居民消费支出

居民消费支出（精选十篇）

居民消费支出 篇1

目前, 我国的经济形势正逐步好转, 但仍未完全摆脱经济危机的不利影响, 扩大内需仍是当前的一项主要任务。我国农村地区人口众多, 消费潜力巨大, 拉动农村消费市场是扩大内需的一个重要手段。按照国家统计局的测算:农村人口每增长1元的消费支出, 将对整个国民经济带来2元的消费需求, 农村人口对任何家电产品的普及多增加一个百分点, 就可增加238万台 (件) 消费需求[1]。安徽是我国中部的农业大省, 人口大约6700万, 而农业人口约占总人口的78.02%[2], 研究安徽农村居民的消费支出, 从中分析他们的消费特点, 对拉动安徽省的内需有重要作用。

下面, 本文将通过对安徽农村居民的消费结构变化和边际消费倾向的分析中总结他们的消费特点。以下分析所用数据均来自安徽统计年鉴。

二、安徽农村居民的消费支出变化趋势

首先分析安徽农村居民的人均消费支出的总量。

从总量上看, 安徽农村居民年人均消费支出额从2000年的1321.50元增加到2007年的2754.04元, 年平均增速超过11%, 其中, 2005年增速达到21%, 2004年和2007年都达到了14%。这显示了近年安徽农村居民生活水平的迅速提高, 农村消费市场的作用日益体现。

其次分析安徽农村居民的消费支出结构变化。

消费结构是指人们在消费过程中所消费的各种不同类型的消费资料的比例关系, 它实质上反映了居民生活质量的

从图中可以看出:

1. 无论是存在型消费还是享受型消费, 消费支出的绝对值都是不断上升的。这说明从消费量上看, 安徽农村居民的消费水平和生活水平都在不断提高之中。

2. 虽然绝对消费支出都是不断上升的, 但消费结构却发生了变化, 生存型消费的比重基本是一个下降的趋势, 而享受型消费的总比重是一个上升的趋势。这说明安徽农村居民的消费已经逐步脱离了满足基本生存需要的消费类型, 而有了更高的生活需求, 生活质量正在逐步提高。

另外, 从表2的消费支出构成数据进行分析, 我们还可以看出食品类消费支出比重的下降速度是最快的, 这说明安徽农村居民的恩格尔系数不断下降;而交通通讯类消费的比重上升最快, 这说明安徽农村居民的出行和通讯方式正迅速地完成现代化的转变。这些都是安徽农村居民生活质量提高的重要表现。

三、安徽农村居民消费的边际消费倾向分析

根据凯恩斯的消费理论, 引入简化的线性消费函数:C=α+βY, 其中Y为可支配收入, α为自发性消费, β为边际消费倾向, 即新增加的一个单位的可支配收入中, 用于消费的比例。

这里以2000~2007年安徽农村居民人均纯收入代入Y计算, 将2000~2007年安徽农村居民八类消费支出项目与人均纯收入分别进行一元线性回归, 用Eviews软件进行分析得到八个线性方程的参数估计值、R2和t检验结果。

取显著性水平为0.05, 除“其他商品及服务”项外, 均可通过检验。

从以上结果中可以看出:高低。根据《中国统计年鉴》的分类方法, 生活消费支出被分为八大类:食品、衣着、居住、家庭设备用品及服务、交通通讯、医疗保健、文教娱乐、其他商品和服务。

从本文要说明的问题出发, 这里我们以上八类数据分为两大类:一是生存型消费, 包括“食品、衣着、居住”消费支出;二是享受型消费, 包括“家庭设备用品、交通通讯、文化教育娱乐用品、医疗保健、其他商品和服务”支出。根据《安徽统计年鉴》中2000~2007年农村居民家庭平均每人生活消费支出和农村居民家庭平均每人生活消费支出构成的数据, 得到如图1、图2的趋势图。

1. 总的来看, 消费与收入的关系是非常强的, 可以说收入直接影响了消费支出的多少。

2. 在所有八个大类的消费项目中, 边际消费倾向最大的是食品消费, 这说明安徽农村居民在收入增加时, 首先考虑的仍然是提高食品消费的数量和质量。

3. 居住消费的边际消费倾向处于第二位, 这主要是由于安徽农村居民的传统观念和习惯的影响, 为了孩子结婚成家, 盖房是一项必不可少的项目。

4. 特别值得注意的是, 交通通讯消费的边际消费倾向也达到了12.73%, 这说明现代化方式的出行和交流信息方式已经成为安徽农村居民在收入增加时要考虑的一项重要消费项目。

四、政策建议

根据以上对安徽农村居民消费支出的分析, 我们提出如下刺激农村居民消费的建议:

1. 消费支出的多少与居民的收入是高度相关的, 刺激安徽农村居民消费的首要任务就是要保证农民收入的稳步提高。

2. 虽然比重不断下降, 但食品消费仍然是安徽农村居民消费的主要内容, 只不过现在的食品消费不再是为了满足基本的温饱, 而是改善食品的结构, 提高食品的质量要求。这应当是刺激安徽农村居民消费市场的一个重要方面。

3. 生产企业应当注意到安徽农村居民的享受型消费品的市场需求已经迅速发展起来, 不能再忽视这一广大的市场, 而要像重视城镇享受型消费品市场一样为农村提供数量更多、品质更好、更有针对性的享受型消费品。

4. 安徽农村的交通通讯产品和服务市场发展的最为迅速, 政府和企业应当抓住这个机会, 用符合农村居民需要的产品和服务刺激这一潜力巨大的消费市场。

参考文献

[1]储海霞, 田珍.促进农村消费的瓶颈因素和路径选择[J].江苏农村经济, 2009 (6) .

[2]宁敏.安徽农村居民消费结构的分析[J].经济视角, 2009 (4) .

2022全年全国居民人均消费支出 篇2

它是一个国家整个经济活动成果的最终体现，也是反映人民物质和文化生活需要的满足程度 。

国民经济总体的消费率，是国民收入分配和再分配的结果 。它高低主要受国民收入的增长速度和积累率的高低的影响 。

人均消费支出公式

人均消费支出的计算办法就是把消费总额除以总共多少个人。比如说，张先生和朋友总共十个人去餐饮店聚餐，总共消费了800块钱菜金和酒水，我们把800块钱去除以十个人得到80块钱，也就是说张先生和他的朋友的人均消费是80块钱人民币。人均消费一般用于体现某个酒店的消费档次。

人均消费支出的计算公式是，人均消费支出等于消费支出总额除以平均人教。人均消费支出就是人均消费额，代表一个地方的消费水平。如某公司职工98人，全年消费支出额185万元，年人均消费支出为185万元÷98人=1.8877万元=18877.7元，平均每月人均消费支出18877.7元÷12=1573.14元。

人均消费水平(年)=居民个人消费总额/年均人口总数

消费率=消费基金/国民收入×100% 其中，消费基金包括居民消费和政府消费。

消费率是指一个国家或地区在一定时期内(通常为1年)用于居民个人消费和社会消费的总额占当年国民支出总额或国民收入使用额的比率。它反映了一个国家生产的产品用于最终消费的比重，是衡量国民经济中消费比重的重要指标。一般按现行价格计算。

地方政府财政支出与居民消费 篇3

摘 要：从理论上说，地方政府财政支出对居民消费的影响效应有“挤入”与“挤出”之争。运用安徽省16个地级市面板数据，从总量和结构效应两个维度来实证分析地方政府财政支出对城乡居民消费的影响。结果表明：从总量效应看，地方政府财政支出对城乡居民消费均具有“挤入”效应，且对城镇居民消费的挤入效果更明显。从结构效应看，地方政府行政管理支出对城乡居民消费均具有“挤出”效应；医疗卫生支出对城乡居民消费均具有“挤入”效应；教育支出对城镇居民消费具有“挤入”效应，但是对农村居民消费的影响却不明显；社会保障支出对城乡居民消费的影响均不明显。

关键词：地方政府；财政支出；居民消费；影响效应

中图分类号：F812.7

文献标识码：A 文章编号：1672-1101（2015）04-0041-06

Abstract：In theory， the effect of fiscal expenditure impact on residents' consumption can be divided into two aspects： "crowding-in-effect" or "crowding-out-effect". Using the panel data of 16 cities from Anhui province， this paper analyses the influence of local government fiscal expenditure to consumption of urban and rural residents from the two dimensions of the total and structure effects. The results shows： from the total effect， local government fiscal expenditure has "crowd-in-effect" on the consumption of urban and rural residents， and the consumption of urban residents 'crowding-in-effect' is more obvious than that of the rural residents. From the structure effect， the administrative expenditure of local government has "crowding-out-effect" on the consumption of urban and rural residents； the health expenditure has "crowding-in-effect" on the consumption of urban and rural residents； education expenditure has "crowding-in-effect" on consumption of urban residents， but the impact on rural residents' consumption is not obvious； the effects of social security expenditure on bot the urban and rural residents' consumption are not obvious.

Key words：local government； fiscal expenditure； residents' consumption； effect

一、文献综述

近年来，内需已成为我国经济增长新的拉动力。为扩大内需、刺激居民消费，政府实施了积极的财政政策、增加财政支出，特别是民生方面的支出。在2014年底召开的中央经济工作会议上，政府又提出“继续实施积极的财政政策”，以此来释放消费潜力，从而“增强内需对经济增长的拉动力、使消费继续在推动经济发展中发挥基础作用”。财政支出与居民消费之间的关系，从影响方向上可以分为两类：一是财政支出促进了居民消费，即财政支出对居民消费具有挤入效应：二是财政支出抑制了居民消费，即财政支出对居民消费具有挤出效应。关于财政支出影响居民消费的效应，国内外学者进行了大量研究，但仍未得出一致的结论。

國外学者很早就开始研究财政支出对居民消费的影响。Bailey（1971）就通过研究发现公共部门提供的商品和服务挤出了θ（0<θ<1）单位的私人消费，财政支出与居民消费是替代关系，即财政支出对居民消费具有挤出效应[1]。Serletis 与Shahmoradi（2010）等认为财政支出与居民消费直接存在着一定的替代关系，财政支出对居民消费也具有挤出效应。而Devereu 等（1996）从财政支出对宏观经济的影响入手研究财政支出对居民消费的影响，研究发现财政支出对居民消费具有挤入效应。Monacelli 与Perotti （2006）、Ravn 等（2007）、Beetsma和Giuliodori（2011）等通过研究，都认为政府购买性支出增加会提高居民消费水平，即财政支出对居民消费具有挤入效应[2]。

国内学者对财政支出影响居民消费的效应也进行了大量的研究，这些研究大体上可以分为两个方面：一是研究财政支出影响居民消费的总量效应；二是研究财政支出影响居民消费的结构效应。

（一）财政支出影响居民消费的总量效应。李广众（2005）依据消费者最优选择理论来构建计量模型，运用1952-1978年与1979-2002年两个时期的样本实证分析政府支出与居民消费之间关系，结果表明：改革开放以来，政府支出与居民消费之间表现为互补关系[3]；张治觉和吴定玉（2007）、陈冲（2011）、胡永刚和郭新强（2012）等通过构建模型进行实证分析也认为财政支出对居民消费具有挤入效应[4-6]；胡永刚、郭长林（2013）通过动态随机一般均衡模型（DSGE），运用我国1996Q1—2011Q4的季度数据分析了财政政策对居民消费的影响，研究表明财政支出扩张会导致居民消费增加[7]。但另外的一些学者的研究结论却与上面的截然相反。黄赜琳（2005）通过构建一个三部门实际经济周期模型来我国研究改革开放后的经济，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[8]；申琳和马丹（2007）、方福前和孙文凯（2014）通过实证分析也认为政府支出对居民消费有一定的挤出效应[9-10]。

（二）财政支出影响居民消费的结构效应。储德银、闫伟（2009）运用1998-2007年我国31个省份的面板数据来实证分析地方政府支出与农村居民消费之间的关系，结果表明：地方政府财政支农支出對农村居民消费具有显著的挤入效应，而转移性支出与农村居民消费的相关程度并不明显[11]。陈冲（2011）经过实证分析认为政府投资性支出和民生性支出对居民消费产生挤入效应，而消费性支出产生挤出效应。刘小川、汪利锬（2014）运用乘数—加速数模型来研究政府支出对居民消费的影响，结果表明一般公共事务性支出对居民消费产生挤出效应，民生性政府支出对居民消费产生挤入效应，经济事务性支出对居民消费呈现为先挤入后挤出的“倒U型”效应[12]。武晓利，晁江锋（2014）利用动态随机一般均衡（DSGE）模型框架来研究财政支出结构对居民消费率的影响，指出政府消费性支出在长期内挤出居民消费，而投资性支出在长期内对居民消费具有挤入效应，服务性支出和转移支付能有效挤入居民消费[13]。

上述研究文献，特别是国内文献，对财政支出影响居民消费效应的研究都是基于全国层面的研究，很少具体研究某个地方政府财政支出对居民消费的影响（李广众、黄赜林、胡永刚等）。由于在现行的政府财政支出里，除国防和外交支出需中央承担外，其它支出都是由中央和地方共同承担，或者是地方独自承担。其中如教育支出，医疗卫生支出和社会保障支出等有关民生的支出都由中央和地方政府共同承担，并以地方政府为主。因此，单独研究某个地方政府财政支出对居民消费的影响很有必要。同时，在研究财政支出影响居民消费效应时，有的学者没有考虑到我国城乡二元结构的特殊性（陈冲等）；或者考虑到了这种特殊性，但没有同时研究财政支出影响城乡居民消费效应，并分析两者之间的差异（储德银等）。基于此，本文通过构建面板模型，以安徽省16个地级市为样本，从总量和结构效应两个视角来实证分析安徽省地方政府财政支出对城乡居民消费的影响，研究地方政府财政支出总量和各类支出项目对城乡居民消费的“挤入”与“挤出”之争，并分析了地方政府财政支出对城乡居民消费影响效应之间的差异。本文随后部分的安排结构如下：第二部分阐述地方政府财政支出影响居民消费的作用机制；第三部分构建地方政府财政支出影响居民消费的模型；第四部分实证估计安徽省地方政府财政支出影响居民消费的结果并进行分析；最后就是本文的主要结论和政策建议。

二、地方政府财政支出影响居民消费的作用机制

本文利用凯恩斯的国民收入决定理论来分析地方政府财政支出影响居民消费的作用机制。在这里不考虑各地区之间的经济结构差异和国内产业分工情况，同时假定该地方政府辖区为一个封闭的经济，则引入的收入决定模型为：

依据经济性质的不同，地方政府财政支出可分为购买性支出和转移性支出。首先，购买性支出直接作用于生产和就业，购买性支出的增加会直接增加社会总需求，在社会总供给小于总需求或经济没有达到充分就业时，社会总供给也随之增加、就业增加，居民可以选择更好的就业机会或更多的人获得就业机会，使得居民收入增加。在其他条件不变的情况下，居民收入的增加导致居民消费的增加，即G↑→AD↑→S↑、就业↑→Y↑→Yd↑→C↑；其次，转移性支出直接作用于收入分配，当增加转移性支出时，如社会保障支出，通过分配和再分配使居民可支配收入提高，从而促进居民消费，即TR↑→Yd↑→C↑。

上面是分析了财政支出对居民消费的总体影响，由于不同支出项目影响居民消费的作用机制不同，因此就有必要分析各支出项目影响居民消费的作用机制，即财政支出对居民消费的结构影响。第一，行政管理支出与居民消费。行政管理支出是政府履行行政管理这一基本职能发生的支出，政府通过行政管理来维持生产和生活秩序，为企业与居民提供稳定安全的生产和生活环境，有利于社会经济发展和促进居民消费。当行政管理支出规模过大时，就意味着政府规模的扩张和干预程度的加强，此时政府就可能过度干预市场，存在“越位”可能。政府的过度干预可能引起市场机制扭曲，从而抑制了居民消费；第二，教育支出和居民消费。政府教育性经费支出直接影响着教育水平的提升与劳动力素质的高低，而劳动力素质的高低又直接影响着劳动者工资水平的高低。政府通过增加教育支出改善学校基础设施、引进优秀人才等，来提高学校的师资水平和教学质量，从而提升劳动者的受教育水平，提高劳动者的专业技能和素质。劳动者专业技能和素质提升后，可以为企业创造更大的价值，劳动者的工资待遇水平也会提升，从而促进了劳动者的消费水平；第三，社会保障支出和居民消费。一是社会保障支出具有收入再分配功能，直接增加居民可支配收入，从而促进居民消费，二是社会保障支出的增加，可以减少居民预期支出的不确定性，从而间接提高居民消费愿望；第四，医疗卫生支出和居民消费。政府通过增加医疗卫生支出，来提升医疗服务水平和医疗保障水平，从而提高了居民的健康水平，而健康对工资率有显著影响（田艳芳，2013）。因此，居民好的健康水平促进了收入水平的增加，从而进一步促进了居民消费。

三、模型构建和数据说明

（一）模型构建

本文在消费者最优选择理论的框架下，借鉴储德银（2009）、睢党臣（2012）、邹红（2014）等文献的思路，构建以居民消费为被解释变量，地方政府财政支出为核心解释变量的面板数据模型。考虑到居民收入对居民消费有着重要影响，为了提高模型估计结果的精确性和科学性，故将居民收入也加入到模型中，具体的实证分析模型如公式（4）所示：

模型（4）为地方政府财政支出影响城乡居民消费总量效应的模型。其中，下标i和t分别表示第i个地级市和第t个时期，c表示城乡居民人均消费水平，y表示城乡居民人均收入水平，zc表示人均财政支出，且为了减少变量的波动性，对所有变量做对数处理。

考虑到本文还要分析地方政府财政支出影响居民消费的结构效应，根据前文的理论分析，用人均行政管理支出、人均教育支出、人均社会保障支出和人均医疗卫生支出来代替模型（4）中的人均财政支出变量，实证分析模型如公式（5）所示：

模型（2）为地方政府财政支出影响城乡居民消费结构效应的模型。其中，下标i和t分别表示第i个地级市和第t个时期，xz表示人均行政管理支出，jy表示人均教育支出，sb表示人均社会保障支出，yl表示人均医疗卫生支出，所有变量做对数处理。

（二）数据说明

本文的分析样本为安徽省16个地级市，时间跨度为2008-2013年。由于安徽省2011年进行了行政区划改革（撤销巢湖市），为了保证数据的完整性，本文将巢湖市2011年之前每年的数据并入到合肥市处理。本文所有原始数据均来源于《安徽省统计年鉴》（2009-2014），为了增强实证结果的可信度和科学性，所有数据用消费者价格指数进行平减（2008=100）。模型中的各类财政支出的人均变量是指某地级市的该类财政支出总量除以该市的户籍人口数的数值，如人均财政支出就是通过某地级市的财政支出总量除以该市的户籍人口总数得到，其中行政管理支出用一般公共服务支出来代替。各变量的统计特征如表1所示。

四、实证估计结果及其分析

（一）地方政府财政支出影响居民消费的总量效应

1.地方政府财政支出影响城镇居民消费的总量效应

由于本文仅仅分析安徽省内的情况，本文认为固定效应模型在理论上比混合回归模型和随机效应模型更适合。同时根据协方差分析检验，本文最终选取固定效应变截距面板模型来实证分析地方政府财政支出影响城镇居民消费的总量效应，实证估计结果如表2中（1）列所示。

从估计结果可知：首先，人均财政支出的系数显著为正，说明安徽省地方政府财政支出促进了城镇居民消费，即地方政府财政支出对城镇居民消费具有“挤入”效应；其次，人均财政支出的回归系数为0.182 7，说明在其它条件不变的情况下，人均财政支出增加一个百分点，城镇居民人均消费平均增加0.182 7%；最后，城镇居民人均收入和人均消费同方向变化，且城镇居民人均收入增加一个百分点，其人均消费平均增加0.457 9%。

2.地方政府财政支出影响农村居民消费的总量效应

通过协方差分析检验，本文选取固定效应不变系数面板模型来实证分析地方政府财政支出影响农村居民消费的总量效应。实证估计结果如表2中（2）列所示。根据实证估计结果可知：人均财政支出的回归系数为0.089 6，且在10%的显著性水平下通过了t检验，说明在其它条件不变的情况下，人均财政支出增加一个百分点，农村居民人均消费平均增加0.089 6%。这意味着安徽省地方政府财政支出对农村居民消费具有促进作用，即地方政府财政对农村居民消费也具有“挤入”效应。同时，农村居民人均收入也促进了其消费水平，在其它条件不变的情况下，农村居民人均收入增加一个百分点，其人均消费平均增加0.657 4%。

3、地方政府财政支出影响城乡居民消费总量效应差异的分析

根据表2中的估计结果可知，地方政府财政支出对城乡居民消费都具有“挤入”效应，但是挤入的程度却不相同，地方政府财政支出对城镇居民消费的挤入程度高于其对农村居民消费的挤入程度。本文认为这是由于公共服务非均等化造成的。当前，安徽省基本公共服务的非均等化问题比较突出，并由此使地区间、城乡之间、不同群体之间在基础教育、公共医疗、社会保障等基本公共服务方面的差距逐步拉大。城镇居民享受到的公共服务高于农村居民享受到的，这就使的政府增加财政支出时，城镇居民得到的优惠多于农村居民的，从而更能够促进城镇居民的消费。同时也可以得知，城乡居民人均收入的消费弹性也不相同，城镇居民人均收入的消费弹性小于农村居民的消费弹性，即农村居民人均收入的增加更能促进其消费水平的增长。本文认为这主要是由于农村居民的收入水平低于城镇居民的，导致农村居民的消费水平也低于城镇居民的。当居民收入水平上升时，农村居民会更多将收入用于消费，来提高自己的生活水平。

（二）地方政府财政支出影响居民消费的结构效应

本文除了分析安徽省地方政府财政支出影响居民消费的总量效应外，还分析地方政府财政支出影响居民消费的结构效应。由于本文在分析地方政府财政支出影响居民消费结构效应时的样本时期跨度较短，而且时期较短的原因是我国在2006年进行了政府收支分类改革，安徽省从2007年开始实施新的收支口径，从而使得样本只能从2007年开始，这种客观原因是无法克服的。因此，本文采用混合堆积回归的形式实证分析地方政府财政支出影响居民消费的结构效应。也正因如此，本文仅能运用OLS对模型（5）进行实证估计，实证估计结果如表3所示。

根据表3的实证估计结果可知：首先，人均行政管理支出的回归系数分别为-0.174 9、-0.079 6，且在5%的显著性水平下均通过了t检验，说明在其它条件不变的情况下，人均行政管理支出增加1%，城乡居民人均消费分別减少0.174 9%、0.079 6%，即地方政府行政管理支出对城乡居民消费均具有“挤出”效应。本文认为这是由于行政管理支出是非生产的消耗性支出，在政府预算规模不变的情况下，行政管理支出增加必然会减少其它方面的支出，如社会保障、教育和医疗卫生等民生性支出，从而不利于增加居民消费。同时，政府行政管理支出规模扩大，意味着政府规模的扩张和干预程度的加强，此时政府就可能过度干预市场，存在“越位”可能。政府的过度干预可能引起市场机制扭曲，从而抑制了居民消费。其次，人均教育支出的回归系数分别为0.199 4、-0.052 2，且前者在1%的显著性水平通过了t检验，而后者没有通过t检验，这意味着地方政府教育支出对城镇居民消费具有“挤入”效应，但是对农村居民消费的影响却不明显。再次，人均社会保障支出的回归系数均没有通过t检验，说明地方政府社会保障支出对城乡居民消费的影响均不明显。本文认为这是因为安徽省的社会保障制度还不够完善，不能降低居民的预期支出的不确定性，从而导致社会保障支出对居民消费的影响不明显。最后，人均医疗卫生支出的回归系数分别为0.299 8、0.237 4，且在1%的显著性水平下通过了t检验，说明在其它条件不变的情况下，人均医疗卫生支出增加1%，城乡居民人均消费分别增加0.299 8%、0.237 4%，即地方政府医疗卫生支出对城乡居民消费均具有“挤入”效应。本文认为这是因为政府增加医疗卫生经费的投入，有利于提高医疗服务和医疗保障，从而提高居民的健康水平，好的健康水平促进了工资收入水平的上升，从而引起居民消费水平的提高。

五、主要结论和政策建议

本文运用安徽省16个地级市面板数据，从总量和结构效应两个维度来实证分析地方政府财政支出对城乡居民消费的影响。结果表明：從总量效应看，地方政府财政支出对城乡居民消费均具有“挤入”效应，且对城镇居民消费的挤入效果更明显。从结构效应看，地方政府行政管理支出对城乡居民消费均具有“挤出”效应；医疗卫生支出对城乡居民消费均具有“挤入”效应；教育支出对城镇居民消费具有“挤入”效应，但是对农村居民消费的影响却不明显；社会保障支出对城乡居民消费的影响均不明显。

基于以上实证分析与结论，本文给出如下政策建议：一是进一步增加安徽省地方政府的财政支出总量。近年来安徽省地方政府财政支出总量逐年递增，由2000年的3 224 688万元增加到2013年的43 496 871万元，年均增长率22.16%。同时2014年底召开的中央经济工作会议也明确要求“继续实施积极的财政政策”，基于本文的实证结论，安徽省应进一步增加财政支出以促进城乡居民消费水平的提升。同时，安徽省还应进一步优化财政支出结构，减少行政管理支出，增加教育、医疗卫生等方面的支出。安徽省行政管理支出由2008年2 341 531万元增加到2013年4 691 511万元，年均增长率为40%；教育支出由2008年2 862 557万元增加到2013年7 365 882万元，医疗卫生支出由2008年1 038 442万元增加到2013年3 617 987万元，年均增长率分别为51.46% 、69.68%，两者的增长率均超过了行政管理支出的增长率。根据实证结论，行政管理支出抑制了居民消费，而教育、医疗卫生支出则促进了居民消费，因此安徽省应进一步减少行政管理支出，增加教育、医疗卫生等方面的支出，以此来控制“三公”消费，促进大众消费，让消费积涓成流。

二是应加大财政在社会保障方面的支出，完善社会保障体系。安徽省社会保障支出由2008年的2 282 005万元增加到2013年的5 336 402万元，年均增长率为46.77%，不足同期的财政支出增长率52.82%。依据本文的实证结论，社会保障支出对城乡居民消费的影响均不明显。基于此安徽省应进一步加大社会保障支出力度，完善社会保障体系，提高城乡居民基本医保、基本养老金与农村五保供养等补助标准，真正做到“多些雪中送炭，更加注重保障基本民生，更加关注低收入群众生活”，以此来降低居民预期支出的不确定性。

三是应大力发展经济以提高居民的收入水平，缩小城乡居民收入差距。本文的实证结论表明收入也是影响城乡居民消费的重要因素，因此安徽省应大力发展经济，加快产业结构升级，将经济工作的着力点放到转方式调结构上来，努力保持经济稳定增长，从而促进居民收入水平的提升。同时，安徽省还应切实解决好“三农”问题，坚定不移的加快转变农业发展方式，大力推进农业现代化，完善强农惠农政策，持续增加农民收入，持之以恒强农业富农村惠农民，缩小城乡居民收入差距。

参考文献：

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居民消费支出 篇4

关键词：居民消费,住房支出,教育支出,医疗支出

一、引言

自从20世纪90年代以来, 我国经济持续高速增长, 城乡居民的收入也大幅度增加。然而, 随着居民收入的不断增加, 居民消费在整个GDP的比重却逐年下降。我国居民平均消费倾向也逐年下降, 其中城镇居民的平均消费倾向从1990年的0.84下降到2011年的0.69, 农村居民的平均消费倾向从1990年的0.85下降到2011年的0.74。相反, 伴随着平均消费倾向的不断下降, 城乡居民的储蓄却屡创新高。为什么会出现这种现象呢?

从20世纪90年代以来, 随着医疗、教育、住房的不断改革, 逐步实现了市场化。然而, 医疗、教育和住房的市场化似乎并没有给国民带来多大的实惠, 相反, 使得本应由政府承担的这些社会保障公共支出逐渐转移到了老百姓自己的身上。再加上市场化改革后, 药价、学费和房价不断上涨, 且上涨幅度已经远远超出普通百姓所能承受的范围。从消费结构看, 1993年开始, 娱乐教育文化支出超过家庭设备成为第三大居民消费支出项目, 90年代中期以后, 住房成为第四大居民消费支出项目;而从增长速度来看, 1990—2006年, 居民医疗保健支出在所有消费支出项目中增长最快。所以, 在老百姓身上出现了新的三座大山:看不起病、上不起学、买不起房。因此, 学术界出现了这样的声音:新的三座大山使得居民不敢消费, 反而增加储蓄来预防未来不确定性支出, 使得我国城乡居民消费萎靡不振。那么, 真的就如大多数学者所说的这样, 住房支出、教育支出和医疗支出会对居民消费产生抑制作用?

二、国内外文献综述

Leland (1968) 对预防性储蓄进行了理论阐述, 后来经过多人的不断改进, 形成了目前为大家所认可的消费理论。Kimball (1990) 认为未来收入的不确定性会使得边际消费倾向降低。但国外对于居民的预防性储蓄影响居民消费行为的程度并没有统一的观点。那么, 中国居民消费不足是否是因为居民过高的预防性储蓄动机引起的呢?黄继炜 (2008) 研究教育和医疗价格的变化, 发现教育和医疗价格的上升会对居民的消费支出产生负面的影响。杨水根和雷楚晶 (2013) 基于2001—2011年的面板数据分析了医疗保健支出对城镇居民消费的影响, 研究发现居民医疗保健支出与消费支出存在正向相关。骆祚炎 (2010) 研究了住房支出、住房价格与居民消费的影响, 他认为住房支出的比例与居民消费的增长呈负相关。杨汝岱和陈斌开 (2009) 研究了高等教育对居民消费行为的影响, 他们以经验时事观察为基础, 利用CHIP数据进行实证检验, 截面分析表明, 高等教育支出对居民消费有显著的挤出效应, 它使得有大学生的家庭居民边际消费倾向下降12%, 两年混合截面分析也有类似的结论。张乐和雷良海 (2010) 基于预防性储蓄理论, 研究了住房、医疗、教育支出对我国城镇居民消费的影响, 结果显示, 制度变革引起的教育、医疗和住房支出是制约城镇居民消费的主要因素。

三、实证研究

结合国内外文献, 本文利用1993—2011年中国城镇和农村居民的相关数据, 通过协整模型, 分别研究了住房支出、教育支出和医疗支出对我国城镇居民和农村居民消费的影响。本文与其他文章不同之处有四点: (1) 与大多数研究不同, 本文的住房支出不是统计年鉴中消费支出中的住房支出, 而是购房支出。中国统计年鉴中的住房支出不包括购房支出, 居民的购房支出属于固定资产投资, 而不属于消费。 (2) 本文直接研究住房支出、教育支出和医疗支出对城乡居民消费的影响, 而不是像其他研究那样, 将三者综合为不确定性支出, 这样能更好地观察三者对消费的不同影响。 (3) 本文使用中国统计年鉴1993—2011年的数据, 而并没有选用从1978年至今的数据。这是因为教育改革、医疗改革和房地产市场改革是从20世纪90年代开始的, 选用这些数据能更好地分析“三改”之后对消费的影响。

(一) 模型构建

本文将使用协整模型, 利用OLS模型研究三者对消费的长期均衡关系, 并且, 本文将对城镇和农村进行分别研究。基于上述考虑, 本文影响居民消费的回归模型为:

其中, ct为t期居民消费支出, ht为t期住房支出, et为t期教育支出, mt为t期医疗支出, ut为白噪声。

(二) 变量选取、数据说明及平稳性检验

本文使用1993—2011年城乡时间序列数据, 主要变量包括居民消费支出、居民住房支出、居民教育支出和居民医疗支出。其中住房支出为居民的购房支出。

注:D (c, 2) 表示对消费二阶差分, 其他类同。检验类型中依次表示是否有常数项、趋势项和滞后阶数, 其中滞后阶数根据SZ准则自动选取。根据上述ADF检验, 发现这些变量都是二阶平稳的。

(三) 协整检验

运用Johansen检验方法检验是否存在协整关系, 结果如下:

根据Johansen检验 (表2) , 我们可以看出不管是城镇还是农村, 居民消费支出与住房支出、教育支出和医疗支出存在长期稳定均衡关系。

(四) 回归结果

该方程的拟合优度为0.999372, 调整后的拟合优度为0.999087, F检验的值为3503.187, 概率为0.000, DW值为1.343328。除了教育支出e在15%水平上成立外, 其他均在95%以上显著。因此, 该模拟的方程还是可以接受的。

该方程的拟合优度为0.993890, 调整后的拟合优度为0.992668, F检验的值为813.3679, 概率为0.0000, DW的值为1.024508。所有的变量均在95%的水平上显著。因此该模拟方程可以接受。

(五) 回归结果分析

城镇居民消费与医疗支出、住房支出以及其滞后一期、二期呈正相关, 从模型来看这几个变量都十分显著。其中, 医疗支出对城镇居民消费有很强的促进作用。城镇居民消费虽然与住房支出呈正相关, 但住房支出对消费的促进作用非常小, 可以说住房支出几乎不会促进消费。而消费与教育支出呈负相关, 虽然是在15%水平上显著, 但我们还是可以认为两者是负相关的, 并且教育支出对城镇居民消费的挤出作用也是相当强的, 教育支出每增加1元, 消费支出就减少1.09元。再看农村, 农村居民消费与住房支出、教育支出和医疗支出都呈正相关, 且所有变量都显著。与城镇居民一样, 医疗支出对农村居民消费也有很大的促进作用, 而住房支出对消费的促进作用也是极小。不同的是, 农村居民消费与教育支出呈现很明显的正相关, 且教育支出对消费的促进作用很强。

四、结论与政策建议

本文利用城乡宏观数据, 利用协整模型, 分析了长期城乡居民消费与住房支出、教育支出和医疗支出的关系。结果发现医疗支出与消费呈正相关, 且有很强的促进作用;住房支出虽然与消费呈正相关, 但对消费的促进作用不强;教育支出对与城乡来说都有很强的正的影响。基于实证研究结论, 针对“新三座大山”的现实背景, 提出如下政策建议。

1.对于住房来说

自从开始房地产市场改革以来, 不论是城镇还是农村, 房价上涨都过快。尽管本文的实证研究并没有发现住房支出对消费有明显的抑制作用, 但在这个动辄需要用一辈子的储蓄买一套房的现实下, 政府应当采取适当的政策进一步完善房地产市场, 抑制市场上的过度投机行为, 控制房价的过快上涨, 保证中低收入阶层的住房条件, 控制资产过度膨胀带来的危害和风险。另外, 在进行城镇化建设时, 多多考虑普通百姓的利益, 让他们住得起房。

2.对于医疗来说

虽然本文实证研究表明医疗支出对消费有很大的促进作用。但是笔者认为, 医疗支出对消费的促进作用是因为现在人的健康意识增强, 很多人会去购买一些医疗保健用品。因此, 作为政府部门按照“保基本、强基层、建机制”要求, 继续重点推进医疗保障、医疗服务、药品供应、公共卫生以及监管体制等综合改革;整合城乡居民基本养老保险和基本医疗保险制度, 全面建成覆盖城乡居民的社会保障和医保体系;健全农村三级医疗卫生服务网络和城市社区卫生服务体系。

3.对于教育来说

农村居民普遍意识到只有知识才能改变命运, 因此他们会更多地为子女在教育上投入资金。笔者认为这是因为城镇的孩子在择校方面有时要投入很大一笔资金。前段时间说某城市幼儿园一年二十万, 还有许多家长排队去给孩子报名。这说明我国在教育资源分配上存在很大问题, 政府应该规范学校的收费项目, 严禁学校乱收费。

参考文献

[1]郭志仪, 毛慧晓.制度变迁、不确定性与城镇居民消费——基于预防性储蓄理论的分析[J].经济经纬, 2009 (05) .

[2]杨汝岱, 陈斌开.2009高等教育改革、预防性储蓄与居民消费行为[J].经济研究, 2009 (08) .

[3]张乐, 雷良海.基于预防性储蓄理论的中国城镇居民的消费行为研究[J].消费经济, 2010 (04) .

[4]田青, 马健, 高铁梅.我国城镇居民消费影响因素的区域差异分析[J].管理世界, 2008 (07) .

[5]杨水根, 雷楚晶.我国医疗保健支出对城镇居民消费影响研究[J].价格理论与实践, 2013 (03) .

[6]易行健, 王俊海, 易君健.预防性储蓄动机强度的时序变化与地区差异——基于中国农村居民的实证研究[J].经济研究, 2008 (02) .

[7]骆祚炎.住房支出、住房价格、财富效应与居民消费增长——兼论货币政策对资产价格波动的关注[J].财经科学, 2010 (05) .

居民消费支出 篇5

温淑娟

近年来，阿荣旗政府千方百计增加居民收入，使居民生活条件日益改善。2008年，据调查队对城镇50户居民家庭抽样调查显示，居民家庭人均家庭总支出12153.66元，比去年增长37.2%。其中消费支出8366.9元，比上年增长25.6%。八大类消费呈现“六升二降”格局，其中，食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通通讯和教育文化娱乐服务消费均有所增长；居住、其它商品和服务消费支出均有不同程度下降。

1、食品消费支出持续增长

2008年，城镇居民家庭人均食品消费支出2430.79元，比上年增长32.8%，受食品价格上涨影响，购买粮油、肉禽蛋奶、糖烟酒饮料、糕点奶及奶制品支出增幅较大，分别为增长43.2%、16.8%、61.8%、46.6%；在外饮食支出继续增加，人均消费达610.76元，增长46.0%。

2、购买住房支出下降，装修消费减少

2008年，城镇居民购房支出有所减少，装修费用支出也随之下降。居民家庭人均居住消费支出774.72元，比去年下降19.6%。装修费用支出5.66元，下降82.6%。

3、家庭设备用品支出增长平稳，家具及床上用品消费增长较快

2008年，城镇居民家庭人均用于购买家庭设备用品及服务消费支出536.81元，比上年增长42.0%。其中，购买日常用品支出166.89元，增长58.4%；购买家用电器设备支出138.89元，增长9.8%；购买家具及床上用品支出增幅较大，分别为7.9和98.3%。奥运结婚潮对城镇居民家庭设备用品消费具有一定的拉动作用。

4、医疗保健消费支出增长较快

2008年，城镇居民家庭人均医疗保健消费支出742.6元，比上年增长79.7%。其中，医疗费支出234.37元，增长233.6%；购买药品支出441.58元，增长37.0%。随着医疗技术水平的不断提高，城镇居民重症治愈效果较好，高昂的重症治疗费用使得城镇居民医疗消费支出增长进一步加快。

5、手机消费趋向饱和，汽车消费有待发展

2008年，城镇居民家庭人均用于交通和通信消费支出1085.91元，比上年增长20.2%。其中，购买通信工具支出112.62元，下降26.7%，主要是手机购买量出现下滑；随着通信消费市场日趋饱和，城镇居民通信费用支出增幅较前几年有所回落；购买交通工具支出337.9元，增长117.2%。城镇居民家庭逐步进入家用汽车消费行列，2008年末，每百户城镇居民家庭拥有家用汽车2辆。

6、教育文化娱乐服务支出平稳增长，素质教育受到高度重视

2008年，城镇居民家庭人均教育文化娱乐服务消费支出895.65元，比上年增长43.9%。随着城镇居民生存和就业的需求，素质教育愈来愈受到重视，上各类培训班的费用增幅较大，据调查资料显示，上培训班支出53.58元，比上年增长213.1%。

7、其他商品和服务消费支出有所下降

2008年，城镇居民家庭人均其他商品和服务消费支出313.36元，比上年下降11.8%。

8、城镇居民家庭逐步成为互联网络用户

随着家用电脑的普及，越来越多的住户加入互联网络。2008年末，每百户城镇居民家庭拥有家用电脑24台，比上年增长0.9%，其中接入互联网的电脑有20台。全年户均上网费支出26.15元，比上年增长242.3%。随着互联网络用户的增加，新型、时尚的网络消费将有助于居民生活消费支出进一步提高。

居民消费支出 篇6

关键词：民生支出农村居民消费

一、导言

关于财政支出与居民消费之间的关系，理论界一直存在两种不同的观点，传统的凯恩斯主义经济理论认为，在存在资源闲置的情况下，财政支出增加通过乘数效应会提高国民收入，由此导致居民消费的增加。公共经济学也认为政府对公共品的（如教育、养老、道路等）投资，能节约居民对其支出，从而增加居民对私人消费品的支出。但另一方面，古典和新古典经济学却认为由于政府债券与征税的影响是一样的，因此政府支出会对居民消费支出产生挤出效应。在实证研究上也存在两种相反的结论：Bailey（1971）、Aschauer（1985）、Ahmed（1986）等的研究认为，政府财政支出与居民消费之间存在一定挤出效应；而Karras（1994）、Devereus、Head和Lapham（1996），Gali、Lopez-Salido和Valles（2003）等的分析认为政府支出会刺激居民扩大消费支出。对于我国的研究也存在这样两种不同的结论，谢建国（2002）、黄赜琳（2005）等的实证结果表明政府支出减少了居民消费支出；而胡书东（2002）、李广众（2005）等认为，我国积极的财政政策的确能对民间消费起拉动作用。

以上国内外的研究都是从整体上分析财政支出与居民消费之间的关系，而没有单独研究财政支农支出与农村居民消费之间关系的文献。但由于我国城乡“二元”经济特征十分明显，城镇居民消费与农村居民消费有着十分显著地差别，因此在我国独立的研究财政支农支出与农村居民消费支出之间的关系十分必要，特别是我国自2004年以来所实行的以加大财政在农村教育、医疗、养老等民生方面支出为特征之一的农村新政其政策目标之一就是提高农村居民消费水平，那么这个政策目标的实现效果又是如何呢？自然是我们十分关注的问题，也是对于未来进一步的财政支农政策的调整、优化和选择都具有重要现实意义的问题。本文的目的正是着重来研究2004年农村新政以来财政在教育、医疗民生方面的加大支出（养老改革还没有在农村全面推开）对农村居民消费的影响。

二、财政民生支出与农村居民消费之间关系的计量分析

1、政府财政教育、医疗支出对农村居民私人品消费的影响

这部分主要计量分析政府财政教育、医疗支出对农村居民私人品消费的影响，根据以往的研究，设定以下计量回归方程：

（1）

CON是因变量，表示农村居民人均消费，为了分析对不同消费的影响，我们把农村居民消费分成三类：人均教育消费JCON（由于没有单独的教育支出统计，这里使用文教、娱乐用品及服务支出来代替）、人均医疗保健消费YCON （这两项是对公共品消费的支出）、其它的合为一项称为人均私人品消费SICON（如食品、服装等），本节研究私人品消费。GS是本文的研究变量，表示政府财政人均教育支出JGS或人均医疗支出GYS。由于收入是影响消费的重要变量，同时研究也认为人们的消费行为具有一定得延续性，因此也引入农村居民纯收入INCOME和滞后一期的居民消费CONit-1为方程控制变量以增加方程的解释性。

采用的数据集为1998-2009年间31个省份的面板数据，所有数据均来之于《中国统计年鉴1999-2010》。为了揭示2004年以来的农村新政政策效果，我们分时段进行回归。从回归结果可以看到在1998-2004年间，政府教育支出GJS对居民私人品消费有着统计上不显著的反向关系，但到了2004-2009年期间，它们二者之间的关系有了十分显著的正向关系，发生了明显的变化，表明在过渡期之后，政策效应开始显现，政府教育支出增加明显促进了居民私人品消费。而对于政府医疗支出GYS的效应，虽然没有像教育支出那样出现明显的结构变化，但是我们从它们二者之间的关系由负的统计显著变为负的不显著也能看到医疗支出对居民私人品消费的促进作用。从人均财政教育和医疗支出合计GJY回归结果来看，也出现了明显的结构变化，政府加大民生支出的确促进了农村居民私人品消费。

2、政府财政民生支出对农村居民教育、医疗支出的影响

以上的分析表明在2004-2009年间加大财政教育支出、医疗支出对我国农村居民私人品消费具有显著的促进作用，那么政府财政民生支出对农村居民教育、医疗本身支出的影响又是如何呢?这里作进一步的分析。利用计量方程（1），把因变量换成居民人均教育消费JCON和人均医疗保健消费YCON，其它不变。首先从回归结果我们可以看到，财政教育支出与农村居民教育支出之间的关系在两个时期间内都呈统计上不显著的负相关，也就是说虽然财政教育支出可以减少农村居民私人教育支出但这种关系在统计上并不显著。

其次我们从回归结果还可以看到财政医疗支出与农村居民医疗支出之间存在着十分显著的统计上正向关系，即财政支出非但没有减少居民私人医疗费用的支出，反而拉动了居民的医疗消费支出，这一点从时期的演变来看更为明显。这恰好反映出我国居民看不起病的那种“小病拖大病扛”的状况，一旦有了政府支出的补贴，导致了医疗价格下降，促进了他们进医院看病的需求，从而表现出加大财政医疗支出反而会增加农村居民医疗支出的现象。

三、结论和政策含义

本文主要分析了2004年农村新政以来政府在教育、医疗两方面加大支出对农村居民消费支出的影响，我们发现：

1、近几年来加大政府财政教育、医疗民生支出对农村居民私人品消费有着明显的促进作用，因此继续加大民生方面的政府支出，对于我国增加内需有着很好的政策效果，应该坚持下去。

2、从政府财政民生支出对农村居民教育、医疗本身支出的影响来看，近几年加大财政教育支出在统计上对于减少居民的教育支出效果还不明显，而加大财政医疗支出反而具有拉动居民医疗消费支出的功效。这些都说明我国政府的民生支出还处于一个比较低的水平，政府支出的增加使得居民过去没能力去消费的教育、医疗等公共品出现了一个弥补性消费增加。

注：本文受江西社会科学“十一五”规划项目（编号：08YJ11）和江西高校人文社会科学研究项目（编号：049）的资助。

参考文献：

[1]Steven Barnett and Ray Brooks，China：Does Government Health and Education Spending Boost Consumption．2010，IMF Working Paper．

[2]谢建国，陈漓高．政府支出与居民消费——一个基于跨期替代模型的中国经验分析[J]．财经科学，2002，（6）：23－28．

[3]胡书东，中国财政支出和民间消费需求之间的关系[J]．中国社会科学，2002，（6）：32－29．

[4]王文平，我国的农村财政支出与农村居民消费1983－2007[J]．经济体制改革，2009，（1）：40－47．□

居民消费支出 篇7

关键词：农村,居民消费支出,聚类分析,主成分分析

一、引言

农村居民消费水平[1]是指在一定社会经济条件下, 农村居民在各种消费品和劳务上消费的数量和规模, 通常用人均消费支出额来衡量, 不仅可以体现农村居民的消费质量, 更能反映一定区域、一定时期内农村居民的生活水平。近些年来, 伴随中共中央8个“一号文件”的颁布与实施, 我国农民消费水平和生活质量有了显著提高, 消费结构也相应发生了深刻的变化, 部分地区农村居民的生活水平已经实现了从传统的“温饱型”到“小康型”的全面升级。由于消费结构通常是从“食品、衣着、居住、家庭设备用品及服务、交通通讯、文教娱乐、医疗保健及服务和其他”等8个要素去考查, 并且各因素间并不是独立的, 此外中国地域辽阔, 省份较多, 因此统计数据繁多且关系复杂, 要利用此数据对消费结构进行有效分析, 基于消除相关性影响的多元统计分析方法是较为理想的方法。本文便分别选取2005年与1998年中国农村居民人均消费支出数据, 顺次运用聚类分析与主成分分析[2]两种统计方法, 旨在分别从分布和水平上探讨影响农村居民消费结构的主要因素, 提出改善农村居民消费结构、提高农村居民消费水平的对策建议。

二、我国农村居民消费情况的直观数值分析

本文以我国31个省市自治区的农村居民消费为研究对象, 引用我国常用的消费资料支出分类法, 将农村居民人均生活费支出分为食品、衣着、居住、家庭设备用品及服务、交通通讯、文教娱乐、医疗保健及服务和其他8个部分, 并将其分别记为x1, x2, …, x8。根据《中国统计年鉴》[3][4]提供的数据, 可以直观的看到, 在这8年间各地农村居民的消费支出不断上涨, 消费结构也发生了巨大变化。具体消费及其变化情况如图1所示。

从统计资料提供的信息我们可以看到, 西藏的农村居民消费相对变动最大, 高达143%, 尽管其人均消费水平较低, 但其飞快的增长速度必将引起农村经济和农民生活的极大提高;其次是甘肃、北京、浙江等地, 而相对变动较小的地区是新疆, 仅有33%, 这导致新疆的农村居民消费水平在整体上相对下降;从居民消费支出及绝对变动量的散点图 (图1) 也可以看到, 东部地区的人均消费及其变动量明显高于西部, 且部分地区间的差距有逐渐拉大的趋势, 其原因除了东西部各地区区域经济发展的不平衡、东部良好的自然环境和长期以来居民在竞争和开放的环境下形成的敢于冒险的品质, 容易接受新事物的心理素质外, 还与消费结构有着密切的关系。

对比1998年和2005年我国总体农村居民消费结构, 如表1所示。总体来讲, 食品在消费结构中的比重略有下降, 由原来的53.43%降为45.48%, 但所占比重仍为最大;发生显著变化的是医疗保健、交通运输和文化娱乐方面, 它们在消费结构中所占的比重分别由原来的4.28%、3.82%、10%变化为6.58%、9.59%、11.6%, 说明这8年间农村居民在生活水平提高的同时, 开始关注生活质量。

上述只是从消费因素的绝对变化粗略地探讨了我国农村居民消费支出的分布情况和消费因素的变化情况。为了进一步分析掌握分布情况和变化规律以及各省份农村居民消费结构的相似情况, 下面引入聚类分析。

三、聚类分析

聚类分析 (Clustering Analysis) [2]是根据样本的多个观测指标, 具体找出能够度量样品或指标之间相似程度的统计量, 以这些统计量为划分类型的依据, 按相似程度的大小把不同的样品聚合为几类, 形成一个由小到大的分类系统。可以对样本聚类也可以对指标进行聚类。若归为一类, 说明样本之间的总体表现水平相近以及指标向量的相似程度较大。反映到消费结构上, 样本聚为一类说明该类省份的居民总体消费水平相近, 同时也暗示这些省份之间的消费结构相似;指标聚为一类说明指标在消费结构中的作用相近。

运用SPSS11.5统计软件, 对所选样本和指标数据分别进行样本聚类和指标聚类, 结果如表2、表3所示。

地区聚类结果表明:处在第一类高消费水平的是北京、上海、浙江, 东部地区农村居民消费支出总量比中、西部地区的农村居民消费支出高。但是, 中部地区的农户生活消费支出增长较快, 其次是东部地区, 西部地区增长较慢。同时, 说明北京、上海以及浙江三省份的消费结构相似, 天津、江苏、福建和广东四省份村民消费结构相似, 贵州、西藏和甘肃三省份村民消费结构相似, 其它21个省份消费结构相似。

指标聚类结果表明:1998年居民用于食品、居住、家庭设备用品及服务、文教娱乐的消费占主导地位, 对照2005年的聚类结果, 可以发现:医疗保健、交通通讯支出上升为第一类, 而用于食品的消费略有下降, 退为第二类, 其结果与表2的结果是一致的。这都说明农村居民的消费结构正在不断优化, 逐渐向享受型、发展型结构转变。

聚类分析只能对消费水平做大致的聚类, 不能对各省份居民消费水平进行全排序的分析, 而这在实际决策中非常有必要, 如作为国家资助发展省份的依据;此外聚类分析也只能对影响消费水平因素做大致的归类, 对影响消费水平的主要因素以及影响程度是束手无策的。为此, 本文进一步引入主成分分析法来达到此目的。

四、主成分分析

主 成分分析[2] (Principal Components Analysis) 也称主分量分析, 是由Hotelling于1933年首先提出的。其主要思想是通过降维, 把多指标转化为少数几个综合指标的多元统计分析方法。农村居民消费支出指标体系共涉及8项指标31个样本, 利用SPSS11.5和Matlab6.1对其进行分析研究, 得到方差贡献率、方差累积贡献率、前两个特征值对应的特征向量及主成分因子负荷向量如表3所 示。

从表5可知, 在1998和2005年农村居民消费支出中, 前两个主成分 (不妨记为y1和y2) 对应的方差累计贡献率分别为93.424%、94.304%, 基本上提供了原始8个指标的全部信息。因此, 对两年数据进行分析, 都选取前两个主成分。由表4提供的前两个特征值对应的特征向量, 便得到主成分和原指标变量之间的线性组合关系式 (1.1) 和 (1.2) 。

(1.1) 1998:

undefined

(1.2) 2005:

undefined

由线性组合关系式 (1) 和 (1) 分析可知, 对于1998年, 第一主成分的线性组合中除了衣着变量的系数外, 其余变量系数相当, 因此它可以看成是x1, x3, x4, x5, x6, x7, x8的综合变量, 反映了农村居民对食品、居住、家庭设备用品及服务、交通通讯、文教娱乐、医疗保健及服务和其他服务的消费支出, 所占的信息总量为87.16%;第二主成分y2反映了衣着在农村居民消费中的支出;对于2005年, 第一主成y1的线性组合中, 衣着变量x2的系数仍然为最小, 但相对1998年来看, 有明显上升即农村居民用于衣着的消费逐渐上升, 食品变量x1的系数明显下降即农村居民用于食品的消费逐渐降低, 说明农村居民的生活水平确实有了很大的提高。

将正态标准化后的原始数据代入 (1.1) 式和 (1.2) 式的线性组合中得到各地区第一主成分得分、第二主成分得分, 并以各样本的两个主成分得分构建直角坐标系, 描绘出各样本主成分得分分布情况的散点图 (如图2、图3所示) 。再利用所选主成分对应的方差贡献率作为权重对其进行加权, 得到各样本的综合得分。综合得分及各项排序如表6所示。

综合主成分y1和y2, 可以说主成分y1是农村居民生活保障的最基本的要素, 它反映的信息总量:1998年为87.16%, 2005年为88.63%, 远远大于主成分y2, 因此第一主成分排序与总得分排序基本一致, 尤其是2005年更为明显 (详见表6) 。不妨对主成分y1的得分排序进行分析, 可知, 新疆的排名由16下降为22, 西藏的排名由31上升为30, 这与图1所示的绝对量的分析相一致。从总体得分来看, 我国农村居民消费水平基本呈现东、中、西三部逐次递减的趋势。再以两个主成分得分组成的二维数据为依据得到如下散点图2和图3。

从以上散点图我们可以更为直观的看到第一、第二主成分的得分分布情况:对于1998年, 分布在第一象限的是上海、广东、江苏、福建、湖南, 这5个地区的农村居民消费水平相对全国来说较好, 其中上海为最好;分布在第二象限的是北京、浙江、天津、辽宁、新疆, 由于第二象限的主要特征是第一主成分, 所反映信息量最大, 不同的只是该象限的5个地区居民在 衣着方面的消费略低, 因此这5个地区的农民消费水平也比较好;分布在第三象限和第四象限的地区我们把其归为同一类, 农村居民消费水平中等或较差。对于2005年, 分布在第一象限的地区相对1998年来说少了湖南省, 分布在第二象限的地区少了新疆, 同时山东省进入, 由此说明在这8年间, 山东省的农村居民消费结构和消费水平有了大幅的改善和提升, 而湖南和新疆地区相对略有退 步。

五、改善农村居民消费结构、提高农村居民消费水平的对策建议

根据上述统计分析, 结合我国农村经济现状, 基于影响消费结构的消费观念、地方习俗等内在因素和地理环境以及经济环境等外在因素, 在农村居民消费结构和消费水平改善方面, 作如下进一步具体分析和建议。

1.加强政府宏观调控手段, 促进东中西结合, 达到合理布局

从表2和表5分析, 可见我国东、中、西三部农村消费支出在近几年有了一定的合理性变化, 但仍明显存在较大差异。从表6可以看出, 经过8年的发展, 全国各省份的消费水平排序变化不大, 较低的仍然是西藏、贵州、甘肃、青海以及山西和河南等中西部省份。针对不同区域农村居民消费差异和特点建议:①突出东部地区的主导作用。把东部地区作为开拓农村市场的主要区域, 重点培育高层次消费热点, 提升消费层次。②发挥中部地区的增长潜力。依托当地经济、资源优势, 努力增加农村居民收入, 改善消费环境, 提高消费预期。③奠定西部地区的消费基础。着力改善消费基础设施条件, 解决制约农村居民消费的瓶颈因素, 扩大农民生活消费市场。④努力增加中西部地区低收入农村居民收入。依靠政策扶持, 加大对中西部农村的基本建设和基础教育投资, 促进中西部农村经济社会全面发展, 提供更多的就业机会和增收渠道。扩大农业经营规模, 加速农村剩余劳动力转移。

2.深化农产品流通体制改革, 培育和完善全国统一大市场, 缩小东中西差距

从图2和图3不难发现我国各地的发展水平差距较大:以2005年数据为例, 处于第一至四象限的省份数目所占比例分别为12.9%、16.1%、35.5%、35.5%, 处于消费水平较低的三四象限的省份比例达到了71%, 可见消费水平存在严重差距。因此, 东中西部之间收入差距如何随着国民经济的发展而缩小是我国在新世纪解决“三农”问题所要克服的难点之一。解决这一难点的关键是建立全国的统一大市场。[5]按照萨缪尔逊提出的“要素价格均衡理论”, 在没有交易成本的前提下, 要素禀赋结构不同、比较优势有异的地区, 如果能够按照比较优势来决定产业结构, 然后通过统一的产品市场, 进行地区间的产品交换, 那么, 各个地区间劳动者的收入就会随着经济发展而趋同, 一个地区的经济发展, 就会成为拉动另外一个地区经济发展的动力。所以, 要缩小地区收入差距, 首先必须建立全国统一的产品大市场。当然, 地区之间的产品交易还需要交通、运输、仓储、信息等成本, 因此, 也就不能完全依靠“要素价格均衡理论”的道理来使各个地区间的收入得到均等。地区收入差距的进一步缩小还有赖于要素的流动。建立全国统一大市场的第二层意义是培育和完善全国统一的要素, 尤其是劳动力的市场。东部地区随着经济的发展劳动力越来越短缺, 全国统一的劳动力市场有利于中西部地区富余的劳动力向就业机会较多的东部发达地区流动, 流动出来的劳动力可以为中西部地区的发展积累资金、信息和技术力量, 而且, 可以使留在中西部农村地区的劳动力有更多的土地资源来从事生产创造收入。这样, 东中西部地区通过产品市场和要素市场的有机结合, 东部地区的发展就会成为中西部地区经济发展的拉动力。

3.加大对农村基础设施投资力度, 促进农村经济发展、优化消费结构

现阶段在我国很多农村, 尤其在农忙干旱季节, 农民灌溉农田排队拥挤现象非常严重, 而且花费很高。据了解, 通常农民忙活一年, 除了种子、肥料、灌溉的费用, 农地的最终收入恰好保本, 其实相当于亏本, 因为最重要的投资—人力的投资农民一般都不计其内, 如此高额的生产成本使农民的收入如何增加?用电方面, 农村电网陈旧, 电压不稳, 电价居高不下, 在这种情况下, 农民对家电等方面的消费肯定是憋足不前。因此笔者认为急需加大对农村水、电、公路等基础设施的投资, 降低农民在用水、用电等耐用品方面的消费, 从而提高在其它方面的消费。林毅夫认为“不是收入水平, 而是基础设施不足限制着广大农村地区居民实现其消费意愿的主要原因”、“以积极的财政政策来加快农村基础设施建设是启动国内需求、消除过剩生产能力最有效的措施, 也是当前实现农村劳动力就业和农村产业结构调整, 增加农民收入, 解决“三农”问题的首要政策。”

4.建立健全农村社会的各项保障制度, 调节农村消费结构

合理的消费结构应该是一个均衡的消费结构, 既不能偏重于生活的基本消费, 也不能偏重于享受型消费。而在农村, 由于收入的限制, 绝大部分居民的消费仍然处于生活的基本消费。从本文的统计分析结果可以看到, 尽管近几年农村居民在食品上的消费有所降低, 但食品的消费仍然是全部消费中的重中之重。随着社会的发展, 农村居民的保健意识逐渐增强, 吃饱穿暖不再是他们消费的重点, 他们开始积极关注自己的身心健康。此外, 土地仍然是农民的基本生活保障, 在农村除了土地承包关系外还没有正式的农村劳动关系来保护农民的利益, 这是导致农民众多权益缺失的根本原因之一。因此急需建立全面的农村社会保障系统与合理的农村劳动关系, 实施农民的最低生活保障、医保、劳保、养老保险制度, 有效调节农村居民消费结构, 以此实现广大农村居民“生有所靠、病有所医、老有所养”的愿望。[6]目前, 国家发改委配合新型农村合作医疗制度的推广, 制定了适合农村居民消费特点的医药价格管理办法, 通过加强农村医药价格公示力度、规范医疗服务项目、改进医疗服务价格管理、调整医疗服务价格, 缓解农民看病难的问题。

5.大力发展农村教育, 提高农村的人力资本质量与存量

据统计, [7]文化总体程度高的农村家庭或地区其收入远高于文化总体程度低的家庭或地区。随着科技的进步, 广大农民已深切的感受到文化知识的重要性, 不惜财力对子女进行人力资本投资。在农民重视教育观念形成的同时, 国家应该加大对农村教育扶持的力度, 尤其是对农村师资力量配备的投资。

六、结论

本文基于1998和2005的农村居民消费统计数据, 分别利用聚类分析和主成分分析法以省市为单位进行了消费结构分布和消费水平已经主要影响因素进行了有效分析, 并进行了对应比较。同时基于研究结果提出了可行性的建议, 在方法的应用和实例的研究中都取得了良好的效果。

参考文献

〔1〕田秋生, 姚敏.中国西部农村居民消费需求的基本状况[J].开发研究, 2006, (06) .

〔2〕〔5〕〔6〕何晓群.现代统计分析方法与应用[M].北京:中国人民大学出版社, 1998.

〔3〕中国统计年鉴[M].中国统计出版社, 1999.

〔4〕中国统计年鉴[M].中国统计出版社, 2006.

〔7〕林毅夫.“三农”问题与我国农村的未来发展[J].求知, 2003, (03) .

〔8〕李泓欣, 丁孟春.我国居民消费结构存在的问题及对策[J].工业技术经济, 2003, (05) .

我国农村居民消费支出的预测分析 篇8

一、数据来源与模型选择

用农村居民消费支出反映农村居民消费总水平, 数据选自2011年《中国统计年鉴》支出法国内生产总值结构表。为消除价格因素变动影响, 需利用农村居民消费价格指数对其进行价格平减。

为便于选择适当的趋势模型, 首先对原始数据进行对数处理, 并以对数值绘趋势图 (略) , 由趋势图可以看出, 农村居民消费支出对数值大体呈线性趋势变动, 因此应选择建立线性趋势模型。

二、模型建立

为提高预测的精度, 本文利用二次指数平滑法和灰色预测法进行组合预测, 即先分别利用二次指数平滑法和灰色预测法得到预测结果, 再以一定的权重将它们综合作为最终预测结果。

(一) 二次指数平滑预测。

二次指数平滑法是在对时间序列作一次指数平滑后, 对所形成的一次指数值序列再进行一次指数平滑。

二次指数平滑值的计算公式为:

其中:Sundefined、Sundefined为第t期的一次、二次指数平滑值; 为平滑系数。

经过二次指数平滑后的时间序列, 若从第t期开始具有明显的线性变动趋势, 可根据St (1) 和St (2) 建立如下趋势预测方程:undefined

其中:undefinedt+T为第t+T期的预测值;T为以第t期为始点的向前预测期数;at为趋势直线的截距;bt为趋势直线的斜率。

现利用农村居民消费支出对数值数据和EViews软件, 并取平滑系数, α=0.7得到如下趋势预测模型:

undefined

将分别取1, 2, 3, 4, 5代入上趋势预测方程

undefined;

undefined;

同理undefined

再将它们分别取反对数, 可得到2011～2015年的我国农村居民消费支出预测值, 见表1。

(二) 灰色预测。

灰色预测法是以灰色系统理论为基础, 通过建立灰色动态模型 (Grey Dynamic Model简记为GM) 对现象未来进行预测的, 最早是由华中科技大学邓聚龙教授提出。由于这种方法具有所需要的数据少、预测精度高等优点, 目前正被广泛用于经济预测。本文选择建立GM (1, 1) 模型。

GM (1, 1) 模型建立的基本步骤为:

(1) 选择一个原始序列:

undefined

(2) 对原始序列作一次累加生成:

undefined

其中, undefined

(3) 构造累加矩阵B和常数向量yN:

undefined

(4) 利用OLS法求解灰参数:

undefined

(5) 将a, 的估计值代入微分方程, 并转化为常态方程:

(6) 对undefined进行还原, 利用其进行预测:

undefined

(7) 模型检验:

首先, 计算均方差比undefined

其中, S1为原始序列的均方差, S2算残差绝对值序列的均方差。C值越小, 说明估计精度越高。

其次, 计算计算小误差概率undefined

如果C<0.5, P>0.8, 则预测精度等级为合格。

现利用农村居民消费支出对数值数据和灰色预测软件, 根据上述建模过程, 得到农村居民消费支出模型GM (1, 1)

由于计算的C<0.35, P=1, 所以该模型估计精度等级为好, 故可以利用其对农村居民消费支出进行预测。

将k=21, 22, 23, 24, 25分别代入上预测模型, 并再取反对数可以得2011-2015年我国农村居民消费支出对数值预测值 (见下表) 。

(三) 组合预测。

1.确定权重。

在组合预测中, 权重选择很重要, 合理的权重会显著提高预测精度。常用的权重选择方法有算术平均法、标准差法、方差倒数法、均方倒数法、德尔菲法、最优加权法等。本文选用方差倒数法, 其原理为:对误差平方和小的模型赋予较高的权重, 误差平方和大的赋予较小的权重, 使组合预测模型的误差平方和尽可能地小, 计算公式为

式中, Dj 为第j 个模型的误差平方和, 即undefined。

计算得二次指数平滑法预测误差平方和为0.005295, 灰色预测法为0.007872, 因此相应地权重则分别为0.597858, 0.402142。

2.预测结果。

将二次指数平滑法预测值和灰色预测法预测值, 依据上述权重进行综合, 可得到20011-2015我国农村居民消费支出组合预测值, 如下表所示。

单位:亿元

三、结论与政策建议

由预测结果可知, 在“十二五”期间, 我国农村居民消费支出将继续增加, 生活质量将继续得到改善。但应该看到, 与城镇居民相比, 目前我国农村居民消费水平仍然较低, 2010年农村居民人口占总人口的比重为53.41%, 而其消费支出占居民消费总支出的比重仅为23.8%, 采取有效措施提高农村居民消费支出, 理应受到政府和全社会的重视, 现提出以下对策建议:

(一) 推动农业发展, 提高农民绝对收入。

家庭经营收入仍是多数农村居民最基本的收入来源, 因此要完善农产品市场价格机制, 稳定和提高农产品价格, 防止“谷贱伤农”。同时, 各地政府可根据自身条件为农民提供多种就业渠道, 不仅可以解决农民就业问题, 提高收入和消费水平, 带动农村经济发展, 还可以有效减少城市流动人口压力。

(二) 完善农村社会保障制度和医疗保障体系。

应建立覆盖面广、规范透明的社会保障制度。全面建立农村最低生活保障制度, 保证居民养老和失业救济等;普及农村合作医疗制度、完善医疗保障体系, 如落实医疗保险。在一定程度上减少储蓄, 刺激消费。

(三) 建立农村现代商品流通网络。

根据农村市场的特点和农民消费习惯建立商业网点, 逐步形成农村商品市场流通网络, 加速商品流通, 为农民提供多种多样的消费品, 特别是文化和娱乐消费品以及便利的服务, 提高农民的消费积极性, 从而刺激消费。农村市场的形成也可以为农民提供就业渠道, 增加可支配收入。

(四) 制定积极有效的消费政策, 发展农村消费信贷。

鼓励农民在保障日常生活的基础上, 增加服务性消费;农村信贷市场前景广阔, 可依据农民消费倾向和承受能力建立规范的农村消费信贷体制, 如对农业生产资料和一些中高档消费品实行消费信贷, 改进和优化农村的消费环境, 鼓励农民合理消费。

(五) 强化舆论引导, 转变人们的消费观念。

媒体要加大宣传力度, 通过舆论引导鼓励合理的超前消费, 倡导多元消费, 如刺激居民文化和娱乐消费, 逐步改变农民消费观念, 提高消费水平, 促进农村经济的全面发展。

摘要：扩大农村居民消费支出是建设社会主义新农村的重要任务和扩大国内需求、拉动经济增长的现实需要。本文应用二次指数平滑法和灰色预测法对我国“十二五”期间农村居民消费支出进行组合预测, 并提出相应对策建议。

关键词：农村居民消费支出,二次指数平滑法,灰色预测法,组合预测法

参考文献

[1].国家统计局.中国统计年鉴-2011[M].北京:中国统计出版社, 2011

[2].冯文权.经济预测与决策技术[M].武汉:武汉大学出版社, 2009

[3].马成文, 陈凤英.市场分析与预测[M].北京:当代中国出版社, 2004

[4].李顺文, 王安荣.我国居民消费水平的中长期预测[J].甘肃科学学报, 2002, 3

我国城市居民消费支出的因子分析 篇9

一、实证分析

(一) 因子分析

本文数据来自于《中国统计年鉴2015》提供的全国31个省、直辖市和自治区 (港、澳、台不在其中) 的城市居民家庭平均每人全年消费性支出的9项主要指标 (单位:元) , 包括:食品 (x1) 、衣着 (x2) 、家庭设备用品及服务 (x3) 、医疗保健 (x4) 、交通和通讯 (x5) 、娱乐教育文化服务 (x6) 、居住 (x7) 、杂项商品和服务 (x8) 、消费总支出 (y) 。运用统计软件SPSS进行因子分析, 提取出两个公因子y1和y2, 并求出其得分, 结果如下:

将各个地区具体的经过标准化后的原始指标值代入得分函数模型, 可以计算得到各地区的因子得分值。因子得分值的大小显示了各地区城镇居民在该因子所代表的各项指标上的消费水平高低, 小于零表明其处于平均水平之下。根据上述结果求出综合得分, 并且进行排序, 结果如下:

从上述结果可以看出, 上海、北京和广东等地的城市居民消费水平较靠前, 这主要得益于本地区较高的经济发展水平, 湖南、湖北和安徽等地的城市居民消费水平处于中游位置, 而贵州、西藏和青海等地的城市居民消费水平排名较靠后, 这主要归因于此地区的地理位置较偏远, 交通运输不够便利, 导致此地区的经济发展水平相对落后, 城市居民的消费水平较低。

二、结果分析

根据上述因子分析的结果, 本文将全国31个地区分成了三类: (1) 上海、广东、北京、浙江和天津为第一类。这些地区都为我国经济较发达的东部地区, 城市居民的收入较高, 因此有较强的消费能力。 (2) 重庆、西藏、云南、江苏、湖南、福建、山东、广西、四川、新疆和湖北为第二类。这些地区主要为我国中部和沿海相对不发达的地区, 经济发展水平在我国属于中等, 城市居民的收入水平一般, 因而只有中等的消费能力。 (3) 河北、陕西、青海、海南、贵州、辽宁、宁夏、甘肃、安徽、内蒙古、山西、吉林、黑龙江、河南和江西为第三类。这些地区大多为我国经济发展水平较落后的中西部地区, 消费能力较弱。

当前我国国民经济运行的主要问题之一是需求不足, 消费需求是整个总需求的一个重要方面。上述分析表明, 我国的消费需求呈现出极大的地区不平衡性。这说明, 我国当前消费需求不足, 就区域而言, 是一种地区性需求不足, 处于第一集团的沪、粤、京、浙和津已经具有较高的消费需求。而处于第三集团的赣、豫、黑、吉、晋等十五个省、区, 则是我国消费需求严重不足的地区, 这些地区消费还有很大的提升空间。如何扩大这些地区的消费需求, 刺激这些地区的消费增长, 应是当前宏观调控的重要内容。

分析研究各地区城市居民消费性支出的不同特点, 对国家的宏观经济调控和更好地落实扩大内需政策是非常有益的, 它有助于政府有的放矢地制定出更合理的政策和减少政策在制定和执行中的盲目性, 对我国国民经济的健康发展具有重要意义。

参考文献

[1]王学民.应用多元化分析[M].上海:上海财经大学出版社, 1999.

西安市城镇居民消费支出实证分析 篇10

关键词：消费结构,需求的收入弹性,城镇居民

原标题:西安市城镇居民消费支出的实证分析

消费水平和消费结构是评价居民消费需要满足程度的两个重要范畴。本文运用计量经济学方法对西安市城镇居民2004~2012年共九年的消费支出数据进行了分析, 以期把握其消费水平和消费结构的特征。

一、数据说明

表1是“2004~2012年西安市城镇居民家庭年人均支出表”, 表中数据来源于《西安统计年鉴》。由于各年的原始统计数据格式不尽相同, 本文在将这些数据录入本表时统一作了圆整处理。 (表1)

二、模型建立

(一) 消费函数模型

1、消费函数形式。

确定消费者的消费性支出在可支配收入中所处的地位以及二者之间的关系是进行消费水平研究的基础。根据凯恩斯的消费理论, 列消费函数形式如下:

上式中, c为人均消费性支出, y为人均可支配收入, β为边际消费倾向。需要指出的是, c和y均为个量 (是人均值) , 而不是宏观总量。

2、参数估计。

选取表1中第二列和第三列的时间序列数据, 运用Eviews软件进行回归分析, 结果如下:

其中, SPEND代表人均消费性支出, INCOM代表人均可支配收入, 括号中数字为t值。

3、经济检验。

人均可支配收入IN-COM的回归系数为0.6673, 满足0<β<1的要求, 符合经济理论。

4、统计检验

(1) 决定系数R2=0.9989, 表明拟合优度良好。

(2) 总体F-检验值F=6141.449, F0.01 (1, 7) =12.25, F>F0.01 (1, 7) , 故在α=0.01的显著性水平下拒绝原假设H0:β=0, 即两变量的线性相关关系是显著的。

(3) 因t0.005 (7) =3.4995, 78.3674>t0.005 (7) , 10.6293>t0.005 (7) , 则参数α和β在99%的显著性水平下通过检验。

(4) 查DW临界值表可知, 当n=9, k=1, α=0.01时, d L=0.554, d U=0.998, 而DW=2.6274, 即DW>d U, 故不存在一阶自相关性。

(5) 运用怀特法 (White Heteroskedasticity Test) 进行异方差性检验, P值对比如下:

表明不存在异方差性。

(二) 消费支出结构模型

1、说明。

消费支出结构是消费者通过货币支出反映的消费结构, 它与消费结构并不是等同的概念。消费结构既包括通过市场交易关系取得的消费资料, 也包括不通过市场交易关系 (例如依靠自己生产) , 以及通过不完全的交易关系 (例如补贴) 取得的消费资料。

随着消费市场化程度的提高, 消费结构中后两部分消费资料所占比重越来越低, 消费结构基本上可以通过消费支出结构得到反映。因此, 大多数对消费结构的研究都侧重于对消费支出结构的研究, 本文也不例外。

2、函数形式。

通过观察人均可支配收入与食品、衣着、家庭设备用品及服务等七项消费支出之间关系的散点图示, 决定选用双对数模型:

其中, ci表示第i项人均消费支出, y表示人均可支配收入。

设定这种函数形式的一个优点是回归所得系数βi本身就是第i个消费项的消费需求的收入弹性:

3、参数估计。运用Eviews软件对表1中的时间序列数据进行回归分析, 结果如下:

食品 (FOOD)

衣着 (CLOTH)

家庭设备用品及服务 (EQUIP)

医疗保健 (MEDIC)

交通和通信 (TRANS)

教育文化娱乐 (EDU)

居住 (LIVE)

4、统计检验

(1) 公式 (5) - (11) 的决定系数R2均大于0.95, 表明各式的拟合优度较好。

(2) 公式 (5) - (11) 的总体F-检验值均大于F0.01 (1, 7) , 即在α=0.01的显著性水平下拒绝原假设H0;β=0, 即各式中两变量的线性相关关系是显著的。

(3) 公式 (5) - (11) 中斜率系数的t值均大于t0.005 (7) , 表示这些参数在99%的显著性水平下通过检验。

(4) 查DW临界值表可知, 当n=9, k=1, α=0.01时, d L=0.554, d U=0.998, 而式 (5) - (11) 的DW值均大于d U, 说明各式均不存在一阶自相关性。

(三) 消费支出结构表。表2显示了食品、衣着等七个消费支出项目在总消费支出中的占比。 (表2)

三、模型结果分析

(一) 消费水平分析。

狭义的消费水平是指单个消费者在一定时期内所获得的消费对象 (消费品和服务) 的数量。衡量消费水平的指标有价值指标、实物指标、服务消费指标, 以及生活质量指标, 而人均消费性支出是一项重要的价值指标。

从表1中可以看出, 西安市城镇居民人均消费性支出的总额在逐年扩大, 从2004年到2012年, 增长了188.6%, 年均增长率达到14.2%。但同期人均可支配收入增长了250.9%, 年均增长率达到17.0% (未扣除价格因素影响) 。可见, 消费支出的增长速度慢于收入的增长速度。

(二) 消费结构分析

1、支出项的权重分析

(1) 食品。从表2的恩格尔系数一列可知, 2004~2012年恩格尔系数变化的总趋势是下降的 (降低了3.67个百分点) , 这部分地说明了西安市城镇居民的消费结构是趋于优化的。但在恩格尔系数下降的总趋势中又表现出比较显著的反弹。2006~2007年出现一次比较大的反弹, 部分原因可能在于当时一部分重要农产品价格的显著上涨。

并且, 食品支出所占比重是各支出项中最高的, 这种状况从2004年至2012年从未改变。

(2) 衣着。衣着支出所占比重呈逐年上升趋势, 并且从2008年以后, 衣着支出的占比超过了居住支出的占比, 这说明城镇居民在衣着方面的消费档次在提升。

(3) 交通和通信。交通和通信支出所占比重从2004年的9.26%增至2012年的14.26%, 是各项支出中增幅最大的。部分原因在于:一方面私家车保有量在增大, 城镇居民用于交通方面的开支增加;另一方面移动通信方式的普及和升级, 使得人们的通信开支有所增加。

(4) 教育文化娱乐服务。教育文化娱乐服务支出所占比重自2007年出现比较大的下降以来, 一直保持着相当高的稳定性, 一部分原因可能在于城镇居民对“教育”这一商品的偏好十分稳定。

2、消费需求的收入弹性分析。

从上文的回归分析结果可看出, 7个消费项目的消费需求的收入弹性均为正值, 表明随着可支配收入的提高, 对消费的需求量也会增加, 这符合经济常识。其中, “衣着”、“家庭设备用品及服务”, 以及“交通和通信”这三项的消费需求的收入弹性值较高, 而“食品”、“教育文化娱乐服务”, 以及“居住”的弹性值较低。这说明, 随着可支配收入的增加, 一般城镇居民并不倾向于提升“食品”和“居住”的档次, 而会把更多的支出用于“家庭设备用品及服务”和“交通和通信”这两项。

“衣着”需求的收入弹性最高这一事实表明, 若不考虑其他因素, 此时的“衣着”已属于“奢侈品” (弹性值大于1) , 人们在衣着方面的消费档次在提升。

四、结语

综上述分析可知, 从2004年到2012年, 西安市城镇居民的消费水平有所提高, 但消费支出的增长速度慢于收入的增长速度;居民消费结构从总体上来说是趋于优化的, 但也存在如下问题:居住支出占总消费支出的比重较低 (在2008~2012年的5年内持续低于10%) , 原因可能在于房价的持续上涨抑制了城镇居民在住房方面的消费需求。为此, 本文提出如下政策建议:

1、参照经济发展水平, 适当提高居民收入水平, 并完善收入分配制度。

2、有效推进教育、医疗制度改革, 健全社会保障制度, 逐步释放城镇居民被抑制的消费潜力, 促进消费水平的提升和消费结构的改善。

参考文献

[1]伊志宏.消费经济学[M].北京:中国人民大学出版社, 2004.

[2]潘省初.计量经济学[M].第4版.北京:中国人民大学出版社, 2004.

[3]于京玄.七大原因造成交通拥堵.[N].西安日报, 2010.11.26.