国防费支出、行政管理费支出和其他支出。图2显示的是1978—2006年我国政府的5大类支出分别在政府财政支出总额中所占比例的变化。可以看出，从1978年到2006年，经济建设费支出占比呈现明显的下降趋势；社会文教费支出占比呈现先上升后平稳的趋势；国防费占比自20世纪80年代中期以后呈现缓慢下降的趋势；行政管理费支出占比和其他支出占比都呈现明显的上升趋势。政府支出结构的变化从一个侧面映射了改革开放以来我国经济体制和经济结构的变化：随着我国经济体制由高度集中的计划经济体制向社会主义市场经济体制转型，政府和市场在资源配置中的作用呈现出此消彼长的变化趋势，经济建设的任务越来越多地由企业和个人承担，国家对经济建设的直接干预不断减少，这就导致了经济建设费支出占比大幅度下降。随着科教兴国战略的实施和社会保障制度建设，社会文教费支出占比不断提高。行政管理费支出占比上升较快反映了我国政府规模扩张较快，公部门控制和消费的资源过多。这5大类财政支出对城乡居民消费的影响应当是不同的。经济建设费支出。这类支出是国家用于生产性投资和基础设施建设方面的财政支出，它们主要形成物资资本和公共物品，如铁路、公路、机场、水利、电力、环境保护等。这类支出在短期可能会排挤居民消费，但是在长期可能会促进居民消费。经济建设费支出的资金主要来源于国家对企业和个人征收的税收，并且这类支出代表政府配置资源的规模，因此它在短期内可能会排挤居民消费。
在长期，这类支出可能会促进居民消费。例如，交通便捷会促进居民出行和旅游消费，电力供给有了保障会促进居民购买和消费家用电器。从市场经济中政府与市场的关系来看，政府通过经济建设费支出来配置资源的规模必须适度，不宜过大，否则会挤占市场和居民消费。社会文教事业费支出。这是国家用于科学研究、文化、教育、卫生、出版、广电、抚恤和社会福利救济等方面的事业费支出。这类支出主要是形成人力资本和民生工程，它有助于提高社会及其成员的科学文化素养和受教育水平，有助于提高社会福利水平。这类支出应当会促进居民消费。显而易见，政府投资九年制义务教育，提供教育、文化、体育、医疗卫生设施，必然会促进居民在教育、文化、体育和医疗卫生等方面的消费。国防费。这是国家用于国防建设的各种经费支出。国防是一个国家最大和最重要的公共物品，是防止企业和个人遭受外来侵略和掠夺的保障。因此，国防费支出虽然可能会挤占居民收入和消费，但是一个强大和稳固的国防会大大降低国民生存、发展、生产、消费的风险和不确定性。行政管理费。这是一种社会消费性支出，主要用于国家各级权力机关、行政管理机关和外事机构行使其职能所需要的开支，包括人员经费支出和公用性经费支出。在我国行政管理费支出中，直接用于行政人员开支的费用约占50％上下。近几年受诟病较多的“三公”经费就是行政管理费中的一大部分。在行政管理费支出中，一部分是政府为企业和居民提供公共服务的，这是经济和社会发展所必需的。但是在我国的行政管理费支出中，相当一部分是政府行政人员的纯粹性消费，这部分支出与公共服务供给的数量和质量没有什么相关性。一个公务员使用公款消费得越多越好，不意味着他提供的公共服务水平和质量就越高，反而有可能会降低公共服务水平和质量。其他支出。这包括政府财政年初预留的预备费，其他政府性基金支出，地震捐赠支出，发行销售机构业务费安排的支出，等等。这类支出很可能对居民消费的影响是中性的或影响不大。
三、基于可加模型的经验研究
笔者在文献综述部分提到过，在政府支出与居民消费的关系问题上，我国一些研究者得出的结论与直觉或事实明显不符，其中的一个重要原因是这些研究者把居民消费函数看做是线性的，把函数关系看做是已知的或确定的。本文尝试改变这种经验研究方法，使用可加模型来进行研究。1．可加模型简介。可加模型（additivemodels）是非参数统计分析中很重要的模型之一，它是线性模型的推广。与线性模型相比，可加模型具有以下特点：（1）假设自变量和因变量之间的函数关系未知；函数关系根据数据本身而得到。相比线性模型这更符合变量之间的实际关系要求。（2）对于因变量的分布没有限制，估计的结果具有稳健性。与线性模型要求因变量服从某个分布相比，可加模型更为合理。因为因变量是否服从某种分布实际上很难验证。虽然计量经济学给我们提供了很多检验服从分布的方法，但是严格来说，它们往往是检验其不服从某种分布，很难检验出服从某种分布。因为它们的原假设是服从某种分布。不拒绝原假设不等于接受原假设，这是两个概念。分析政府支出结构对城乡居民消费需求的影响，可加模型具有先天优势。政府支出结构对居民消费的影响不是一个静态过程，应该是一个动态过程；也可以说随着政府支出的变化，它们对居民消费的边际效应也是变化的，而不是一成不变的。另外，计量经济学分析中通常假定模型中变量之间的关系是线性关系，但是这些线性关系是在很强的假设下得到的，而实际经济活动中的变量之间关系呈线性关系的极少，绝大多数都是非线性的。因为影响变量的因素很多，在实际研究中，由于研究者受到主观和客观原因的制约，或为了研究的简化和方便，不可能考虑到所有这些因素，所以很强的假设易于构建模型和得出结论，但是很难符合实际和刻画变量之间的实际关系。2．可加模型应用。（1）数据来源与选取。
由于国家统计局在2007年对政府财政支出统计口径进行了重大调整，使得2007年前后的数据不可比，所以本文选取的是1978—2006年的政府支出数据，这些数据均来自1979—2007年《中国统计年鉴》。1978—2006年按照功能和性质我国政府财政支出划分为五大类：经济建设费支出、社会文教费支出、国防费支出、行政管理费支出和其他支出。下面我们将分析1978—2006年政府支出结构对城乡居民消费的影响①。为了消除数量级的影响，将数据进行自然对数变换。另外，为了方便，我们作如下记号：x1为经济建设费，x2为社会文教费，x3为国防费，x4为行政管理费，y1为农村居民消费，y2为城镇居民消费。（2）政府支出结构对农村居民消费需求影响分析。根据（1．1），政府支出结构与农村消费需求的可加模型为。从图3可以看出：（1）政府支出中的经济建设费支出对农村居民消费需求在一定范围内是有促进作用的，但当经济建设费支出超过该范围便会出现阻碍作用。（2）社会文教费支出对农村居民消费产生了“挤入效应”，促进了农村居民消费的增加。下图②显示，随着社会文教费支出的增加，农村居民消费支出也在增加。（3）国防费支出和行政管理费支出对农村居民消费产生了挤出效应，即这两类支出挤占了一部分农村居民的消费支出。下图③和图④显示这两类支出增加导致了农村居民消费支出减少。从图4可以看出：（1）财政支出中的经济建设费支出对城镇居民的消费需求在一定范围内是有促进作用的，但当经济建设费支出超过该范围便会出现阻碍作用。（2）社会文教费支出对城镇居民消费产生了“挤入效应”，促进了城镇居民消费的增加。下图②显示，随着社会文教费支出的增加，城镇居民消费支出也在增加。（3）国防费支出在一定范围内对城镇居民消费支出具有促进作用，但超出这一范围其影响变小。（4）行政管理费支出降低了城镇居民的消费支出。下图④显示这类支出增加导致了城镇居民消费支出的减少。（4）比较政府支出结构对农村、城镇居民消费需求的影响。综合起来看，政府财政支出中的经济建设费支出、社会文教费支出和行政管理费支出对农村居民和城镇居民消费需求的影响几乎是一样的。但国防费支出的影响不同。国防费支出对农村居民的消费有一定的阻碍作用，而对城镇居民在一定范围内有促进作用。我们认为，这个结果符合实际，许多军用设施和军民两用设施位于城镇，农村则很少，这在一定程度上有利于促进城镇居民消费需求的增加。当然，这个差异也可能是由于城乡居民对国防保障带来的安全性的认知程度不同，这种认知程度不同可能导致城乡居民消费函数中的不确定性的大小不同。（5）模型效果评价。为了评价模型，我们引入MSE（均方误差）、MAE（平均绝对误差）和MAPE（平均绝对百分误差）指标。从表1可以看出这三个误差指标都比较小。在应用可加模型时，如果MAPE＜10，模型预测的精确度就较高，而我们现在得到的MAPE小于0．5，可见我们使用的可加模型的效果非常好。［32］模型的拟合结果如图5和图6所示。从两个拟合图看，模型的效果也很好。
四、结论与政策含义
［关键词］居民消费结构；国际贸易；ADF单位根检验；协整检验；格兰杰因果关系检验
［中图分类号］F740 ［文献标识码］A ［文章编号］1005-6432（2011）10-0145-02
1 引 言
消费理论与实证一直是国内外经济学界的一大研究热点，研究的侧重点和结论各不相同。近些年来，学术界开始有研究分析国际贸易对居民消费需求的影响。从总量关系上看，林永生、张生玲(2006)认为，增加进口会对国内消费水平产生积极影响，并利用我国1991―2005年度数据实证得出，我国消费品进口每增加1个百分点，会提高国内消费水平0.699个百分点。徐璐(2010)结合1990―2006年统计数据，对我国居民人均消费与进出口贸易的相关性进行实证分析，结果表明两者间存在正相关关系。笔者利用OLS估计法作回归，由于1979―2008年中国居民消费数据与居民可支配收入数据、进出口量数据之间单整的阶数不同，可知各变量的时间序列非平稳，出现伪回归的可能性较大。
在消费结构方面，相关研究并不多。胡延平(2009)通过广东1979―2006年的数据实证分析得出，进出口变动是居民消费变动的原因，进口的作用要大一些。农业居民消费对出口的影响要大于非农业居民消费，而非农业居民消费对进口的影响要大于农业居民消费。
国际贸易对中国居民消费需求是否有显著影响？如果有影响又是通过何种机制发挥作用？这些仍是值得探讨的问题。本文尝试对中国居民消费结构与国际贸易关系作初步分析。
2 理论与计量模型框架
居民消费结构是指各种形式、各种内容的消费在总消费额中的比重以及它们之间的相互关系。在本文中，我们用恩格尔系数来反映居民消费结构(食品支出占家庭总支出的比重)。恩格尔系数过大，必然影响其他消费支出，特别是影响发展资料、享受资料的增加，限制消费层次和消费质量的提高。恩格尔系数减小，通常表明人民生活水平提高，消费结构改善。
影响居民消费最直接的因素是居民收入水平，其他条件不变，收入的增加会引起消费支出的增加。收入的增加同样会对消费结构有影响，具体表现为高收入家庭的食品支出占总支出的比例较低。
进出口对消费结构的影响机制较复杂，它们之间互相影响，存在互为因果的关系。首先，进口受一国居民可支配收入及消费结构的影响，同时也会影响消费结构。例如，随着中国居民收入的提高，对外国进口品，特别是对高档品或耐用消费品的需求会增加。有时，这种消费的“示范效应”会很明显，并逐渐引领居民消费结构升级。其次，考虑到中国的出口部门吸收了大量的劳动力，出口的增加带动人们收入水平的提高，引起消费结构的改变。另外，出口部门生产销售的优质产品亦会产生“外溢效应”，从而间接地影响居民消费结构。
因此，我们可以构建影响城乡居民消费结构的计量方程。
2.1 模型假设
ECT表示城镇居民恩格尔系数，ECR表示农村居民恩格尔系数；DIT表示城镇居民可支配收入，单位亿元，DIR表示农村居民收入，单位亿元；IM表示进口额，单位亿元，EX表示出口额，单位亿元；C为常数项。本文的数据来源于《新中国60年统计年鉴》，计量分析软件采用Eviews5.0。由于1979年城镇居民恩格尔系数的统计缺失，本文以1978年代之。
2.2 变量平稳性检验
使用OLS回归分析前，为保证回归的有效性，要求数据是平稳的，因此我们先对各变量进行单位根的ADF检验，由于各变量时间序列均有明显的变动趋势，所以检验时同时考虑截距项和线性时间趋势项。检验结果见表1：
从表1的ADF检验结果表明在5%显著水平下，各变量的检验t值均大于临界值，我们不能拒绝有单位根的原假设，因此变量表现为非平稳。而进行过一阶差分处理的各变量均通过了检验。
2.3 协整关系检验
对变量的平稳性检验可知，虽然ECT、ECR、InDIT、InDIR、InIM、InEX各自的时间序列是非平稳的，经过一阶差分后则可视为平稳序列，即I(1)，再进行协整检验：
(1)ECT和lnDIT、lnDIR、lnIM、lnEX的协整检验
将上式的残差序列单独表示出来，检验方程为Δφt=αφt-1+ηt，再检验残差序列的平稳性，利用ADF的单位根进行检验，检验类型不带截距项和常数项。检验的零假设是存在单位根，即残差系数为零。检验结果表明：1%显著水平下的t值-2.6471大于ADF统计值-2.9754，我们拒绝原假设，认为残差序列是平稳的。因此，我们得出结论，经过一阶差分的ECT与lnDIT、lnIM、lnEX之间存在协整关系。这表明城镇居民消费结构与城镇居民收入、进出口之间存在长期、稳定的均衡关系。
(2)ECR和lnDIR、lnIM、lnEX的协整检验
由于各变量系数均未通过显著性检验，我们可以认为，农村居民消费结构与lnDIR、lnIM、lnEX之间影响不显著。
2.4 格兰杰因果性检验
确定ECT、lnDIT、lnIM、lnEX之间的协整关系后，我们再进行格兰杰因果关系检验，滞后期选3。检验结果如表3：
3 结 论
1979―2008年，中国城镇居民消费结构与居民可支配收入、进出口之间存在显著影响。第一，居民可支配收入的增加对居民消费结构的升级有促进作用，lnDIT每增加一个百分点，ECT降低0.1627个百分点。结果符合我们的预期。第二，进口与城镇居民消费结构存在显著影响，但两者间不存在格兰杰因果关系。lnIM增加一个百分点，ECT降低0.0716个百分点。这可能是因为城镇居民消费结构的改善有一部分是由进口结构的变化引起，即非食品占总进口的比例不断增大，我们可以结合进口结构数据推出可以验证的假说。第三，出口对城镇居民消费结构有显著影响：lnEX增加一个百分点，ECT增加0.1582个百分点，且在10%显著性水平下，lnEX变化是引起ECT变化的格兰杰原因。
由于中国出口导向型经济特点，出口对中国居民消费结构的影响有两方面：一是出口的增加带动居民收入的增加从而改善消费结构，这是“收入”效应；二是出口(国外消费需求)对国内居民消费的“挤出”效应。从估计方程来看，总效应表现为出口不利于中国城镇居民消费结构的升级。
由于农村居民消费结构估计方程各系数不能通过显著性检验，可以认为农村居民消费结构的变化与农村居民收入、进出口之间没有明显关系，即进出口贸易不能显著影响农村居民消费结构。这可能与我国城乡二元经济结构等更深层次的原因有关。
参考文献：
［1］廖成林，青雪梅.基于协整理论的中国宏观消费函数分析［J］.经济科学，2005(1)
［2］林永生，张生玲.论我国进口贸易对消费与投资的促进作用［J］.国际贸易，2006(5）
［3］胡建平.居民消费、国际贸易与广东经济增长［J］.国际经贸探索，2009(5)
［4］徐璐.我国居民消费支出和进出口贸易相关性实证分析［J］.生产力研究，2010(7)
关键词：收入差异率；变异系数；短视消费模型
中图分类号：F014.4 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）15-0001-04
众所周知，要讨论收入差异和总消费的关系就必须在消费理论的框架内进行，但现有的消费理论并未给出二者之间关系的明确结论，一般来讲，这种关系隐含在消费函数逻辑推理的后面。在直觉上收入差异对消费水平确有影响，该命题的支持者往往借鉴于凯恩斯（Keynes，1936）消费理论中的“边际消费倾向递减”规律来说明，坎贝尔和曼昆（Campbell and Mankiw，1989；1990；1991）的λ假说的理论核心也是凯恩斯的“边际消费倾向递减”规律。本文将首先讨论收入差异的衡量方法，然后构建基于收入差异的消费函数并讨论两者之间的关系，最后用中国居民的收入和消费数据对此进行验证。
一、收入差异的衡量方法
居民收入的差异的衡量一直是国内外经济学家所关心的问题，基尼系数法是经济学界最常用的研究收入差异的方法。张平（2000）在《收入差异、利率与消费》一文中对收入差异的衡量采用的是样本中所有研究对象的最高最低收入比，并通过回归模型分析指出收入差异拉大、收入增长与平均消费倾向之间存在负相关性。和基尼系数相比，张平采用的最高最低收入比计算比较方便，更能直观地反映收入差异。
本文用以衡量个人收入差异的是收入差异率δi，即个人收入与总体平均收入的差距与总体平均收入的比率。如果以yi代表个人收入，以y代表总体居民即期平均收入，则收入差异率表示为δi=yi-y/y。若δi为正则说明个人收入高于总体平均收入，若δi为负则说明个人收入低于总体平均收入，δi的绝对值越大说明个人收入偏离平均收入的程度越大。另外，本文采用变异系数Vn= 来衡量总体居民的收入差异，其中，表示收入为yi的居民数pi占居民总数p的比例。当变异系数Vn=0时，说明居民收入分配绝对公平；当变异系数Vn的值比较小时，说明居民收入差异比较小，收入分配比较均衡；当变异系数Vn的值比较大时，说明居民收入差异比较大，收入分配也不均衡。
二、收入差异与消费水平的关系论证
要研究收入差异与消费水平的关系，本文还必须分析中国居民的消费行为，从而得到中国居民的消费函数。对于消费函数的研究，本文直接引用叶海云（2000）的短视消费模型，即：
C0=1+r/2+r[A0+y0-R*+y1 /1+r] （1）
其中，C0表示消费者的现期消费，r表示利率，A0表示其初始流动性资产水平，y0表示现期收入，y1代表下期收入，R*是消费者本期的实际储蓄目标。
将δi代入Vn可以得到Vn=，在分析中国居民短视消费模型的基础上，可以得到：对于消费者i来说，在假定利率r不变的情况下，其本期消费C0i主要取决于其初始资产A0i和下期收入y1i以及储蓄目标R*i，即消费者i的消费行为满足下式：
C0i=1+r/2+r[A0i+y0i-R*i+y1i /1+r] （2）
将个人收入差异率δi（δi=yi-y/y）带入（2）式得到如下所示的消费模型：
C0i=1+r/2+r×y×δi+y1i/2+r+1+r/2+r(A0i-R*i+y) （3）
下面来寻找变异系数Vn和总体居民总消费∑C之间的函数关系。本文假设在整个经济体中每个消费者的可支配收入都不相等，即p、pi满足pi=1，p=n。那么，nV2n=δ2i成立。
又由δi=yi-y/ 可得：2δ2i=y2i+2-2yi?
对于含有n个消费者的经济体来说，求和可得：2yi=y2i+ny2-y2δ2i
将nV2n=δ2i带入上式可得：
2yi=y2i+ny2-y2?nV2n=y2i+ny2（1-V2n）
上式中的yi代表消费者i的可支配收入，本文用y0i表示消费者的本期可支配收入，则对于含有n个消费者的整个经济体而言，他们的本期可支配收入满足：
2y0i=y20i+ny2（1-V2n） （4）
由（2）式可得含有n个消费者的经济体的总消费：
C0i=y0i+A0i+-R*i
将（4）式带入上式得到如下所示的收入差异和总消费的函数关系：
C0i=+?（1-V2n） +A0i+-R*i （5）
通过对上式的分析可以发现，整个经济体居民总消费∑C和变异系数V2n之间存在负相关性，也就是说如果V2n变小，则居民消费水平将增加。
三、中国居民收入差异与消费水平关系的验证与分析
通过上面的讨论，本文论证了居民收入差异和消费水平之间的关系，这一关系就是：收入差异和消费水平之间存在负相关，缩小居民之间的收入差异将有利于提高居民消费水平。为了使上述论证更具可靠性，本文将对下式所表示的收入差异和消费水平之间的负相关关系进行验证。
C0i=+?（1-V2n） +A0i+-R*i
关键词：不同收入水平；居民消费；过度敏感性
基金项目：教育部人文社会科学研究青年基金项目（项目编号：14YJC790143）；扬州大学研究生科创基金
中图分类号：F713.5 文献标识码：A
收录日期：2015年10月24日
一、引言
近几年，我国居民的消费需求日益呈现出疲软之势，中国的消费率（最终消费支出占当年GDP的比率）从2000年的62.3%下降到2013年的49.8%，并且低于巴西、印度、南非以及俄罗斯等典型发展中国家的消费率。由此可见，有效需求不足已是目前我国经济运行过程中的重要问题，那么如何刺激居民消费并保持其稳步增长成为了国家和学术界关注的话题。“十八届四中全会”提出，要努力扩大消费需求，发挥好消费的基础作用，顺应居民消费结构升级趋势，完善消费政策，改善消费环境，不断释放消费潜力，促进经济增长。此外，学术界对于居民消费不足的问题也进行了深入的研究。很多学者基于绝对收入假说（Keynes，1936）、相对收入假说（Duesenberry，1949）、持久收入假说（Friedman，1957）等经典经济学的消费理论，提出了刺激消费要提高居民收入、降低利率、构建社会保障体系等（陈中新，2011）。还有些学者在借鉴经典消费理论的基础上结合中国的实际情况，从居民收入的分配政策（刘国光，2002；刘钦国，2007）、消费信贷环境（陈中新，2011）、收入的不确定性（许桂华，2013）、消费者行为（万广华等，2001）等多方面对我国经济发展过程中内需不足及其原因进行了深入的探究，提出要发挥税收调节作用，缩小贫富差距，完善信贷消费体系，健全社会保障体系等政策建议。此外，更多的学者认为，居民的消费对收入尤其是本期收入的变动反应更为敏感，因而由谨慎消费心理而造成的消费过度敏感性是近年来制约我国消费需求增长的重要因素。国内外学者相关的理论研究及其建议，为完善经济理论、推动经济的发展做出了重要贡献，但目前的研究还主要集中在居民总体消费的过度敏感性方面，针对不同收入水平居民的消费过度敏感性的研究相对较少。因此，研究不同收入水平居民的消费过度敏感性具有一定的理论价值和现实意义，本文将对国内外与该课题研究相关的成果进行综述。
二、消费过度敏感性研究的基础理论
多年来，国内外的经济学家一直都非常重视居民的消费问题，尤其对居民的消费与其收入之间的关系进行了深入的研究，并且提出了相对比较成熟的理论。Keynes（1936）提出了绝对收入假说，认为消费与当期收入水平之间存在函数关系，消费与当期收入同方向变动。此外，绝对收入假说在解释计划经济时期的消费者行为方面效果很好（臧旭恒，1994）。随后，库兹涅茨（1942）研究发现，消费与收入总是维持在一个固定比率，平均消费倾向相当稳定，总是在0.84与0.89之间徘徊，这就是“库兹涅茨反论”。在此之后，很多新的消费理论应运而生。相对收入假说认为，消费受当期收入水平的影响，同时过去的消费习惯以及周围其他人的消费行为也会影响着消费决定（Duesenberry，1949）。
自二战以来，作为西方研究消费者行为主流理论的“生命周期――持久收入假说”（简称LC-PIH）指出，消费依赖于居民的持久收入而不是当期收入，其中持久收入是指跨期一生收入的平均值，因而消费的变化是可以预测的（Modigliani，1954；Brumberg，1954；Friedman，1957）。然而，将理性预期方法与消费行为理论相结合的随机游走假说认为，消费的变化是无法预测的，消费的预期增长率与个人收入的预期增长率无关，未来收入的不确定性对消费没有影响（Hall，1978）。此外，Hall提出的理性预期持久收入理论（REPIH）表明，本期消费只与前期消费有关，其他任何变量都无法解释或预测消费。Zelds（1989）、Caballero（1990）运用预防性储蓄假说诠释了消费的过度敏感性。Carroll（2006）提出，在确定性情况下居民消费的最优化行为取决于其一生的总收入，而在不确定性情况下其最优化行为通常追随收入曲线同步波动。
三、不同收入水平居民的消费过度敏感性计量研究
国内外学者对于消费与当期收入关系的研究并没有产生过大的分歧，大多数的研究结果都表明：消费对收入是过度敏感的，即消费与当期收入之间存在显著的正相关关系。Flavin（1981）对相关数据进行研究分析，最早发现了消费与同期收入之间存在显著的正相关性，并把它称为消费对收入的“过度敏感性”。Johnson（1983）利用澳大利亚的数据做了定量研究，也发现了消费对收入存在“过度敏感性”（Daly，1981；Hadjimatheou，1981；坎贝尔，1989；曼昆，1989；Muellbauer，1983；Cuddington，1982；Rod Alessie，1997；Tullio Jappelli，2000；Annamaria Lusardi，1997；Luigi Pistaferri，2000）。骆祚炎（2010）、尹光霞（2011）等通过研究居民的收入结构、收入初次分配格局等对居民消费产生的影响，证明了居民消费存在过度敏感性。Deng and Jin（2008）使用时间序列数据，采用“λ假说”检验，提出我国城镇居民对其当期收入是过度敏感的。而同样地，我国农村居民消费也存在着过度敏感性（金晓彤，2002；隋艳颖、夏晓平，2009；高梦滔、毕岚岚，2010；张邦科、邓胜梁，2012）。艾春荣、汪伟（2008）研究发现，我国城乡居民消费变动对预期收入的变动呈现出过度敏感。然而，贺京同、霍焰、程启超等（2007）从行为经济学的角度来探究我国居民的消费行为，指出：行为因素会影响居民的消费，从而使我国居民消费对收入的敏感性并不强，具有平滑性。
在分析过度敏感性方面，学者采用的分析方法相似。一种是通过理论模型来分析过度敏感性。王合绪、夏阳（2000）使用固定系数模型，隋艳颖、夏晓平（2009）和孙凤（2002）等采用协整分析和误差修正模型的方法分析了居民消费的过度敏感性特征，消费与收入具有协整关系，但是具有明显的阶段性特征（韩立岩，1998；杭斌，2001；赵文奇，1996）。刘钦国（2007）按照收入的多少将城镇居民家庭进行分组，宋冬林、金晓彤、刘金叶（2003）运用状态空间模型和可变参数模型对城镇居民消费的过度敏感性进行了实证检验和经验分析，发现在不同收入层之间，消费敏感性呈“W”形分布。高月梅（2011）采用可变系数的Panel Data模型对农村居民消费的过度敏感程度进行了实证检验，发现农村居民消费对本期收入存在显著的过度敏感性，且不同区域的农村居民消费过度敏感性程度不同，具有明显的区域差异。另一种是通过研究相关系数来分析消费过度敏感性。Campbell和Mankiw（1991）提出了“过度敏感系数”，并且对美国1948～1985年的宏观数据进行回归分析，发现美国居民的消费敏感系数在0.4～0.5之间。杭斌和申春兰（2004）通过构造状态空间模型，周建（2005）采用变参分析的方法探究了我国城乡居民消费过度敏感系数的情况，发现消费敏感系数较稳定。还有一些学者探究了相对谨慎系数，李勇辉、温娇秀（2005）测算出我国城镇居民的相对谨慎系数是5.0271，而易行健、王俊海、易君健（2008）发现我国农村居民的相对谨慎系数为11.53。张安全（2012）运用面板数据研究得出，农村居民的相对谨慎系数约为6.4，而城镇居民的相对谨慎系数则为12.3。还有一种是将城镇和农村居民的消费过度敏感性进行比较分析。张邦科等（2012）通过假说检验表明，我国城镇和农村居民的消费对当期收入都是过度敏感的。王芳（2007）利用Panel Data模型研究发现，我国城镇不同收入阶层居民的消费都存在过度敏感性，并且呈现倒“草帽”型分布形态。李凌、王翔（2009）研究表明，城镇和农村居民消费的过度敏感性反应的对称性是不一样的。此外，李凌等（2009）通过省际动态面板数据研究，发现我国城镇居民的消费过度敏感性高于农村居民，而非耐用品支出的消费过度敏感性低于农村居民。张艾莲、刘柏（2013）则提出，居民消费过度敏感性体现了居民消费与当期收入的关联度，城镇居民消费的过度敏感性高于农村居民，消费的短视行为比较明显，消费行为过于谨慎。
四、不同收入群体消费过度敏感性的原因
（一）不确定性对消费过度敏感性的影响。不确定性主要是指未来收入和预期消费支出的不确定。国内外学者对不确定性如何影响消费过度敏感性这一问题进行了大量的研究，他们普遍认为不确定性会使消费过度敏感性增强。在不确定性影响消费者谨慎性的程度方面，Madsen和McAleer（2000）提出不确定性是导致消费者偏离LC/PIH假说的一个重要原因，居民对于未来的不确定性已经成为了决定消费如何变化的重要因素（万广华、张茵、牛建高，2001）。当居民面临的收入或消费支出不确定性增强时，消费者变得更加谨慎，预防性储蓄将会增加，从而消费对当期收入更加敏感，即消费的过度敏感性增强（Blanchard、Fischer，1989；Leland，1968；孙凤，2001）。臧旭恒、裴春霞（2004）认为，未来不确定性的程度与消费者的谨慎动机的强度密切相关。周少杰（2010），杜宇玮、刘东皇（2011）利用相关数据分析，发现无论从我国总体还是分城镇和农村来看，我国居民都具有较强的预防性储蓄动机。李辉、徐会奇（2011）通过实证研究也发现，我国居民消费决策具有预防性储蓄的特征，并且城镇居民和农村居民的预防性储蓄动机存在异质性。此外，未来收入的不确定性会影响我国居民的储蓄，是抑制城镇居民消费的因素之一，而农村居民未来收入的不确定性比城镇居民更高（樊潇彦、袁志刚、万广华，2007；王辉、张东辉，2010）。
（二）流动性约束对消费过度敏感性的影响。有一种观点是将λ作为受流动性约束的消费者所占比例。信贷市场不发达、失业等会使部分消费者受到信贷的约束，从而无法实现消费在各个时期的最优分配。Zelds（1989）、Deaton（1992）深入研究了流动性约束与消费行为的关系，提出信贷约束会降低居民的消费水平，并且使得消费对同期收入更加敏感。Flavin（1981）对美国的宏观数据进行定量分析发现，流动性约束是导致消费对收入过度敏感的重要原因。王合绪等（2000）通过实证研究证明了流动性约束的存在。骆祚炎（2007）认为，流动性约束使得消费者用当期的收入进行消费，因而流动性约束下的消费与当期收入呈现正相关关系，即消费的过度敏感性。欧阳俊等（2003）提出，城镇居民和农村居民消费均具有显著的流动性约束特征，并且流动性约束是经济发达地区城镇居民家庭储蓄率上升的重要原因（杭斌、申春兰，2009），对居民短期消费具有一定的制约作用（王东京、李莉，2004）。杭斌等（2004）认为，降息对消费的刺激作用的强弱与流动性约束和预防性储蓄有很大的关系。降息的收入效应大于替代效应也是产生消费过度敏感性的原因（骆祚炎，2007）。但利率不是产生消费过度敏感性的主要原因（刘钦国，2007）。居民通常为了避免在下期受到流动性约束而选择在当期不动用储蓄甚至是增加储蓄，因此消费就呈现出了过度敏感性的特征。
（三）其他因素对消费过度敏感性的影响。近几年来，国内外学者从不确定性、流动性约束以及综合这两者甚至文化与习惯等多方面对消费的过度敏感性进行了研究，丰富了居民消费行为研究的成果。王合绪、夏阳（2000）认为，统计中的总计误差、短视行为、预防性储蓄以及流动性约束等都可以解释消费的过度敏感性。消费的过度敏感性还可以用不确定性与流动性约束来解释（彭文平、杭斌，2001；申朴、刘康兵，2003）。还有学者提出，城乡居民的消费习惯差异是影响我国居民消费率的重要潜在因素，而消费惯性则会影响居民家庭消费和储蓄的决策，消费惯性的增强会降低居民平均消费倾向，进而影响居民消费过度敏感性（邹红、喻开志，2011；杭斌、郭俊香，2009；杭斌，2011）。此外，有些学者认为，居民家庭债务的过度膨胀也会影响居民的消费水平（Dynan and Kohn，2007；McKinsey Global Institute，2012）。陈太明、杜两省（2014）则提出，剥离全国层面城乡居民消费和收入的总体波动后，省级城乡居民的消费过度敏感性明显降低，封闭经济约束假说适用于解释我国省级居民消费过度敏感性的变动。
五、政策建议
（一）政府政策的制定应该注意对不同收入等级的居民区别对待，实施差异化的刺激消费政策。不同收入层次的消费者，其消费行为也不尽相同，因此要根据不同收入水平消费者的实际情况来制定政策，提高各收入水平居民的消费需求，从而扩大社会的总需求。
（二）提高居民的可支配收入，健全包括教育、医疗、住房、养老、失业等社会保障制度，稳定居民收入的增长预期，改善信贷环境，倡导信贷消费，促进我国消费信贷市场的发展，降低居民收入的不确定性和消费的流动性约束。
（三）完善宏观体制，深化收入分配制度的改革，加大收入分配政策的调节力度，缩小居民的收入差距，平衡居民的消费结构，促进国内消费需求，实现我国经济的可持续发展。
主要参考文献：
[1]J.Y.Campbell and N.G.Mankiw.The Response of Consumption to Income，a Cross-Section Investigation[J].European Economic Review，1991.35.
[2]Zeldes S.Consumption and liquidity constraints：an empirical investigation[J].Journal of Political Economy，1989.2.
[3]骆祚炎.城镇居民收入结构、收入初次分配格局与消费过度敏感性[J].财贸研究，2010.2.
[4]申朴，刘康兵.中国城镇居民消费行为过度敏感性的经验分析：兼论不确定性、流动性约束与利率[J].世界经济，2003.1.
【关键词】消费函数；消费性支出；可支配收入；预防性储蓄；流动性约束
凯恩斯（Keynes，1936）在《就业、利息和货币通论》中提出了“消费函数”的概念。认为收入和消费之间存在函数关系，在他看来，“无论从先验的人性看，或从经验中之具体事实看，所得之绝对量愈大，则所得与消费之差距亦愈大。一般而论，实际所得增加，则储蓄在所得中所占的比例增加”。该理论就是凯恩斯著名的“边际消费倾向递减规律”。消费变动同收入变动始终保持着函数的关系，称为消费函数。
一、凯恩斯消费函数
假设在决定居民消费的众多因素中，除收入外，其他因素都保持不变。凯恩斯用C=C（y）来表示消费和收入之间的关系，其中C是消费支出，y是收入水平。边际消费倾向MPC=c/y，平均消费倾向APC=c/y。如果消费支出和收入水平间存在着线性关系，则边际消费趋向为一常数，可以线性化地表示为：Ct=a+bYt，其中Yt表示第t期的可支配收入，Ct表示第t期的消费性支出，系数b表示边际消费倾向（MPC），和增加一单位的收入所引起的消费增加部分，系数a表示自发消费，消费函数表示自发消费与收入的引致消费之和。
二、凯恩斯消费函数实证检验
（一）模型构建
本文根据凯恩斯绝对收入假说消费理论，建立以下消费函数模型：Yi=β1+β2Xiμi。其中β1和β2为总体回归函数中的系数，μi为总体扰动项。本文首先根据1980至2012年内蒙古城镇居民人均年消费性支出和人均年可支配收入的数据做散点图，从而检验两个变量间是否存在相关关系。通过检验可以发现：人均年消费性支出和人均年可支配收入两个变量间相互关系的散点图上的点接近于一条直线，这说明两个变量间是存在线性相关的关系的。
（二）实证分析和模型求解
本文根据凯恩斯消费函数的指标，选取了内蒙古城镇居民1980至2012年人均年消费性支出（Yi）和人均年可支配收入（Xi）共计33年的数据（单位：元）。这些数据摘自内蒙古自治区统计局编著的《辉煌的五十年》和《奋斗的内蒙古》，其余原始数据分别摘自历年《内蒙古统计年鉴》。
本文数据的处理使用Excel 2007，样本数据的实证分析使用Eviews 5.0软件工具。采用最小二乘法（OLS）对样本数据进行回归，回归估计的主要结果回归估计参数β=0.762307，表明内蒙古城镇居民人均年可支配收入如果每增减变动1元，那么城镇居民人均年消费支出就相应地增减变动0.762307元。这与凯恩斯消费函数中边际消费倾向的经济学意义相符。可决系数调整后R方为0.9983，表明找整体上所构建的模型对样本数据的拟合程度较高，也就是说解释变量“城镇居民人均年可支配收入”对被解释变量“城镇居民人均年消费支出”的绝大部分做出了解释，该估计模型也通过了T检验。
（三）异方差性的检验和修正
根据上述最小二乘法（OLS）的回归结果进行异方差检验，由White检验可知，Obs*R-squared=18.83061>x■■（2）
5.99147，因此拒绝原假设，但不拒绝备择假设，即该模型存在异方差，需要进行异方差的修正。
本文运用了加权最小二乘法（WLS）进行异方差修正。分别运用权数w1=1/X，w2=1/X∧2，w3=1/spr（X），模型经过这三种权数进行修正后的效果如下表1所示。
表1 三种权数修正结果
由于W3的调整后R方值（拟合程度）比W1的调整后R方值要好很多，同时W3的F值也要比W1的F值高很多，综合考虑，本文选择采用较优的W3做权数修正后的结果。
通过运用加权最小二乘法（WLS）而进行异方差的修正后，Obs*R方值=2.099138
（四）自相关的检验和修正
本文对于异方差修正后的回归结果，进行了自相关性的检验。Durbin-Watson stat=0.76089。对于样本量为33，一个解释变量的模型，5%的显著性水平，由查DW统计表可知，dL=1.383，dU=1.508。此时模型的DW=0.76089，正好落在0到dL=1.383之间的正自相关的区域，拒绝H0：p=0，即本例存在自相关。为解决模型的自相关问题，我们对X进行滞后一期处理，消除了自相关对本模型的影响。具体结果见下表2。
表2 修正自相关滞后一期结果
（五）回归方程与实证结论
由表4异方差修正后估计结果可得回归方程为：Yi=
20.83403+0.776226Xi；Se=（113.7098）（0.015839）；t=（0.183221）（49.00804）。调整后R方=0.998895，F=13108.54，df=31，DW=1.54816均达到理想水平。
本文根据内蒙古自治区城镇居民近33年的人均年消费支出和可支配收入进行了回归分析，得出如下结论：解释变量“城镇居民人均可支配收入”对被解释变量“城市居民人均年消费支出”的99.88%以上的差异做出解释；通过t检验，本文认为解释变量“城市居民人均可支配收入”对被解释变量“城市居民人均年消费支出”有着显著的影响（置信度为95%）。从而证实了凯恩斯消费函数在经济社会中的有效性和实用性。
三、政策建议
（一）增加城镇居民纯收入
根据本文得出的实证结论：“城市居民人均可支配收入”对 “城市居民人均年消费支出”有着显著的影响（置信度为95%），这说明了内蒙古城镇居民的人均年消费支出和可支配收入直接相关。所以要想提高居民的消费水平，首先要想方设法提高居民的可支配收入。只有经济水平提高了，才有可能提高消费水平。提高城镇居民可支配收入，可以通过大力发展特色、绿色生态产业战略，保证内蒙古经济的可持续发展，提高城镇居民的可持续收入。由粗放、传统和封闭型的经济模式向集约、现代、开放型的经济模式转变，从而逐步走向产业化发展的道路。
（二）完善社会保障制度
我国社会保障建设力度的加强对提高居民未来收入，增强居民对消费的信心有着举足轻重的作用。我国用于公共医疗的政府开支，在财政开支中的比例比其他国家低很多，尽管实行全民医疗尚不现实，但可以实行政府主导下的公益保险制度，即由政府出面并根据不同的收入水平对不同的阶层给予财政补贴，再加上企业和个人的出资来购买医疗保险。还要利用保险制度，完善医疗保障。
（三）发展诚信消费信贷
通过发展消费信贷的方式可把中低收入阶层居民未来收入变现为即期收入，从而提高居民即期的消费水平。居民可借助消费信贷这一手段购房、买车和旅游等，这不仅有助于消费结构的改善，更有助于消费层次的升级。发展消费信贷要从两方面入手，一方面从发展金融市场，提高金融服务质量等方面入手，改善贷款条件苛刻、贷款利率较高，降低消费信贷的门槛，完善个人信用积累制度，为居民提供跨期消费的客观条件。另一方面，要转变量入为出的消费历年，鼓励跨期消费，不断完善社会保障制度，从而使居民有跨期消费的愿望和能力。
参 考 文 献
[1]马克思，恩格斯.《马克思恩格斯全集》第1卷.人民出版社，1972
[2]汪浩瀚.《微观基础、不确定性与西方宏观消费理论的拓展》.经济评论.2012（2）
关键词：非参数；参数；消费；支出
一、背景介绍
城镇居民消费需求是指城镇居民用所具有的货币支付能力满足消费需要，其中，货币支付能力对城镇居民消费的实现具有重要意义。总之，还是城镇居民收入水平的问题。有了收入才有消费，购 买力决定于收入水平的高低，影响居民的消费潜能、消费信心、消费欲望。长期来说，收入决定消费总量的增长，具体点说，消费总量增长与收入的增长是同一个问题。所以，任何消费函数理论，收入都是决定消费的首要变量。
消费是经济活动的最终目的，所有经济活动都是为了满足人们不断增长的消费需求。但从另一个角度讲，消费也是经济活动的起点，是经济增长的动力。所以，消费理论，这种关于消费行为的研究一直受到高度关注。各种不同的消费理论，也演变出了很多种消费函数模型。这些模型有一个共同点，即都事先对模型结构进行了参数假定。近年来，我国教育、住房、医疗等方面的改革，强化了城镇居民消费的流动性约束。随着改革的深入，不定因素在经济活动中日益增多，收入很难被理性预期。总之，居民的消费行为是一个时变的过程，不同阶段存在不同的差异，传统的计量经济模型不能解释这种时变性。本文引入非参数估计理论来解决这个问题。
二、我国城镇居民消费非参数回归模型
本文选取了1980-2011年我国城镇居民可支配收入和消费支出的数据，样本容量为32，用参数模型、非参数模型和半参数模型来研究我国城镇居民的消费结构，我国城镇居民可支配收入记为X，消费支出记为Y，在半参数模型中，参数部分为随机生成的标准正态分布的数据。
（一）参数回归
首先利用用EViews软件进行参数方法的回归估计，得到结果如下：
Y=285.3028+0.7098*X
T= （111.8746）
（二）非参数和半参数回归
利用R软件首先得出窗宽h=295.6528，然后用非参数回归模型对我国城镇居民消费支出进行回归，表 1 给出了由非参数回归模型得到的1980-2011年各年包含半参数估计和非参数估计的消费支出的拟合值。为了方便比较，同时列出了利用普通最小二乘法得到的消费支出拟合值。
非参数回归模型和半参数回归模型得到的拟合值比最小二乘法回归模型得到的消费支出拟合值要更接近实际值。从误差角度来说，采用最小二乘回归模型得到的拟合值的误差要远远大于采用非参数回归模型和半参数回归模型得到拟合值的误差。所以，可以认为，非参数回归估计和半参数回归估计比最小二乘回归估计的精度更高。
三、结论
通过对我国农村居民消费支出与可支配收入之间的结构关系的研究，传统的计量经济模型相对与非参数回归模型进行拟合的效果要差很多。于此同时，通过对城镇居民边际消费倾向的研究发现，不同时期，我国城镇居民消费结构存在明显的差异。在1990年前，我国城镇居民的边际消费倾向较大，即人们的钱大都用于消费，储蓄的很小，这可能跟当时我国居民的整体生活水平较低，人们的收入大都只能够解决温饱问题，在1990年后，虽然国内生产总值增幅较大，人们生活水平有所提高，但相对于收入来看，我国城镇居民的边际消费倾向有明显的下降趋势。现象发生的主要原因在于：目前居民对未来收入与支出的不确定性，我国还没有建立完善的社会保障体系，居民主要把一部分可支配收入用于储蓄。
参考文献：
[1]欧阳资生，鄢茵，陈内萍.一种包含非参数回归估计预测模型[J].湖南教育学院学报，2001（9）：181-183.
[2]周志丹.回归函数的核估计法及其在经济分析中的应用[J].浙江万里学院学报，2002（3）：78-79.
购物车(0)