導言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇居民消費結構論文，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內容能為您提供靈感和參考。

篇1

開展對體育消費結構的研究，可以了解體育消費在我國城市居民生活中的地位，為體育消費市場生產和流通提供寶貴信息，正確引導居民體育消費，拓寬體育消費領域，促進我國經濟和體育事業(yè)發(fā)展。

l研究對象和方法

對全國30個省市自治區(qū)25至50歲的城市有職業(yè)居民進行調查研究。采用PPS抽樣方法和簡單的隨即抽樣方法發(fā)放問卷，抽取北京、上海、福建(福州)、四川(成都)、吉林(吉林)、廣東(廣州)、甘肅(蘭州)、內蒙(包頭)9個城市。調查樣本量為1170人，回收問卷1085份，回收率92．73％，有效問卷759份，有效率70．41％。經專家鑒定，信度和效度較高，符合本課題研究的要求。

2研究結果與分析

2．1關于分析體育消費結構的理論基礎

西方行為心理學家馬斯洛(A．H．Maskow)強調，人們對不同層次的需要強度是不同的，而且是有序的，即人們首先要求滿足較低層次的需要，在較低層次的需要得到滿足后，較高層次的需要才得以強化。馬斯洛的需要層次理論對于體育消費結構分析，其啟發(fā)意義在于隨著人類需要層次的上升，人類消費結構有層次的變化，體育消費結構同樣也有層次的變化，表現為體育勞務消費比重上升，體育實物消費比重下降的趨勢，消費形式也將進一步多樣化。作為基本勞務產品形式之一的體育勞務，將隨著我國居民消費內容的更新和消費結構的變化，成為人們日常勞務消費之一。

2．2城市居民體育消費結構現狀

體育消費的結構是指個人或家庭在生活過程中，不同類型體育消費的比例。為了便于調查研究，最大限度的保證獲得數據的準確性，本文將體育消費的結構分成三大類進行調查：體育健身娛樂、體育比賽表演、體育實物產品(運動服裝、鞋帽、體育器材)，結果見表l。

從表1可以看出，各城市居民體育實物消費、體育健身娛樂消費、體育表演消費的情況?？傮w上，體育勞務消費水平211．74元(體育健身娛樂、體育比賽表演)高于體育實物消費水平204．45元，符合馬斯洛的需要層次理論，也與我國城市經濟發(fā)展現狀相符合。但是，我們也能看到我國城市居民體育消費的結構存在一些的特殊現象。

上海城市居民體育健身娛樂消費年人均高達407．14元，體育比賽表演消費132．14元，是城市體育比賽表演消費總平均數的2．70倍。為了進一步剖析這種現象，我們對本次調查中一些相關數據進行了分析、比較發(fā)現，上海市城市居民家庭收入水平均高于其它城市，上海市經常參加體育活動人口數量與體育消費人口數量差異很大，而且，體育消費人口中的體育人口數量低，非體育人口數量高。根據這個結果推斷，上海市城市居民體育娛樂消費水平高。在本次調查中這種現象也得到了證實，上海城市居民經常參加體育的人口在9個城市中排在第6位。

吉林城市居民體育健身娛樂消費相對自己城市經濟發(fā)展現狀而言，120元也是一個很高的水平。在調查中了解到吉林城市居民家庭月均收入在9個城市中排在末位，但是體育健身娛樂消費相對比較卻很高，如果將體育健身娛樂消費與體育比賽表演消費相加，認為是體育勞務消費，那么吉林城市居民體育勞務消費占體育實物消費122．21％，占家庭體育消費44．92％。出現這種結果不符合馬斯洛的需要層次理論。

廣州和北京城市居民體育健身娛樂消費相對自己城市經濟發(fā)展現狀而言，卻是一個低水平。如果按照上面的計算方法，根據馬斯洛的需要層次理論，這兩個城市體育勞務消費水平都應該高于或等于體育實物消費水平，但是調查結果與推斷恰恰相反。這又是一個違背馬斯洛的需要層次理論的特殊現象，雖然北京和廣州兩個城市經濟發(fā)展水平、城市居民生活水平高，但是體育消費的結構與人們推斷的結果不同。

通過以上分析發(fā)現，我國城市居民體育消費的結構，并非完全符合馬斯洛的需要層次理論，說明城市居民體育消費的結構不僅僅受城市經濟發(fā)展水平的影響，同時也受城市居民社會生活環(huán)境、城市自然環(huán)境等因素的影響。而且，在城市經濟發(fā)展水平、城市居民生活水平達到一定程度時，這些因素對體育消費的結構會起到重要的作用。

2．3體育消費結構的發(fā)展趨勢

2．3．1城鎮(zhèn)居民歷年消費的結構情況

從表2可以看出，城鎮(zhèn)居民食品支出比重逐年下降。這種下降趨勢反映出，隨著家庭收入增加，家庭收入或家庭支出中用來維持基本生存條件——購買食品的支出下降，購買其它物品的可支配收入得到相應增加。還可以看出，城鎮(zhèn)居民娛樂、教育文化服務支出逐年增加。此外，90年代以來人們對醫(yī)療保健需求開始顯著增加。1999年，我國醫(yī)療制度再次改革，人們更加關注自身的健康問題，尤其是食品科學含量的增高，健康問題被推倒人們生活的重要日程中，人們的自我保健意識日益增強，并不斷尋求科學的保健方法，這些為提高體育消費水平帶來了有利的契機，為改變體育消費的結構帶來了強大動力

2．3．2國外家庭體育消費結構發(fā)展情況

在經濟發(fā)達國家，體育消費已成為人們日常消費的重要組成部分之一。但是，這些國家居民體育消費并非從一開始就形成目前的結構，而是有一個逐漸發(fā)展過程。從瑞典家庭體育消費情況可以得到證明，瑞典家庭體育健身的總支出，1992年比1985年增長了43．17億克朗，其中用于體育活動的開支，1992年比1985年增加了17．61億克朗，增長率184．02％；用于購買體育服裝、鞋帽的開支僅增長了15．95億克朗，增長率69、23％；用于購買體育器材的支出也僅增加了8．42億克朗，增長率62．56％?？梢?，近10年瑞典家庭體育勞務消費增長速度明顯快于體育實物消費。這種趨勢也被多數國家體育消費支出結構變化所證實。

2．3、3城市居民體育消費結構發(fā)展趨勢

篇2

2回歸結果分析

為了確認模型的有效性，本文采用Hausman檢驗進行驗證。運用Eviews6.0軟件對模型進行固定效應和隨機效應的擬合，再根據檢驗結果選擇相應的估計方法。表1報告了被解釋變量為CO2排放總量自然對數的回歸結果。根據檢驗結果，模型I~IV的Hausman檢驗結果分別通過了1%的顯著性水平，表明應當選擇固定效應模型。調整的R2統(tǒng)計量顯示，方程的擬合優(yōu)度較好，說明變量之間的聯(lián)合解釋能力較強。模型I~IV中，模型I只包含了基準模型的四個變量，即家庭戶總數、家庭戶規(guī)模、居民消費和能源強度變量的回歸結果。為了檢驗模型I的穩(wěn)健性，借鑒前人的研究，模型II~IV在模型I的基礎上依次添加了產業(yè)結構、能源消費結構和外資依存度。根據表1回歸結果，家庭戶總數的估計系數在各模型中差別不大，都在1%的水平顯著為正。家庭戶總數的增加意味著需要更多的基礎設施建設和住宅單元，導致鋼鐵、水泥等工業(yè)產品的消費需求上升，從而促進CO2排放總量的上升。從彈性系數來看，家庭戶總數的變動對我國CO2排放的影響很大。家庭戶規(guī)模變量與CO2排放總量顯著負相關，說明大的家庭規(guī)模有利于CO2排放量的減少。一般來說，家庭規(guī)模具有規(guī)模經濟性，較大的家庭規(guī)模有利于能源利用效率的提高。由于家庭戶是消費的基本單位，有些能源消費是每戶家庭(無論規(guī)模大小)必不可少的，如住房、制冷、取暖、家用電器等，這種能源消費受家庭戶人口數的變化影響不大，大家庭的人均能源消費要少于小家庭的人均能源消費，因而有利于CO2排放量的減少。居民消費對CO2排放總量的影響十分明顯，且估計系數都在1%的水平顯著為正。隨著我國經濟的迅速發(fā)展，居民的生活水平大幅提高，消費觀念也發(fā)生了重大轉變。家用電器、住宅以及私人汽車等高能耗商品日益成為人們消費的熱點。消費產品的高碳化傾向，導致能源消耗總量和CO2排放總量急劇增加。回歸結果顯示，居民消費是影響我國CO2排放的最重要因素。

能源強度估計系數與CO2排放總量顯著正相關。這主要由于我國當前的經濟發(fā)展依賴于大量的能源消耗，仍然處于粗放式發(fā)展階段，以煤炭為主的能源消費結構以及能源利用率不高，技術水平落后，對CO2排放產生了直接的促進作用。產業(yè)結構對CO2排放的影響顯著為正，說明第二產業(yè)比重的提高對CO2排放產生了推動作用。第二產業(yè)的能源消耗往往要比第一產業(yè)和第三產業(yè)高很多，尤其是重工業(yè)，往往都是高耗能產業(yè)。當前我國正處于工業(yè)化進程的快速發(fā)展階段，第二產業(yè)比重過高造成能源的大量消耗，引起CO2排放量的上升等一系列環(huán)境污染問題。能源消費結構與CO2排放總量存在負相關關系，即加大天然氣在能源消費結構中的比重有利于CO2排放總量的降低。與煤炭相比，天然氣作為一種清潔高效的能源，熱量值和燃燒效率高，CO2排放量小，是實現我國能源低碳化發(fā)展的重要力量。在我國當前能源技術水平條件下，通過提高天然氣等清潔能源在能源消費中的比重對于轉變能源消費結構和實現可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。外資依存度估計系數為正，表明外商直接投資對中國環(huán)境的影響是負面的。由于我國當前的環(huán)境規(guī)制力度不夠，外商直接投資更多地進入了碳關聯(lián)度較高的產業(yè)，同時通過加工貿易將高碳產品返銷回國內，導致了能源消費需求的增加和CO2排放總量的上升[12]。

篇3

一、引 言

當前我國經濟放緩，顯露經濟停滯和通脹并存的跡象。統(tǒng)計數據顯示，2011年一季度GDP增幅降至9.7%，①出口在減速，外儲增加的1412億美元中，經常項目順差僅為298億美元，②投資增幅跌至25%，5月份PMI指數為52.0%，環(huán)比回落0.9個百分點。③可見，如何擴大內需尤其是擴大居民消費需求成為當前政策的首要任務。事實表明，城鎮(zhèn)居民消費一直是我國最終消費的主體，但是其發(fā)展已步入正軌，發(fā)展?jié)摿τ邢?。因此，當前擴大消費內需的關鍵在于擴大農村居民的消費需求。換言之，當前的消費問題，很大程度上就是農村居民消費需求結構問題。

關于農村居民消費結構問題，經濟學界研究成果相當豐富，歸納起來，主要是從以下三視角展開的：一是從農村居民家庭的衣食住行等消費類商品消費

情況的視角來研究其現狀：由于國家各項惠農政策的實施，農村居民家庭消費質量不斷提高，表現為食品和衣著消費支出逐漸降低，文娛、交通通訊、醫(yī)療保健等消費支出逐漸增加。二是從轉型的視角來研究農村居民消費結構的特征：農村居民消費結構逐步升級，未來20年居民消費結構將由生存型向享受型和發(fā)展型轉變，并且農村消費結構升級滯后于城市。三是從消費差異的視角研究農村居民消費結構的差異：表現為城鄉(xiāng)居民之間的消費結構差距擴大和農村居民群體之間的消費結構差距加大。本研究是從農村居民消費結構與產業(yè)結構和經濟增長之間的互動關系視角，利用我國1978 -2010年經驗數據，實證分析我國農村居民消費結構對產業(yè)結構和經濟增長的影響，旨在為當前我國經濟轉型尋找原動力。

二、農村居民消費結構與轉變經濟發(fā)展方式的機理

（一）居民消費結構變動與轉變經濟發(fā)展方式的機理

從產業(yè)結構的視角看，居民消費結構是指各產業(yè)產品在居民最終消費中所占的比重，［1］因而產品結構是否合理，影響消費結構是否合理，而產業(yè)結構在一定意義上又決定了經濟的增長方式。經濟學家?guī)炱澞?(Kuznets, 1949)曾提出，一個國家國民收入的度量必須從產業(yè)結構的角度去衡量，而一個經濟的產業(yè)結構又是由其生產方式所決定的。也就是說，居民消費結構變動與經濟發(fā)展方式是相互作用相互影響的。具體地如下圖所示。當居民消費結構發(fā)生變動時，首先通過價格機制引起生產消費資料的最終產品產業(yè)的生產調整，最終產品產業(yè)生產的調整會引起資源在不同產業(yè)間的重新分配，以居民消費結構變動為目的的不同產業(yè)協(xié)調發(fā)展必然促進經濟發(fā)展方式轉變。然后，經濟發(fā)展方式引導和決定三大需求協(xié)調拉動經濟發(fā)展，收入決定消費，經濟的發(fā)展通過收入機制影響消費者行為，從而直接帶動居民消費結構變動。簡而言之，消費結構的變化決定著產業(yè)結構的變動，產業(yè)結構的變動決定著經濟發(fā)展方式的變動，反之，經濟發(fā)展方式的變動必須依據消費結構的變動進行調整。

居民消費結構與經濟發(fā)展方式的相互作用機理（二）農村居民消費結構升級是我國未來經濟增長的最大原動力

社會經濟發(fā)展的終極目標是為了改進或提高廣大人民的福祉，因而人們消費需求的滿足狀況、消費水平和消費結構提高程度成為衡量一個國家經濟發(fā)展、國民經濟是否良性循環(huán)的關鍵。目前我國有7.4億農民、1.82億農戶，占中國人口的56.1%、世界人口的11.32%，④這是中國乃至世界最龐大的消費市場，具有最大的發(fā)展空間。然而，從目前發(fā)展現狀看，無論是消費水平還是消費結構，農村居民與城鎮(zhèn)居民相比，都落后10-15年。如，2009年農村居民消費水平為4021元，略高于城鎮(zhèn)1994年的消費水平3852元，不到1995年的4931元。⑤2009年農村居民平均每百戶年度擁有彩電量為108.9臺，大體相當于城鎮(zhèn)居民1999年水平的105.43臺。⑥可見，農村消費市場的發(fā)展是我國新一輪經濟增長的契機，農村居民消費結構升級是我國未來經濟增長的最大原動力。

三、農村居民消費結構與轉變經濟發(fā)展方式的實證分析

（一）模型的設定、變量的選擇與數據的處理

向量自回歸模型（Vector Auto-regression Model, VAR）模型是一種非結構化的動態(tài)聯(lián)立方程模型，它可以同時揭示內生變量之間的即期關系和動態(tài)影響?；诖?，本文采用VAR模型研究我國農村居民消費結構變動與產業(yè)結構和經濟增長之間的長期均衡和短期關系，以及在給定單位變化條件下各變量系統(tǒng)內相互影響的綜合動態(tài)反應?？紤]到統(tǒng)計數據的可得性及其代表性，選擇相關變量和對相關數據進行處理如下。

文中采用農村居民的恩格爾系數(EC) ,即農村居民食品支出占消費總支出的比重，作為農村居民消費結構的代表變量。產業(yè)結構是中間變量，用三大產業(yè)占GDP比重，即第一產業(yè)比重（PFI），第二產業(yè)比重(PSI)、第三產業(yè)比重(PTI)作為產業(yè)結構的代表變量。經濟增長指標用國內生產總值(GDP)指標，為了消除物價水平的影響，用歷年生產總值指數對GDP進行調整，即按可比價計算。所選變量數據均根據《中國統(tǒng)計年鑒（1978-2010）》整理得來。為消除異方差，對以上五個變量做自然對數化處理，于是構建VAR模型為：yt=c+∑Pi=1A變量向量,At是帶估計的參數矩陣， C是常數項，p是自回歸滯后階數，εt是隨機擾動項。

（二）模型的估計與檢驗

1.單位根檢驗

由表1顯示，五個變量都為不平穩(wěn)的時間序列，經過一階差分后為平穩(wěn)I（1）過程，因此，可利用1978―2010年農村居民消費結構與產業(yè)結構和經濟增長的經驗數據來構建反映它們之間互動關系的VAR模型。表1單位根檢驗結果變量 ADF

檢驗值檢驗類型

注：檢驗類型中的C，T，K分別表示檢驗模型中含有截距項、趨勢項、滯后值；臨界值均為Mackinnon協(xié)整檢驗臨界值；表示一階差分。

2.VAR模型估計

在VAR模型估計中的一個重要問題就是滯后階數的確定，通?？刹捎脙煞N方法:一是LR(似然比)檢驗法，另一種方法是利用AIC信息準則、SC信息準則和HQ信息準則判斷。根據樣本數據計算相應的統(tǒng)計量，經判斷初步選定滯后階數為2階，VAR模型具體估計式如下：

一般而言，第一個協(xié)整向量具有較強的經濟解釋能力，對第一個協(xié)整向量進行正規(guī)化后可以得到對應的協(xié)整關系表達式為:

由協(xié)整方程可以看出，農村居民消費結構與GDP的增長呈正相關，即GDP每增長1%，農村居民消費結構升級0.130801%。而三大產業(yè)的系數均為負值，顯然，三大產業(yè)結構與農村居民消費結構脫節(jié)。因此，當前應高度重視農村居民消費升級對產業(yè)結構調整的影響，把握擴大農村居民的有效消費需求以及明確經濟結構調整方向，增強產業(yè)結構調整的針對性和有效性，促進我國盡快走上消費驅動型經濟發(fā)展階段。

4.格蘭杰檢驗

為考察農村居民消費結構變動與三大產業(yè)結構和經濟增長之間存在的長期均衡關系是否構成因果關系以及方向如何，選擇滯后期為2的格蘭杰檢驗，結果見表3。表3

由表3可得出如下結論：其一，我國農村居民消費結構演變和第一、二產業(yè)結構之間存在單向因果關系，而第三產業(yè)與農村居民消費結構不存在因果關系。換言之，三大產業(yè)中，只有第一、二產業(yè)結構在一定程度上促進農村居民消費結構的升級，而農村居民消費結構升級對第一、二產業(yè)結構的拉動作用不明顯。究其原因，三大產業(yè)結構與農村居民消費結構不相適應，特別是第三產業(yè)的發(fā)展與農村居民的消費需求相差甚遠。其二，在0.1的顯著性水平下，農村居民消費結構與經濟增長之間不存在雙向的因果關系。這意味著，經濟增長提高了農村居民的收入水平，促進了農村居民的消費結構從生存消費需求向享受、發(fā)展需求層次轉變。但是，農村居民消費結構對經濟增長的促進作用卻不明顯。其三，第一產業(yè)與經濟增長不存在雙因關系，而第二、三產業(yè)結構與經濟增長都存在雙向因果關系?？梢姡诙?、三產業(yè)對經濟增長的貢獻比較大，而第一產業(yè)相對較小。

5.脈沖響應分析

為了清晰地反映農村居民消費結構與產業(yè)結構和經濟增長的動態(tài)影響，在VAR模型的基礎上估計農村居民消費結構的脈沖響應函數，并根據相關指標的比較把響應函數追蹤期設定為15年。由表4顯示：一方面，當本期給第一、二、三產業(yè)一個沖擊后，居民消費結構立即作出了響應，并且這一沖擊對農村居民消費結構變動短期內影響較大，呈現一定的波動性，因此，三大產業(yè)的協(xié)調發(fā)展更有利于農村居民消費結構升級。另一方面，經濟增長不僅在短期內對農村居民消費升級有明顯的拉動作用，而且能持續(xù)形成對農村居民消費增長的正向響應，不過這種帶動作用將會越來越弱。

6.方差分析

方差分解可將系統(tǒng)的預測均方誤差分解為系統(tǒng)中各變量沖擊所作的貢獻，從而可以進一步考察我國農村居民消費結構與產業(yè)結構和經濟增長之間的動態(tài)變化。具體分解結果如表5。

由表5可知:一方面，消費結構的沖擊影響呈現先上升后下降的趨勢，在第6期最高點27.14417%。三大產業(yè)結構的沖擊影響是遞增的，在第15年分別到達1.438864%、1.460255%和23.53602%。另一方面，在lnGDP的變動中，0.000332%-27.14417%的波動可以由消費結構的變動解釋0.328230%-1.148291%的波動可以由第一產業(yè)的變動解釋，0.272053%-1.482778%的波動可以由第二產業(yè)的變動解釋，3.709335%-23.53602%的波動可以由第三產業(yè)的變動解釋?？梢姡r村居民消費結構變動對經濟增長的沖擊大于三大產業(yè)結構的變動對經濟增長的沖擊，并且第三產業(yè)結構變動大于第一、二產業(yè)結構的變動。因此，調整產業(yè)結構，大力發(fā)展第三產業(yè)，促進我國農村居民消費結構升級是未來經濟增長的最大原動力，這與理論分析相吻合。

四、結論與政策建議

綜上可知：我國農村居民消費結構與產業(yè)結構和經濟增長具有長期的均衡關系；農村居民消費結構變動對經濟增長的沖擊大于三大產業(yè)結構的變動對經濟增長的沖擊，并且第三產業(yè)結構變動大于第一、二產業(yè)結構的變動。然而，目前我國產業(yè)結構與農村居民消費結構存在著嚴重“錯位”，經濟增長提高了農村居民的收入水平，促進了農村居民消費結構升級，而農村居民消費結構演變并沒有引起產業(yè)結構的改變，對經濟增長的促進作用也不明顯，從而導致農村居民消費慢于經濟增長。因此，在當前和未來時期內，可從如下幾方面促進農村居民消費結構的升級與優(yōu)化，適時調整三大產業(yè)結構，實現經濟增長方式的轉型。

（一）建立農民增收的長效機制，穩(wěn)定農村居民的消費預期

首先，建立農民增收的長效機制。農村居民消費取決于農民收入增長的長效性，因而要拓寬農民的增收渠道，既要從農業(yè)內部挖掘農民持續(xù)增收潛力，又要通過市場，增加農民的貨幣收入，從農業(yè)外部尋求增收途徑，同時還要通過教育、培訓等方式提高農民自身增收能力。［2］(56-57)其次，穩(wěn)定農村居民的消費預期。目前我國農村居民面對農業(yè)生產、疾 病等方面的不確定性，不得不減少當前消費，增加儲蓄以增強抵御不確定的風險。據調查，農民一次大病的平均花費7000多元，幾乎等于一個家庭一年的全部收入。⑦因此，擴大公共財政向農村傾斜，完善農村教育、醫(yī)療等社會保障體制，增強農村居民消費信心，從而促進農村居民消費支出及其支出結構的升級。

（二）把握農村居民消費熱點，引導農村居民消費結構優(yōu)化與升級

消費熱點反映出消費者新的消費愿望，構成了消費者對未來消費的潛在需求的方向。隨著農民收入水平的提高，農村居民消費逐漸升級。因此，要關注農村居民消費需求的新動向，把握農村消費熱點。一方面，加強輿論導向，引導農村居民合理的消費行為。另一方面，以農村居民消費熱點為增長極，適時調整產業(yè)結構，引導農村居民消費結構的升級。這樣既能使企業(yè)生產實現有效供給，又能使農村居民消費需求結構的變化成為產業(yè)結構優(yōu)化升級的強大動力。所以，政府可以通過宏觀調控政策培育農村消費熱點，［3］(29)如調整財政資金的使用方向、力度和節(jié)奏，采用各種轉移支付手段來改變產品的相對價格，在農村市場培養(yǎng)那些示范效應強，能夠帶動相關產業(yè)發(fā)展、輻射作用大的消費熱點，引導農村居民消費結構升級。

（三）以農村居民消費結構升級為導向，促進產業(yè)結構調整

首先，適時調整農業(yè)結構，發(fā)展農業(yè)生產，增加農產品的有效供給。一方面，把握市場消費需求，合理調整農業(yè)生產結構和農業(yè)的品種結構；另一方面，根據市場消費結構，發(fā)展高產優(yōu)質高效農業(yè)，不斷推出農產品消費熱點；同時，提高農產品的科技含量，構建優(yōu)勢產業(yè)群體，延伸產業(yè)鏈條，推進農業(yè)產業(yè)升級。其次，面向農村消費品市場調整第二產業(yè)結構，生產適合農民消費水平的工業(yè)消費品。第三，大力發(fā)展農村服務業(yè)，加大公共財政對農村的基礎設施的投入力度，改善與農民生活消費相配套的“硬”環(huán)境和“軟”環(huán)境，提高農村居民消費的幸福指數。

（四）縮小城鄉(xiāng)居民消費差距，促進消費公平

消費差距在很大程度上源于收入差距。所以縮小城鄉(xiāng)居民消費差距，應從合理調節(jié)城鄉(xiāng)居民收入差距入手。首先，穩(wěn)定和完善農村稅收政策。繼續(xù)通過對農業(yè)生產資料從生產到銷售各個環(huán)節(jié)實行稅收減免，降低農業(yè)生產資料的成本；完善現行對農產品征收增值稅制度，應將增值稅延伸到農業(yè)生產環(huán)節(jié)，切實減輕農民負擔。［4］(177-179)其次，完善農村土地產權制度。數據資料分析表明：⑧農村居民土地價值下降是城鄉(xiāng)居民財產占有水平差距擴大的重要原因。因此，應從保護農民土地權益出發(fā)，健全土地承包權流轉的方式和程序，緩解農地關系緊張的矛盾，提高資源的利用效率，使農民能夠獲得通過市場化運作土地資產在流轉中帶來增值的收益。第三，建立和完善補償機制，著力改善農村低收入群體的的生產和生活條件，增加低收入者的消費能力。

注 釋：

①中華人民共和國國家統(tǒng)計局.stats.省略/tjsj/jidusj/

②余豐慧.智慧應對中國經濟不確定性風險［EB/OL］.中國宏觀經濟信息網.2011-5-30

省略/xsfx/rdfx/20110530099713.shtml

③中國宏觀經濟信息網.5月中國制造業(yè)PMI為52%經濟增速回落［EB/OL］. 2011-6-1省略/news_speed/hgjj/20110601099730.shtml

④中國人民大學課題組.擴大農民消費問題研究――背景和意義(上) ［EB/OL］. hbzyw.省略/xwxx.asp?id=791

⑤中華人民共和國國家統(tǒng)計局. stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm

⑥中華人民共和國國家統(tǒng)計局.stats.省略/yearbook/indexC.htm，stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm

⑦韓 俊，羅 丹.中國農村醫(yī)療衛(wèi)生狀況報告［J］.中國發(fā)展觀察, 2005(1):16

⑧張 鑫.中國城鄉(xiāng)居民收入差距及其成因的演化路徑研究［D］.遼寧大學博士論文，2009（11）：183-184．

主要參考文獻：

［1］姜 濤．轉型時期中國居民消費升級的產業(yè)結構效應研究［D］．山東大學博士論文，2009．

［2］賀喜燦．人力資源開發(fā)視角的農民增收長效機制研究――以江西為例［D］． 南昌大學博士論文，2010(6)．

［3］楊志安，王 娜，張 磊．中國農村居民消費熱點培育問題研究―基于ELES模型［J］．經濟與管理研究,2010(12)．

［4］劉 利．中國城鄉(xiāng)居民收入差距：理論分解•現狀評判•對策思考［D］．吉林大學博士論文，2010（5）．

Rural Resident Consumption Structure and Transforming Economic

Development Model: Evidence from 1978 to 2010

篇4

基金項目：本文得到江蘇省社科研究應用精品課題“推動公共支出轉型增強經濟增長消費驅動力—以江蘇省為例的研究”(編號： 12SYC-100)資助

中圖分類號：F205 文獻標識碼：A

引言與文獻回顧

改革開放以來中國經濟高速發(fā)展， 國內生產總值(GDP)由1978年的3605.6億元增長到2011年的465731.3億元，增長了約128倍;城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入由343.4元增長到21810元，增長了約63倍。經濟發(fā)展帶來了城鎮(zhèn)居民收入水平的提升，而收入水平的提升則增強了城鎮(zhèn)居民的消費能力。城鎮(zhèn)居民的人均消費支出由1978年的311.2元增長到2011年的15161元，增長了近50倍。在消費結構方面，城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數由1978年的0.575下降到2011年的0.363，食品支出占消費總支出的比重持續(xù)下降，表明隨著收入水平的提高，城鎮(zhèn)居民減少其基本消費支出，消費結構由“溫飽型”向“發(fā)展型”和“享受型”轉變。“配第-克拉克定理”認為，隨著經濟的發(fā)展，國民收入(勞動力)的布局會由一、二、三產業(yè)向三、二、一產業(yè)轉移。產業(yè)結構方面數據顯示：1980年我國一、二、三產業(yè)分布情況分別是30.2%、48.2%和21.6%，2011年我國一、二、三產業(yè)分布情況變?yōu)?0.0%、46.6%和43.4%。我國第一產業(yè)比重持續(xù)下降，第二產業(yè)比重在波動中穩(wěn)定，第三產業(yè)比重持續(xù)上升，產業(yè)結構在持續(xù)升級。

理論上，“恩格爾定律”同“配第-克拉克法則”存在相互推動的內在聯(lián)系，學者們進行了大量的實證研究，文啟湘等(2005)、吳定玉等(2007)和周輝(2012)分別以河南省、湖南省和上海市為例，研究消費結構和產業(yè)結構的協(xié)調性，提出消費結構要與產業(yè)結構相協(xié)調的觀點。莊燕君(2005) 基于區(qū)域層面實證檢驗了區(qū)域產業(yè)結構與區(qū)域消費結構的關系。鄔德政(2008)則運用協(xié)整檢驗實證研究了我國農村居民消費結構與產業(yè)結構的關系?？紤]到城鎮(zhèn)居民和農村居民的消費層次不同，再加上地區(qū)經濟發(fā)展水平差距，我國產業(yè)結構和消費結構的關系具有很大的城鄉(xiāng)差異性和地區(qū)差異性(孟范昆等，2012)。由此，本文采用城鎮(zhèn)樣本，基于面板數據模型實證檢驗城鎮(zhèn)居民消費結構與產業(yè)結構間的互動關系，考察兩者的協(xié)調發(fā)展問題，以推動我國經濟的持續(xù)健康發(fā)展。

模型、變量與數據說明

(一)計量模型

面板數據模型一般形式為：

(1)

i為省區(qū)標志，t為時期標志。本文建立如下分析城鎮(zhèn)居民消費結構與產業(yè)結構關系的面板數據模型：

模型一： (2)

模型二： (3)

其中，α、β、Γ、φ、ν、λ均為待估系數，模型一可以分析產業(yè)結構(IR)對城鎮(zhèn)居民消費結構的影響，模型二則可以分析城鎮(zhèn)居民消費結構(CR)對產業(yè)結構的影響。要使理論上的城鎮(zhèn)居民消費結構和產業(yè)結構相互推動關系成立，則相關系數 和 應為負值。

(二)變量與數據說明

樣本數據包括31個省市。基于數據完整性的考慮，本文數據均來自于2000-2012年各年《中國統(tǒng)計年鑒》。由于使用的是相對量指標，并不需要剔除價格的影響。具體指標選取如下：

產業(yè)結構指標(IR)：衡量產業(yè)結構升級的程度可以用第二產業(yè)增加值/GDP、第三產業(yè)增加值/GDP和(第二產業(yè)增加值+第三產業(yè)增加值) /GDP這些指標，本文選用產業(yè)結構升級程度的指標為當年第二、三產業(yè)增加值之和/GDP，其值越大，說明產業(yè)結構層次越高。

城鎮(zhèn)居民消費結構指標(CR)：恩格爾系數是其通用的指標，本文選擇恩格爾系數(食品支出占消費支出的比重)衡量居民消費結構，其值越小，說明消費結構層次越高。

實證分析及結果

(一)單位根檢驗

為確保估計有效性，避免偽回歸現象，首先需要對各面板序列的平穩(wěn)性進行檢驗，本文采用的是LLC、IPS、ADF和PP四種檢驗方法。由于各原始變量均存在時間趨勢，故采用含截距和含時間趨勢的檢驗方式，對一階差分后序列則采用含截距的檢驗方式，滯后期數根據SC準則自動選取。單位根檢驗結果如表1所示。

檢驗結果表明，對于消費結構LLC、IPS、ADF和PP四種檢驗方法均拒絕其存在單位根的原假設，而對于產業(yè)結構IPS檢驗未拒絕其存在單位根的原假設，對其變量一階差分后則顯著地拒絕有單位根的原假設。由此，CR和IR滿足I(1)。

(二)面板協(xié)整檢驗

由于面板數據滿足I(1)，需要進一步判別變量間協(xié)整關系是否存在。本文采用Pedroni的7個統(tǒng)計量和Kao的ADF統(tǒng)計量進行判斷(見表2)。根據Pedroni的檢驗方法，群rho未拒絕沒有面板協(xié)整關系的原假設，面板rho等其他的統(tǒng)計量都在10%的顯著性水平上拒絕了原假設。根據Kao面板協(xié)整檢方法，ADF統(tǒng)計量顯著地拒絕沒有面板協(xié)整關系原假設。綜合分析后本文認為城鎮(zhèn)消費結構和產業(yè)結構間存在面板協(xié)整關系。

(三)回歸結果

由于本文側重分析城鎮(zhèn)居民消費結構與產業(yè)結構相關性的區(qū)域差異，考慮東、中、西部地區(qū)內部的差異性相對較小，回歸模型選用變截距模型。為減少或消除截面異方差的影響，本文估計時采用截面加權法。表3和表4的Ad-R2和A-D值顯示，各回歸模型擬合效果較好，都通過整體性檢驗。

從表3的估計結果可知，基于全國樣本，城鎮(zhèn)居民消費結構升級對產業(yè)結構影響的系數通過5%的顯著性水平檢驗，且系數值為負，表明城鎮(zhèn)居民消費結構升級對產業(yè)結構具有顯著的推動作用。從東、中、西部的樣本來看，中部地區(qū)的城鎮(zhèn)居民消費結構升級對產業(yè)結構的影響不顯著，東部和西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費結構升級顯著推動產業(yè)結構的發(fā)展，相關系數分別約為-0.02和-0.06，東部地區(qū)的影響相對較弱。從表4的估計結果可以看出，基于全國樣本，產業(yè)結構升級對城鎮(zhèn)居民消費結構影響的系數并未通過10%的顯著性水平檢驗，表明產業(yè)結構升級對城鎮(zhèn)居民消費結構并無顯著推動作用。從東、中、西部的樣本來看，東部和西部地區(qū)產業(yè)結構升級對城鎮(zhèn)居民消費結構的推動作用不顯著，但中部地區(qū)產業(yè)結構升級對城鎮(zhèn)居民消費結構具有顯著推動作用，相關系數約為-0.11。

結論與政策含義

第一， 理論上消費結構和產業(yè)結構相互影響、相互推動，我國城鎮(zhèn)居民消費結構與產業(yè)結構相互推動關系并不成立，需要構建起城鎮(zhèn)居民消費結構和產業(yè)結構間的互動關系，使兩者協(xié)調發(fā)展。近年來，我國城鎮(zhèn)生活水平不斷提高，居民消費結構發(fā)生巨大變化，轉向追求生活質量。總體上城鎮(zhèn)居民消費結構升級相應地刺激或限制相關行業(yè)的發(fā)展，進而對產業(yè)結構產生影響。由于我國的“外向型”經濟發(fā)展模式，產業(yè)結構升級相對緩慢，產業(yè)結構升級對城鎮(zhèn)居民總體上并沒有創(chuàng)造新的消費需求，進而促進其消費結構攀升。

第二，城鎮(zhèn)居民消費結構和產業(yè)結構之間的關系存在區(qū)域性差異，構建城鎮(zhèn)居民消費結構和產業(yè)結構的良性互動關系，需要考慮兩者關系的區(qū)域差異。實證研究表明，東、西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費結構升級顯著地推動產業(yè)結構攀升，而產業(yè)結構對城鎮(zhèn)居民消費結構的影響不顯著。中部地區(qū)產業(yè)結構升級顯著地推動城鎮(zhèn)居民消費結構攀升，而城鎮(zhèn)居民消費結構對產業(yè)結構的影響不顯著。由于城鎮(zhèn)居民消費結構與產業(yè)結構間關系存在區(qū)域差異性，構建城鎮(zhèn)居民消費結構和產業(yè)結構的和諧關系應依據區(qū)域性差異有所偏重。

當前，我國經濟進入“次高”經濟增長階段，盡管外部環(huán)境不容樂觀，但中國東、中、西部地區(qū)經濟的差距和城鄉(xiāng)“二元”經濟結構在一定時期內為中國保持“次高”經濟增長提供了條件。我國產業(yè)結構將持續(xù)攀升，城鎮(zhèn)居民收入水平，特別是中西部地區(qū)的居民收入水平將持續(xù)得到提升。因此，應努力按照城鎮(zhèn)居民消費結構升級的市場需求配置資源，按照產業(yè)結構升級的經濟增長模式引導城鎮(zhèn)居民消費，促進消費結構和產業(yè)結構良性互動，推動我國經濟持續(xù)健康發(fā)展。

1.文啟湘等.消費結構與產業(yè)結構的和諧：和諧性及其測度[J].中國工業(yè)經濟，2005(8)

2.吳定玉等.居民消費結構與產業(yè)結構的關聯(lián)性分析—以湖南省為例[J].消費經濟，2007(5)

3.周輝.消費結構、產業(yè)結構與經濟增長—基于上海市的實證研究[J].中南財經政法大學學報，2012(3)

4.莊燕君.區(qū)域產業(yè)結構與消費結構關聯(lián)分析[J].統(tǒng)計與決策，2005(1)

5.鄔德政.我國農村居民消費結構與產業(yè)結構相關性分析[J].學術論壇，2008(4)

6.孟范昆等.消費結構升級與產業(yè)結構升級互動關系實證研究[J].商業(yè)時代，2012(32)

篇5

2．最終消費情況分析。最終消費由居民消費和政府消費兩部分組成，甘肅省最終消費支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據《甘肅統(tǒng)計年鑒》數據計算居民消費支出一直占據最終消費支出大部分的比例，穩(wěn)定在70％以上。

3.甘肅省最終消費對經濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經濟增長率中消費需求拉動所占的份額,計算甘肅省最終消費貢獻率在2002年至2007年間分別為63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最終消費對經濟增長的貢獻率并不穩(wěn)定，其原因是經濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務凈出口政策要素影響。

二、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費結構變動分析

1．農村居民消費支出變動分析。消費結構指各類消費支出在總消費中所占的比例，消費結構能夠反應出居民的生活水平，甘肅農村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費，說明農村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態(tài);從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫(yī)療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標志，相關數據變動說明甘肅省農村居民消費結構逐漸優(yōu)化，農村居民生活水平逐步提高。

2.城鎮(zhèn)居民消費支出變動分析。恩格爾系數從1993年的0.51總體上保持下降趨勢，到2007年的0.36，食品消費支出已不在占據消費支出的一半比例。說明城鎮(zhèn)居民的生活水平的提高，城鎮(zhèn)居民生活水平到達小康階段，醫(yī)療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應有所增加，表明城鎮(zhèn)居民的生活質量逐步提高，消費結構不斷優(yōu)化。

3.城鄉(xiāng)居民消費結構變動度分析。消費結構變動度，是分析消費結構變化程度的指標，計算公式為：

在1996年～2000年期間，甘肅省農村居民消費結構變動度為9.00％，城鎮(zhèn)居民消費結構變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農村居民消費結構變動度為2.22％，城鎮(zhèn)居民消費結構變動度為3.27％。

在1996年～2000年期間，城鄉(xiāng)居民消費結構變動非常顯著，其中食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉(xiāng)居民消費結構經過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮(zhèn)居民消費結構變動影響最大；醫(yī)療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。

三、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費函數分析

本文采用持久收入消費函數。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε

其中Ct為現期消費;Yp和Yz表示持久收入和暫時收入。系數α1和α2分別是持久收入和暫時收入的邊際消費傾向。根據《甘肅年鑒》統(tǒng)計資料，對模型進行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉(xiāng)居民消費函數(1）、（2）。

農村居民消費函數Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）

（0.002）（8.237）（2.469）

R2=0.873D.W.=1.212F=34.461

城鎮(zhèn)居民消費函數Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）

（1.095）（40.793）（3.908）

R2=0.997D.W.=1.91F=1878.984

從方程中可看出，農村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消費；每增加1元暫時收入，有1.74元用于消費。既增加了暫時收入，不僅要將暫時收入全部用于消費，同時還要拿出儲蓄來消費。城鎮(zhèn)居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費；每增加1元暫時收入，有0.87元用于消費。

四、簡要結論

1．經濟增長與城鄉(xiāng)居民的收入和消費之間有直接的影響。經濟增長越快，收入增加越高，消費也會隨著增加。但是，在投資、出口和消費等三要素當中,消費對經濟增長的貢獻率最高，一般都在70%左右,說明拉動消費仍然是甘肅省經濟發(fā)展的主要動力。

2.隨著經濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結構出現重要變動傾向。在城鄉(xiāng)居民的消費結構變動當中，食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來，城鄉(xiāng)居民的消費結構劇烈變動，居住消費支出對城鎮(zhèn)居民消費結構變動影響最大。另外，醫(yī)療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。

3.為了鞏固消費對經濟發(fā)展的貢獻率，我們建議：一是加快發(fā)展城鄉(xiāng)經濟，保證固定資產的投資速度，使投資增長不要出現大起大落;二是進一步開發(fā)農民能夠穩(wěn)定增加收入的就業(yè)渠道和途徑，如非農產業(yè)收入、轉移性就業(yè)收入、農業(yè)產業(yè)化收入等；三是對于城市居民來講，要把創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位和機會作為重點，用擴大就業(yè)保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉(xiāng)居民的消費結構進行一定的引導，努力改善城鄉(xiāng)居民住房、醫(yī)療、教育、保障等關鍵性問題。

參考文獻：

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引言

隨著居民收入的逐步上升與生活質量的不斷提高，居民生活引發(fā)的碳排放會越來越大。在國家積極探索內需拉動經濟的同時，如何有效地降低居民部門對碳排放的影響，是中國實現可持續(xù)發(fā)展、可持續(xù)消費的重要方面。促使居民生活碳排放減少的因素主要有居民消費碳排放系數、平均消費傾向、平均家庭規(guī)模、居民能耗結構等[1-3]，不過不同因素影響效應的程度與減排潛力存在明顯區(qū)別。首先，平均消費傾向呈現逐年下降的趨勢，對居民生活碳排放起著明顯降低效應，但不能依靠該因素達到降低碳排放的目的，因為這與國家大力刺激內需政策相左。其次，平均家庭規(guī)模雖是降低趨勢，但不可能一直縮小下去，按照2014年放開單獨“二胎”政策，倡導理想家庭模式為“三或四口之家”，所以未來依靠縮小家庭規(guī)模以達到降低居民生活碳排放的目的，是行不通的。再者，居民能源消耗結構呈現出無序的變動態(tài)勢、各種能源比例需要進一步升級、優(yōu)化，盡量使其對居民碳排放的影響效應明顯化。最后，文獻對于碳排放強度對碳排放的顯著降低影響有著一致的結論[4-7]，這對研究中國居民消費碳排放系數對其碳排放的影響效應有重要借鑒意義，因此居民消費碳排放系數就成為基于居民部門節(jié)能減排工作的重要突破口。而居民消費碳排放系數取決于居民消費水平、居民消費模式以及居民生活用于購買能源產品的數量，屬于影響居民部門碳排放的內生因素[8-10]，簡而言之，與居民消費結構密切相關。鑒于此，根據居民消費結構與碳排放系數的變動特征，在考慮城鄉(xiāng)居民消費差異情況下，探討前者對后者的影響效應，并對使其降低的有效途徑進行相應探索是非常重要的。

1 居民消費結構與居民消費碳排放系數的變動

1.1 居民消費信息熵

消費支出用途與所占比重不同，無法綜合度量居民消費結構的動態(tài)演變規(guī)律，信息熵可以很好地解決這個問題。信息熵（Information Entropy）是對一種物質或體系運動無序度的量化[11]，反映其變動結構特征。將信息熵引入居民消費可以很好地考慮到不同消費項目所占的比重，反映居民消費結構演變規(guī)律。根據信息熵的計算公式，居民消費信息熵的計算方法如下：

為居民消費信息熵（Residential Consumption Information Entropy）， 表示類消費支出， 為 類居民消費支出。 綜合考慮各種消費支出的比重變化，反映居民消費結構特征，是對居民消費無序度的量化。數值越大，表示居民消費無序度越大；良好的居民消費結構是從無序向有序、由低級有序向高級有序的演變。但并不表示數值越大，相應的消費結構越好，而在有序的變動過程中，趨于穩(wěn)定，才視為良好的發(fā)展狀態(tài)。

1.2 居民消費碳排放系數

借鑒生產總值碳排放強度與能源碳排放系數的定義，居民消費碳排放系數稱為萬元居民消費碳排放，表示為滿足單位居民消費水平所消耗的能源產生的碳排放。盡可能在滿足居民生活需求與提高生活質量的情況下盡可能降低滿足單位居民消費水平（或效用）所造成的碳排放，是國家積極探索內需啟動經濟發(fā)展、倡導可持續(xù)消費模式的重要方面。

1.3 居民消費結構與居民消費碳排放系數的動態(tài)演變特征

由圖1所示，1985～2013年中國居民消費結構與碳排放系數呈現不同方向階段性波動：

1985～1987年居民消費信息熵緩慢上升，居民生活水平較低，恩格爾系數較大，居民消費限于基本“衣食住行”。1988～1989年居民消費信息熵有輕微下降，主要由于家庭設備用品及服務類消費支出的比重上升，引起結構變動的混亂；同時家用耐用消費品的增加，加大居民生活對能源的消耗，造成碳排放系數上升。1993～2002年居民消費結構中食品與衣著類支出比重逐漸下降，居住、交通通信、家庭設備用品及服務等支出比重持續(xù)上升，居民消費結構處于由低級向高級的逐漸轉變過程中，居民消費水平有了顯著提高，快于居民生活碳排放，進而居民生活碳排放系數持續(xù)下降。

2003～2007年居民消費結構持續(xù)升級，引發(fā)居民對住宅、汽車與家用電器等消費熱點的需求，引起居民生活碳排放增加。這一時期居民的平均消費傾向整體下降，但對這幾類的消費傾向是上升的，進而促使這一時期居民生活碳排放系數的提高。2008～2013年居民消費信息熵與居民生活碳排放系數呈現不同方向變動，前者持續(xù)增加，能源與環(huán)境壓力的持續(xù)增強促使節(jié)能減排成為“十一五”規(guī)劃中重要的約束性指標[10]，政府大力倡導與宣揚可持續(xù)消費或綠色消費，鼓勵消費節(jié)能型產品，引導居民生活減少對能源的壓力，促使居民生活碳排放系數下降。

由上文分析不難看出，1985～2013年不同時段我國居民消費結構對居民消費碳排放系數的影響效應存在差異[12]。因此，中國居民消費結構如何升級、優(yōu)化調整才能促進居民部門節(jié)能減排工作的順利進行呢？明顯看出，居民生活碳排放系數與居民消費結構變動之間呈現的是非線性特征，因此不能簡單地應用以往的線性模型設定兩者關系，應該建立適合兩者真實互動的關系的模型。閾值協(xié)整模型主要分析非線性序列，不同于以往假定變量之間呈現線性關系的模型，因此在考慮城鄉(xiāng)居民消費差異的情況下，構建非線性閾值協(xié)整模型，揭示中國居民生活碳排放系數因居民消費結構變動與城鄉(xiāng)居民消費差異不同而呈現機制轉移的非線性效應。

2 理論模型

2.1 城鄉(xiāng)消費差異的泰爾系數

由于我國呈現二元結構，城鄉(xiāng)消費水平存在很大差距，而居民消費水平受城鄉(xiāng)消費水平差距的影響，因此構建基于居民消費結構與碳排放系數的閾值協(xié)整模型時，需要兼顧城鄉(xiāng)居民消費水平的差異。文獻中度量城鄉(xiāng)居民消費水平常常采用人均消費支出，但該指標沒有反映城鄉(xiāng)居民人口比重的變化，故計算度量城鄉(xiāng)居民消費水平差異泰爾系數[13]，計算公式如下：

其中 分別為城鎮(zhèn)居民與農村居民， 為消費水平， 為人口。結果表明居民城鄉(xiāng)消費水平差距呈現先上升，繼而緩慢下降的變動趨勢。

2. 2 閾值協(xié)整模型的設定

表示居民消費碳排放系數， 表示居民消費結構變動信息熵， 表示城鄉(xiāng)居民消費差異的泰爾系數。為表征居民消費結構變動對居民碳排放系數呈現非線性影響效應，需要定義非線性光滑轉移函數 ，大小位于 連續(xù)函數，反映居民消費結構對其碳排放系數的影響效應隨著變動程度的不同而發(fā)生變化。其中 為閾值變量， 為機制轉移的位置。 為光滑參數，反映兩個之間平緩速度的快慢。 為閾值參數，表示機制發(fā)生轉移時閾值變量的取值。因此，居民消費結構與碳排放系數的閾值協(xié)整模型可設定為：

3 模型的檢驗與估計

3.1 變量的單位根檢驗

為確保數據適合構建閾值協(xié)整模型，雖然變量不一定是平穩(wěn)序列，但一階差分序列必須是平穩(wěn)的。換言之，要求變量為一階單整序列，即要通過變量的單位根檢驗。運用常用的兩種單位根檢驗方法即 與 法進行檢驗，結果顯示，雖然居民消費信息熵、碳排放系數與城鄉(xiāng)居民消費差異的泰爾系數不平穩(wěn)，但一階差分不存在單位根，即三個變量是屬于一階單整序列，可以進行下一步的操作。

3.2 有關平滑轉移函數 存在與形式確定的檢驗

確定平滑轉移函數 是否存在與具體的形式，首先確定機制轉移發(fā)生的位置參數，其次進行非線性檢驗，證明在位置參數確定的情況下所設置的模型呈現非線性；最后確定平滑轉移函數的具體形式。

3.2.1 確定機制轉移位置參數

位置參數的確定方法是基于平滑轉移函數的三階泰勒展開[14-15]，將展開式代入式（3），重新參數化后得到：

針對不同的 運用OLS對式（2）進行估計，根據 函數值最小確定相對最優(yōu)模型，或者擬合優(yōu)度即 最大時所對應的 即為機制發(fā)生轉移的位置參數。本文選取 的取值范圍在 ，根據表1的結果，選取 最大時對應的 。

3.2.2 非線性檢驗

進行非線性檢驗，運用基于極限分布為 的 檢驗，原假設為不存在非線性，即展開式中 ，拒絕原假設，認為該模型存在非線性。由表2的檢驗結果得知，拒絕存在線性的原假設，即該模型存在非線性。

3.2.3 平滑轉移函數 具體形式的確定

通常平滑轉移函數形式有兩種，指數函數與邏輯函數，檢驗方法仍是 檢驗，不過原假設與備擇假設的設定不同，本文設定原假設 ； ； [16-17]，如果不拒絕 而拒絕 ，則式（4）中 為指數函數，否則為邏輯函數。根據表2的檢驗結果，拒絕 ，則可確定函數形式為邏輯函數。

3.3 閾值協(xié)整檢驗

根據估計的平滑轉移函數 的形式對式（4）進行估計，若模型估計的殘差是平穩(wěn)序列，則該模型為閾值協(xié)整模型。可以采用部分殘差進行檢驗[18]，檢驗統(tǒng)計量設定為：

4 實證分析

4. 1模型的估計結果

為確定閾值參數，對式（4）進行 迭代估計，直至殘差平方和最小，估計結果如下：

光滑函數的結果反映在考慮城鄉(xiāng)居民消費差異的情況下，居民消費結構對居民生活碳排放系數產生長期效應，呈現非線性特征。其中光滑參數 ，表明這種非線性效應機制轉移的速度較為緩慢。

4.2 分階段分析

閾值參數 表明居民消費結構對居民消費碳排放系數的非線性轉移發(fā)生在居民消費信息熵等于1.905處。如圖2所示，1985～2002年居民消費信息熵小于估計的閾值參數 ，估計的光滑轉移函數 等于0或接近于0。居民消費結構對碳排放系數的影響效應遵循第一機制，由 反映。1985年與2002年居民消費信息熵分別為1.56與1.85，城鄉(xiāng)居民消費差異的泰爾系數分別為0.76與0.94，由于居民消費結構的變動引起居民生活碳排放系數分別下降了0.31與0.48。其他年份具有類似的結果，即在居民消費以“衣食住”為主的消費模式，居民消費水平還未達到小康水平，居民消費結構比較單一，處于低級變動狀態(tài)時，對居民生活碳排放系數的影響效應為負，利于居民生活能源效率的提高。

當居民消費信息熵圍繞在估計的閾值參數 周圍波動時，估計的光滑轉移函數 介于0與1之間，從而使得居民消費結構變動對居民生活碳排放系數的影響效應在第一機制與第二機制之間平滑轉移，由 反映，影響效應由負向正、繼而由正向負平滑轉換。2003～2007年居民消費結構中私家車、住宅、高端通訊工具等成為新的消費熱點，消費支出總量與比重快速增加，從而加大了居民生活碳排放。在2003年與2007年使得居民生活碳排放系數分別提高0.48與0.51，表明居民消費結構處于眾多消費項目分別變動，較為混亂的變動狀態(tài)，尤其是高能耗消費的增加，提高了居民生活碳排放系數。

2008～2013年居民消費信息熵大于估計閾值參數 ，估計的光滑轉移函數 等于1或接近于1，這段時期居民消費結構對居民生活碳排放系數的影響效應服從第二機制，由 反映。居民消費結構中各消費項目呈現不同方向的變動，但逐步形成以住宅、交通通訊、家庭設備用品及服務與教育文化娛樂服務類支出為主，食品支出為輔的消費格局。“節(jié)能減排”理念引導居民向低能耗與低排放的方向轉變，引起居民生活碳排放系數在2008年與2013年分別下降了0.124與0.127，居民消費結構變動對碳排放系數的影響效應為負，有利于居民生活中節(jié)能減排。但作用程度較弱，說明通過居民消費結構變動促進居民部門節(jié)能減排這一途徑還有很大的潛力與空間。

4.3 對居民生活碳排放系數的偏效應

根據估計結果分別計算居民消費結構與城鄉(xiāng)居民消費水平差距對碳排放系數的偏效應。如圖3所示，居民城鄉(xiāng)消費水平差異的泰爾系數對居民生活碳排放系數由負效應逐漸向正效應轉變，并且有逐漸增加的趨勢，表明城鄉(xiāng)消費差距逐漸成為阻礙居民部門節(jié)能減排的重要因素。居民消費結構的變動對居民生活碳排放系數的偏效應，呈現先降后升，而后由升向降平緩轉移的影響態(tài)勢，不過后續(xù)降低效應不具有明顯性。

5 結論

在考慮城鄉(xiāng)居民消費差異情況下，構建居民消費結構與碳排放系數的閾值協(xié)整模型。得到主要結論如下：

第一，1985～2013年中國居民消費結構變動對居民消費碳排放系數的長期效應，因消費結構優(yōu)化、升級變動，而呈現非線性的轉換與演變：1985～2002年居民消費結構中“衣食”類支出逐漸下降，“住行用教”類支出比重上升，兩者比重接近，逐步形成“兩足鼎立”的消費模式，居民消費結構對碳排放系數的影響效應服從第一機制，呈現負效應。2003～2007年居民消費中“住行用教”類支出大幅度上升，并且屬于高碳排的消費項目，引起居民生活碳排放系數上升，這一時期居民消費結構呈現增加效應，在第一機制與第二機制之間平緩轉換。2008～2013年受節(jié)能減排政策以及可持續(xù)消費模式的影響，居民消費逐步向低能耗、低排放方向演變，進而引起居民生活碳排放系數的降低

第二，與之相一致，居民消費結構變動對碳排放系數的偏效應由負向正轉換，繼而向節(jié)能的方向演變，但負效應不是很顯著。同時城鄉(xiāng)居民消費差異對居民消費碳排放系數的影響效應整體上呈現負效應，逐漸向正效應演變，表明城鄉(xiāng)消費差異不利于居民部門碳排放系數的降低。

從長期上看，中國需要進一步優(yōu)化居民消費結構，提倡可持續(xù)消費模式、降低居民消費碳排放系數；同時縮減城鄉(xiāng)居民消費差異，提高區(qū)域消費水平均衡化，從居民部門出發(fā)，促進節(jié)能減排工作的順利進行。

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篇7

一、引言

在拉動經濟增長的三駕馬車中，消費對經濟的拉動作用最大。隨著經濟的快速發(fā)展，黑龍江省城鎮(zhèn)居民的生活水平得到了很大的改善，消費結構也隨之發(fā)生了較大的變化。本文首先運用灰色關聯(lián)分析方法對黑龍江省城鎮(zhèn)居民生活消費支出結構進行量化對比分析，從而較科學地測度城鎮(zhèn)居民生活消費支出與其構成因素之間關系的密切程度，揭示城鎮(zhèn)居民消費結構的變化，在此基礎上，運用模型對黑龍江省城鎮(zhèn)居民消費支出及其構成因素進行預測分析，揭示其動態(tài)演變過程。該分析對于適時調整和正確引導居民消費方向，促進經濟的長期穩(wěn)定發(fā)展具有重要意義。

二、建模機理

（一）灰色關聯(lián)分析的建模機理

灰色關聯(lián)分析的基本思想是根據序列曲線幾何形狀的相似程度來判斷其聯(lián)系是否緊密。曲線越接近，相應序列之間關聯(lián)度就越大，反之就越小。具體而言,就是通過計算參考序列和比較序列之間的關聯(lián)系數、關聯(lián)度,確定影響參考序列的主要因素和次要因素,從中找到最為關鍵的因素。

本文運用灰色綜合關聯(lián)模型進行消費結構的分析。序列和的灰色綜合關聯(lián)度，其中，和分別為和0的灰色絕對關聯(lián)度和灰色相對關聯(lián)度，，一般取0.5。它既反映了和幾何形狀的相似程度，又反映了和相對于始點的變化速率的接近程度，是較為全面地表征序列之間聯(lián)系是否緊密的一個指標。

（二）模型的建模機理

該模型的基本思想是對原始數據序列進行累加，用指數曲線對累加生成的數據序列進行擬合并建立模型，然后根據時間進行外推，從而進行預測。

1．數據的檢驗

若參考序列的所有級比都落在可容覆蓋內，則該數列可以作為模型的數據進行灰色預測。

2．建立模型

對參考數列0作1-AGO：，其緊鄰均值序列為

建立的灰微分方程：

相應的白化微分方程為：

白化微分方程的解為：

3．檢驗預測值

分別檢驗預測值的絕對誤差和相對誤差，如果相對誤差小于0.2，則認為達到一般要求；如果相對誤差小于0.1，則認為達到較高要求。

4．結合實際問題的需要，給出相應的預測預報。

三、黑龍江省城鎮(zhèn)居民消費結構變化的實證分析

（一）數據來源及階段性劃分

分析對象為黑龍江省城鎮(zhèn)居民人均全年生活消費支出及其八個構成因素——食品、衣著、居住、家庭設備用品及服務、醫(yī)療保健、交通和通訊、文教娛樂用品及服務、雜項商品和服務。原始數據來自于歷年《黑龍江統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。由于年鑒中城鎮(zhèn)居民的消費支出構成項目在1992年發(fā)生了變化，所以，分析時間段確定為1992年至2008年。由于在此10多年時間內黑龍江城鎮(zhèn)居民的收入水平發(fā)生了巨大的變化，消費結構也會隨之發(fā)生變化，這就需要根據不同時期的特征，對這一時期進行進一步的劃分。從《黑龍江統(tǒng)計年鑒2009》中可以發(fā)現，在2000年前后，黑龍江城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數發(fā)生了根本性的變化（見表-1），所以以2000年為界，把分析數據分為1992-1999年和2000-2008年兩個階段。

表-11992-2008年黑龍江城鎮(zhèn)家庭恩格爾系數（%）

年份

1992

1993

1994

1995

1996

1997

1998

恩格爾系數

49.9

49.2

50.8

48.2

46.2

45.9

43.5

年份

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

恩格爾系數

40.5

38.4

37.2

35.5

篇8

中圖分類號：F061.3 文獻標識碼：A 文章編號：1008-4428（2012）06-99 -02

一、引言

自上世紀六十年代，全球產業(yè)結構呈現出從“工業(yè)型經濟”向“服務型經濟”轉型的總趨勢。全球產業(yè)結構轉型推動著發(fā)達國家服務業(yè)占GDP的比重從1990年的65%上升到2005年的72%，服務業(yè)就業(yè)人數甚至超過第一、二產業(yè)的總和。

然而在我國經濟快速增長的背景之下，產業(yè)結構以重工業(yè)為主導，服務業(yè)長期處于較低的競爭力水平。如今，中國經濟增長放緩，貿易保護主義亦有抬頭之勢，外需疲弱，僅僅依靠工業(yè)化已經難以保證長期穩(wěn)定的經濟增長，因此產業(yè)升級和產業(yè)結構的優(yōu)化調整已成為我國經濟發(fā)展的核心內容。當前面臨經濟轉型和消費結構轉型的需求，我國既要不斷拓展與制造業(yè)相配套的生產者服務業(yè)，亦不能忽略消費者服務業(yè)對經濟發(fā)展的推動作用。

我國經濟發(fā)展的指導性綱領“國民經濟和社會發(fā)展十二五規(guī)劃綱要”將擴大消費需求，發(fā)展消費者服務業(yè)放在了戰(zhàn)略性的高度，提出“擴大消費需求的長效機制，增強居民消費能力，改善居民消費預期，促進消費結構升級，進一步釋放城鄉(xiāng)居民消費潛力”，使之成為經濟持續(xù)發(fā)展的穩(wěn)定動力，推動特大城市形成以服務經濟為主的產業(yè)結構。在政策導向、人口結構變化的雙重扶持下，我國居民消費正在向第三次升級邁進，消費數量級也已經實現了跨越式的增長，消費觀念的升級正推動消費結構沿著衣食住行的路徑逐步趨于高端化。以解決溫飽為基礎的消費已經無法滿足人們的物質文化精神需求，消費者服務業(yè)自身的結構升級和高端化發(fā)展，將會帶領未來新一輪的經濟增長。

二、消費結構與轉型理論

劉世錦（1998）認為，市場經濟是一種消費者導向的經濟，消費始終是整個經濟活動的出發(fā)點和歸宿。國民經濟的復雜表現在其具有的循環(huán)特性上：收入增長促進消費結構升級，進而引導資本和勞動等生產要素的合理配置，加之技術進步等外力因素的影響，推動產業(yè)結構的升級和經濟水平的提高。而這樣的結果又會進一步提高居民收入，從而為消費結構的升級提供源源不斷的動力。因此，本文將從消費結構升級的角度研究消費者服務業(yè)的發(fā)展趨勢以及經濟增長的關系。

消費結構是在一定的社會經濟條件下，人們在消費過程中多消費的各種不同類型的消費資料的比例關系。收入水平是影響消費結構是重要、最基本的因素。收入的提高帶來購買力的增強，使消費可能在外延上和內涵上擴大，從只滿足最基本的消費需要向更高層次的需要升級，使得消費結構發(fā)生變化。消費結構的劃分標準主要有三種：按照滿足人們消費的需求稟賦分為生存資料、享受資料和發(fā)展資料；按照支出用途分為衣食住行等；按消費對象的不同分為個人和集體消費。

消費結構升級能夠引起相應的產業(yè)結構發(fā)生變化，促進消費品產業(yè)結構高級化。隨著人均收入水平的提高，需求的重心由低層次向高層次移動，從易耗消費品向耐用消費品轉移，從低檔的生活必需品向中高檔消費品乃至奢侈品轉移。《消費品工業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略研究》一書中將消費結構升級的趨勢歸類為三個階段：第一階段的消費目的是解決溫飽問題，第二階段消費重點轉向非生活必需品，第三階段是從數量消費轉向高質量、定制化、服務性的產品。對應不同階段，產業(yè)結構也由低向高升級。從第一階段的紡織業(yè)、食品業(yè)為主導，到第二階段中家電、家具、塑料制品等耐用消費品工業(yè)的極大發(fā)展，再到第三階段個性化消費和高端服務業(yè)滿足人們的“高尚需求”，從而使得文娛產業(yè)、生物保健產品、高檔飲料乃至奢侈品取得較大的發(fā)展空間。

三、居民消費結構模型分析

（一）模型的構建

1、擴展線性支出系統(tǒng)模型

學界通常采用恩格爾系數法和擴展線性支出系統(tǒng)模型（ELES模型）進行消費結構分析。與恩格爾系數僅揭示特定發(fā)展階段的收入和消費結構關系所不同，擴展線性支出系統(tǒng)模型考慮了消費需求和價格因素對居民消費結構的影響，能夠全面反映消費領域的相互關系。

1973年Liuch在Stone（1954）的效用需求函數基本形式基礎上，改進擴展的線性支出系統(tǒng)模型為：

（1）

其中pi、pj是第i、j種消費品的價格；I表示收入，βi是邊際消費傾向，qi表示第i種商品的實際需求量； ri表示可維持生活的第i種商品的基本需求量。該模型表明，在一定收入和價格水平之下，消費者首先滿足其對某種商品或勞務的基本需求piri，在余下的收入 中，按照βi的比例在消費第i種商品和儲蓄之間進行分配，消費者的邊際儲蓄傾向為 ，且有0＜βi＜1， 。

改寫式（1）為：

（2）

其中ui是隨機擾動項，定義 。對式（2）應用最小二乘法，可以得到變量的參數估計值，同時可得 。

篇9

問題的提出[①]

消費是經濟發(fā)展的動力，是拉動經濟增長的三駕馬車之一。2008年按支出法計算，河南省國民生產總值18473.14億元，居全國第五位，最終消費支出為7759.33億元項目管理論文，占國民生產總值的42.0%（最終消費率），低于全國最終消費率平均水平6.6個百分點，居全國第25位。2007年河南省政府消費支出2011.27億元，占國民生產總值的13.4%（政府消費率），居民消費支出4820.00億元，占國民生產總值的32.1%（居民消費

圖1 河南省消費不足的邏輯推理

率），按照著名發(fā)展經濟學家H.錢納里等實證研究，政府消費率一般維持在11.9%—15.0%之間，河南省政府消費率符合H.錢納里的標準結構（箭頭 1），但是居民消費率卻遠低于標準結構中的居民消費率大于60%的水平論文服務。在居民消費支出中，河南省城鎮(zhèn)居民消費支出為8837.46元項目管理論文，占城鎮(zhèn)居民收入的66.793%，低于全國平均水平4.5個百分點，居全國倒數第5位。據初步統(tǒng)計2009年河南省城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數為34.2%，依據聯(lián)合國糧農組織提出的恩格爾系數標準，河南省城鎮(zhèn)居民生活水平自1996年已進入小康層次，消費方式已經開始由生存型向享受發(fā)展型轉變，基生活消費已經基本穩(wěn)定且彈性較低（箭頭2），所以非基本生活消費低是才是問題的根源（如圖1）。

一、基于非基本生活消費模型分析

1、非基本生活消費的概念及界定

生活消費按滿足人們需要的順序，可分為基本生活消費和非基本生活消費，基本生活消費是維持勞動力再生產所必須的、最低限度的消費。非基本生活消費則是基本生活消費的對稱，是超出維持勞動力再生產所必需的消費。一般而言項目管理論文，人們只有在滿足了基本生活消費的條件下，才有可能發(fā)展非基本生活消費。本文參考了《消費經濟學大辭典》的合理詞義解釋部分，并對非基本生活消費做了一定的延伸和補充論文服務。非基本生活消費是指在滿足人們維持和延續(xù)其生命的基本生活消費的前提下，用于滿足自身發(fā)展和發(fā)揮其體力、智力以及為使生活舒適的物質消費、精神消費和勞務消費的總稱。生活消費支出、基本消費支出、非基本生活消費支出分別用CE(consumption expenditures)、BLC(basic living consumption)、NBLC(non-basic living consumption)表示。

2、擴展線性支出系統(tǒng)（ELES）下非基本生活消費的模型構建

假定某一時期人們對各種商品(服務)的需求量取決于人們的收入，而且人們對各種商品的需求分為基本需求和超過基本需求之外的需求兩部分，居民在基本需求得到滿足之后才將剩余收入按照某種邊際消費傾向安排各種非基本消費支出。非基本生活消費的ELES模型需求函數[②]：

參數是邊際消費傾向，滿足：0

對模型的進行變形：

令V=；a=；b=

對方程式進行回歸可得a*和b*，進一步可求出：

3、非基本生活消費的計量分析

模型采用1993—2008按收入水平分組的河南省城鎮(zhèn)居民消費支出的截面數據，為了修正和避免數據出現異方差，本文采用了加權最小二乘估計（WLS）法對方程參數進行回歸估計項目管理論文，權重W=resid^(-2)。顯著水平選取為0.05。t(d)是β*i的t觀測值，R2為方程的可決系數論文服務。

通過EVIEWS軟件進行WLS回歸結果如下[③]：

2008年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

tβ=598.6320 R2=1.000000 D-W=2.276046 F=358360.2

2007年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

tβ=31.44564 R2=0.999890 D-W=2.310967 F=988.8286

2006年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

tβ=59.77045 R2=1.000000D-W=1.776125 F=3572.506

2005年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數

tβ=2019.675R2=1.000000 D-W=1.427389 F=4079087.

2004年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數

tβ=239.4272R2=1.000000D-W=1.674908 F=57325.39

2003年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數

tβ=128.6925R2=0.999795D-W=1.609279 F=16561.75

2002年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

tβ=180.7875R2=0.999991D-W=1.718861 F=32684.13

2001年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

tβ=175.2843R2=0.999999D-W=1.181300 F=30724.59

2000年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

tβ=30.37496R2=0.999990D-W=1.323353 F=922.6385

1999年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

tβ=445.2760 R2=1.000000 D-W=2.680368 F=198270.7

1998年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

tβ=133.6603R2=0.999997D-W=1.623019 F=17865.07

1997年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

tβ=341.95878R2=0.999954D-W=1.505179 F=1760.539

1996年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

tβ=99.82376R2=0.999999 D-W=1.794003 F=9964.783

1995年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

tβ=1196.196R2=1.000000D-W=1.504203 F=1430885.

1994年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

tβ=3144.5403R2=0.999990D-W=2.396234 F=20891.89

1993年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

tβ=42.16312R2=0.999993D-W=2.142866 F=1777.729

1992年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

tβ=202.8902R2=0.999990 D-W=1.223436 F=41164.42

匯總回歸方程估計結果，通過Excel軟件處理結果如下：

表1 1993-2008年河南省城鎮(zhèn)居民基本消費和非基本消費支出情況單位：元

類別

年份

CE

a*

b*（β*i）

BLCi(BLC)

NBLC

2008

8837.46

1475.782

0.562177

3370.727

5466.733

2007

7826.72

1268.192

0.593939

3123.156

4703.564

2006

6685.18

1603.482

0.511453

3282.145

3403.035

2005

6038.02

1209.152

0.541007

2634.358

3403.662

2004

5294.19

1197.215

0.522404

2506.753

2787.437

2003

4941.60

955.1838

0.562634

2183.946

2757.654

2002

4504.68

1417.536

0.480717

2729.795

1774.885

2001

4110.17

676.3441

0.651922

1943.082

2167.088

2000

3830.71

814.1469

0.633153

2219.309

1611.401

1999

3497.53

745.6160

0.607170

1898.063

1599.467

1998

3415.65

882.5848

0.605248

2235.796

1179.854

1997

3378.02

590.5870

0.681768

1855.838

1522.182

1996

3009.35

596.1219

0.635379

1634.908

1374.442

1995

2673.95

622.2854

0.615177

1617.069

1056.881

1994

2155.15

359.2111

0.684511

1138.585

1016.565

1993

1609.26

393.4778

0.608181

1004.234

605.0264

1992

1342.58

260.5322

0.674353

800.0448

542.5352

數據來源：1994-2009年河南省統(tǒng)計年鑒

二、基本生活消費與非基本生活消費圖示分析

1、量的圖示分析

河南省城鎮(zhèn)居民人均消費支出在1992年僅為1342.58元，在2008年達到8837.46元，基本生活消費自1992年的人均800.0448元變化到2008年的人均3370.727元，非基本生活消費也從1992年人均542.5352

圖2城鎮(zhèn)居民消費支出、基本生活消費與非基本生活消費比較

元增加至2008年的人均5466.733元。如圖2所示，我們不難發(fā)現，基本生活消費的變化趨勢比較緩慢，而非基本生活消費的上升趨勢較明顯。其中，2001年非基本生活消費在首次超過基本生活消費，雖然在2002年有所下降項目管理論文，但是在2003年非基本生活消費又超過基本生活消費，并逐漸擴大差距，截至2008年非基本生活消費已超出基本生活消費2096.006元。

2、增量投向與拉動分析

河南省城鎮(zhèn)居民人均消費支出增量（CE）明顯呈倒“U”型，從1993年的人均266.68元降低至1998年的37.63元，隨后逐步上升，其中，近兩年的人居民消費支出增量明顯，2007年為人均1141.54元，2008年為人均1010.74元?；旧钕M增量（BLC）的波動不明顯，在九十年代前期逐步降低，隨后又逐步上升到1993年的水平項目管理論文，維持在人均200元左右，增量投向比和貢獻率總體呈下降趨勢，說明基本生活費已趨于穩(wěn)定。與基本生活消費增量不同，非基本生活消費（NBLC）波動比較明顯，總體呈逐步增加趨勢，說明非基本生活消費受外界影響較大，也是拉動增量增長的主力論文服務。增量投向比與貢獻率也能很好的說明這一點，非基本生活消費增量投向比從1993年的0.23433上升至2008年0.75506，期間雖然起伏較大，但是趨勢比較明顯，貢獻率也從1993年的4.7的百分點擴大至2008年9.8個百分點。分析的結果（表2）表明非基本生活消費的拉動潛力比基本生活消費大。

表2 河南省城鎮(zhèn)居民消費增量投向與貢獻率比單位：元、%

年份項目

CE

BLC

NBLC

增量投向比

貢獻率

BLC/CE

NBLC/CE

CR1

CR2

1993

266.68

204.1892

62.4912

0.765671

0.23433

0.152087

0.046545606

1994

545.89

134.351

411.5386

0.246114

0.753886

0.083486

0.255731578

1995

518.8

478.484

40.316

0.92229

0.07771

0.222019

0.018706819

1996

335.4

17.839

317.561

0.053187

0.946813

0.006671

0.118761009

1997

368.67

220.93

147.74

0.599262

0.400738

0.073415

0.049093658

1998

37.63

379.958

-342.328

10.09721

-9.09721

0.112479

-0.10133984

1999

81.88

-337.733

419.613

-4.12473

5.124731

-0.09888

0.122850116

2000

333.18

321.246

11.934

0.964182

0.035818

0.091849

0.003412122

2001

279.46

-276.227

555.687

-0.98843

1.988431

-0.07211

0.145061098

2002

394.51

786.713

-392.203

1.994152

-0.99415

0.191406

-0.09542257

2003

436.92

-545.849

982.769

-1.24931

2.249311

-0.12117

0.218166218

2004

352.59

322.807

29.783

0.915531

0.084469

0.065324

0.006026995

2005

743.83

127.605

616.225

0.171551

0.828449

0.024103

0.116396465

2006

647.16

647.787

-0.627

1.000969

-0.00097

0.107285

-0.00010384

2007

1141.54

-158.989

1300.529

-0.13928

1.139276

-0.02378

0.194539115

2008

1010.74

247.571

763.169

0.24494

0.75506

0.031632

0.097508152

注：CR1、CR2代表基本生活消費、非基本生活消費對城鎮(zhèn)居民生活消費的貢獻率。CR1=g*BLC/CE項目管理論文，CR2= g*NBLC/CE，其中g=(CEt-CEt-1)/ CEt-1

三、預期收入與非基本生活消費的模型分析

1、預期收入與非基本生活消費的模型構建

建立預期收入與非基本生活消費模型需要對預期收入的形成機制做出某種假定，本文主要采用自適應預期模型，假定消費主體對收入的預期是通過一種簡單的學習過程而形成的，其機理是，消費主體會根據自己過去在作預期收入時所犯的錯誤的程度，來修正他們以后每一時期的預期收入，用數學式表示就是：

Yt*=Yt-1*+λ(Yt—Yt-1*)，其中Y*為預期收入，λ為適應系數，0≤ λ≤1項目管理論文，模型的推導過程為：

NBLCt=??+??Yt*+??t………………………………（1）

將變形后的收入自適應過程代入（1）式：NBLCt=??+??[λYt*+(1—λ) Yt-1*]………………………(2)

將(1)—(2)×(1-λ)，整理得：NBLCt=λ??+λ??Yt+(1—λ) NBLCt-1+[??t—(1—λ) ??t-1] ………………（3）

令a=λ??，b0=λ??，b1=(1—λ)，ut=[??t—(1—λ) ??t-1] ………………………………（4）

模型可以變形為：NBLCt=a+ b0Yt+ b1 NBLCt-1+ut t………………………………（5）

對（4）式一階自回歸模型進行回歸，可以得到a、 b0、 b1的估計值，代入（4）式可求出模型估計值。

2、預期收入與非基本生活消費的實證分析

1）通過eviews軟件分析得出以下回歸結果[④]：

表3 自適應預期模型回歸結果

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

-405.7075

128.1870

-3.164967

0.0075

Y

0.607486

0.090002

6.749687

0.0000

NBLC(-1)

-0.538431

0.253073

-2.127573

0.0531

R-squared

0.978529

Mean dependent var

2276.867

Adjusted R-squared

0.975226

S.D. dependent var

1383.685

S.E. of regression

217.7894

Akaike info criterion

13.77229

Sum squared resid

616618.6

Schwarz criterion

13.91715

Log likelihood

-107.1784

F-statistic

296.2347

Durbin-Watson stat

1.973887

Prob(F-statistic)

0.000000

2）模型檢驗

德賓h檢驗：

通過excel軟件計算，Var（b1*）= 0.221790948，回歸結果中D-W=1.973887

= 0.059412

因此接受原假設??=0，說明該回歸模型不存在一階自相關。

統(tǒng)計推斷檢驗：

由表3數據可得可決系數R2=0.978529修正的可決系數為0.975226，說明所建模型整體上對樣本數據擬合較好論文服務。由回歸的結果可以看出t(b0*)=6.749687項目管理論文，t(b1*)=-2.127573，prob(b0*)=0.00000

3）預期收入與非基本生活消費的方程

NBLC=-263.7151+0.39487Y*

從式中我們知道，預期收入對非基本消費有顯著影響，當預期可支配收入每增加1元，就有0.39487元用于非基本生活消費。

四、政策建議

河南省城鎮(zhèn)居民消費水平已達到富裕層次，通過基本消費與非基本消費支出的趨勢描述以及各自的增量投向與拉動分析，可知基本生活消費支出已經趨于穩(wěn)定，非基本生活消費是擴大消費居民消費的關鍵，從回歸的結果看，預期收入對非基本生活消費有顯著影響，所以增加和穩(wěn)定城鎮(zhèn)居民預期收入是提高城鎮(zhèn)居民消費的著力點。

參考文獻

[1]黃心田，易法海.湖北省城鎮(zhèn)居民食物消費結構趨勢分析[J] 統(tǒng)計與決策，1999（02）

篇10

消費一直是人們永恒的話題，是經濟增長的根本動力。消費結構對消費需求的總量有重大影響。近年來，國家一直都強調要拉動內需，部分地區(qū)有效需求不足，嚴重制約了國民經濟的持續(xù)、穩(wěn)定、健康發(fā)展。所以浙江省作為國家的一部分，同樣必須要改變消費結構，促進經濟發(fā)展，本文在這個大前提下運用因子分析試圖對浙江省居民消費結構進行分析。

一、因子分析模型

因子分析( Factor Analysis) 的概念是由英國著名統(tǒng)計學家、心理學家查爾斯•皮爾遜于1904 年提出的。其是根據相關性大小把指標（或樣本）分組，使得同組內的指標（或樣本）之間相關性較高，但不同組的指標（或樣本）相關性較低。每組指標（或樣本）代表一個基本結構，此基本結構稱為公共因子。用最少個數的公共因子的線性函數與特殊因子之和來描述原來觀測的問題的每一分量。下面我們利用數學模型表示因子分析的主要過程[2]。

設有m個原始變量，表示為X1，X2，…，Xm，根據因子分析的要求，假設這些變量已經標準化(均值為0，標準差為1)，假設m個變量可以由n個因子f1，f2，…，fn 表示為線性組合，即

上式為因子分析的數學模型，如果利用矩陣形式則表示為X = AF +e。其中X為可觀測的n 維變量向量，它的每一個分量表示一個指標或變量；F 稱為因子向量，每一個分量表示一個因子，由于它們出現在每個原始變量的線性表達式中，所以又稱為公共因子；矩陣A 為因子載荷矩陣，其元素aij稱為因子載荷，e稱為特殊因子，表示原始變量中不能由因子解釋的部分，均值為0。

二、實證分析

1.數據采取

本文利用1995年-2009年浙江省城鎮(zhèn)居民家庭平均每人全年消費性支出資料，以因子分析方法提取影響居民生活的公共因素，對浙江省居民生活水平進行綜合評價。選取的8 個指標分別是食品(X1)、衣著(X2)、家庭設備用品及服務(X3)、醫(yī)療保健(X4)、交通和通訊(X5)、娛樂教育、文化(X6)、居住(X7)、雜項商品和服務(X8)。

2.運用因子分析對上述數據進行分析

本文用SPSS16.0統(tǒng)計軟件對數據進行分析，相關系數矩陣的特征值、貢獻率如下表所示：

由表1可知，前3個因子特征值的累計貢獻率已高達93.759%，所以選前3個因子即可，取前3個特征值建立因子載荷矩陣，由于初始因子綜合性太強，難以找出因子的實際意義，所以所建立的因子載荷矩陣進行方差最大正交旋轉。因子載荷矩陣和因子得分系數矩陣見表2和表3。

由表3可知，衣著、醫(yī)療保健、娛樂教育及文化、居住在第一個因子上有較高的載荷，我們將他們歸為一類，稱之為享受消費因子；而雜項商品和服務在第二個因子上有較高的載荷，我們將它稱為發(fā)展消費因子[4]；食品、交通和通訊在第三個因子上有較高的載荷，可以將其歸類為生存消費因子，最后由于家庭設備用品及服務在第二個因子和第三個因子上都有較大載荷，對照表1，我們把家庭設備用品及服務歸類為基本生存因子。

由表4得到旋轉后的因子得分函數：

F1=0.075X1-0.443X2+0.045X3+0.387X4-0.216X5+0.212X6+0.165X7-0.004X8

F2=-0.298X1-0.057X2+0.326X3-0.186X4+0.098X5-0.269X6+0.295X7+0.725X8

F3=-0.645X1+0.216X2-0.026X3-0.285X4+0.564X5-0.142X6+0.369X7+0.463X8

圖1 各年因子得分

3.結果分析

(1)各因子的載荷系數(見表2)反映了該因子與原始變量的關系及解釋能力。

Fl的載荷系數絕對值大小表明,自1995年以來,浙江省城市消費結構變動最大的是衣著消費比重,其次是醫(yī)療保健、居住、娛樂教育文化，而醫(yī)療保健、居住、娛樂教育文化在F1的載荷系數都為正，表明從1995年到2009年浙江省居民在這幾個方面消費總體是遞增的，當然會有幾年的波動期。例如居住這方面，隨著2002年房地產被炒熱,人們在居住上面的支出大增,2003年達到最大比例為9.81。但是衣著在F1的載荷系數是負的，表明這幾年浙江居民在衣著上面的消費從總體上說是遞減的，這是由于隨著人們生活水平的提高，對于其他方面的的要求會隨之增加，相對于著裝方面變化不大的情況下居民在這方面的消費就顯得比較少了。

F2只在雜項商品和服務上有較大載荷,主要反映了這方面的變動。由表3可以知道，雜項商品和服務在F2的載荷系數是正的，居民在這方面的支出增加是因為隨著人們生活水平的提高，比如會比較在意自己的形象，居民家庭用于購買各種化妝品、美容美發(fā)用具等支出較大，使得雜項商品和服務費支出明顯增加。

F3在食品、交通和通訊、家庭設備用品及服務方面有較大的載荷,由表3可以看出，居民在食品、家庭設備用品及服務上的消費是減少的，而在交通和通訊的消費是增加的，在這個高科技的時代，交通和通訊在人們中顯示出了其重要的地位，這直接注定了其消費的增加。

(2) 各年因子得分情況反映其變化趨勢

從圖1看出,自1995年以來,浙江省城市居民的消費結構發(fā)生了顯著變化。 第一個因子的變化趨勢從上升再到下降，在2000年到2004年之間變化不大，而第二個因子在2002年有個很強的下降趨勢，第三個因子雖然有些波動，但是總體來說還是趨于上升的。這些變化是由于隨著我國經濟的發(fā)展，近幾年來居民已經減少吃、穿的消費比重,而是更多的開始追求精神上面的享受，另外國家政策的出臺也在一定程度上影響了居民的消費結構，比如醫(yī)療改革，人們看病和購買藥品變得更加方便,從而導致了藥品消費的增加等。

三、結論與政策建議

從上面分析可以看出近年來，各項消費均表現出強勁的上升勢頭，居民消費結構從過去單一型向生存、發(fā)展、享受并重的多層次消費結構轉移。因此需要提供優(yōu)化消費結構的物質基礎。優(yōu)化產業(yè)結構, 讓市場上有更多的適應不同層次居民消費的商品。所以例如娛樂行業(yè)需要加大開發(fā)力度, 規(guī)劃好健身、美容、旅游等行業(yè)的發(fā)展?jié)M足居民享受性的消費需求。還應該大力發(fā)展教育產業(yè), 開辦不同層次的教育, 滿足居民要求提高自身文化水平的消費需求。另外為了保持并加強居民消費的增長，拉動內需，促進浙江省經濟更快的發(fā)展，更是提出以下建議:

1.切實增加居民收入，要改善居民消費結構，首先增加居民收入是第一要素，居民收入過低，改善居民消費結構將無從提起，同時，只有收入可觀了，人們的消費觀念才會從追求物資消費向追求精神消費和服務消費轉變。

2.進一步加大實施積極的消費政策力度。有效的消費政策在很大程度上都能促進居民消費，例如近幾年的醫(yī)療改革，使得居民看病更加方便、省心，帶動了居民在此方面的消費。

3.繼續(xù)整頓市場經濟秩序，改善消費環(huán)境，增強消費信心。良好的消費環(huán)境對于居民的消費具有直接的影響作用，所以努力整頓和規(guī)范市場秩序，堅持不懈地打擊造假賣假行為，創(chuàng)造良好的消費環(huán)境。

4.分層次加快居民消費結構的升級。當前應細分消費群體的消費層次，維持升級的漸進性。對中高收入者可以消費信貸等方式，引導其首先購房買車，對中等收入者可增加其娛樂文化消費，對中等偏下收入者可增加其耐用消費品的消費與換代。

5.盡快建立和規(guī)范信用體系，推動消費信貸的全面普及。居民消費要達到全面升級，還應借助消費信貸的快速發(fā)展，才能促進儲蓄轉化為現實消費，使消費升級加快。而目前信貸消費制度不健全，大多數居民的思想還未從“量入為出”、“無債一身輕”的傳統(tǒng)消費觀念和模式中轉變過來。同時，由于目前銀行對個人的資信評估制度不夠健全，貸款手續(xù)繁瑣、貸款條件苛刻，操作時間較長，居民很難從資金市場獲得消費所需資金，阻礙居民消費信貸。

參考文獻:

[1] 李.因子分析在我國農村居民消費性支出中的應用[J].科技經濟市場，2006.3.

[2] 李雪,王莉華.基于聚類和因子分析的農村居民消費結構實證研究[J].遼寧石油化工大學學報.2008.6.

[3]盧紋岱.Spass for Windows 統(tǒng)計分析[M].北京：電子工業(yè)出版社，2006.6.