居民消费结构论文大全11篇

居民消费结构论文篇（1）

1.食品消费食品消费直接影响城镇居民的物质生活和水平，人们只有温饱问题解决了才会出现其他消费，这是其他消费的基础。从国家统计局统计十年内我国城镇居民的食品消费情况可以得出：从2003-2012年，城镇居民的消费水平一直处于上升的阶段，并且从2007-2008年间，上升的速度是最高的。

2.衣着消费随着温饱问题的解决和人民生活水平的提高，人民开始其他的消费品，比如我日常生活中衣着的消费，通过数据分析中可以得出：2003-2012年，城镇居民在衣着消费水平的趋势也是呈现直线上升的趋势。

3.家庭用品消费家庭用品消费支出从2003-2012年也是一直处于上升趋势。城镇居民目前对高档耐用消费品的需求已经饱和,现处于更新的阶段,因而家庭用品的消费支出增加不大。随着更新换代的加快以及新的消费“热点”的形成,用品支出将趋于相对稳定,不会明显下降。

4.医疗保健消费从数据中可知，医疗保健支出比重一直呈上升趋势。一是表明人们生活水平提高了，开始注意保持健康的身体，二是物价上涨和各种收费提高使居民支出增加，并且居民的对健康方面的意识在不断地加强。

二、影响我国城镇居民消费结构的变化因素

1.城镇居民收入变化一切消费的最终形成必然依赖于一定的购买力来实现。收入水平的变化直接决定着消费结构的最终形成及变化，我们从两个方面加以分析。第一，从历史资料看，收入水平的不断提高推动着消费结构的改变。第二，从不同收入居民家庭看，不同收入水平决定着不同的消费结构。

2.物品价格变动价格是影响居民消费投向的重要因素之一，价格的变动，势必要影响到消费结构的变化。1978年以后，国家开始调整不合理的价格体系，食品价格提高幅度较大，从而使城镇居民恩格尔系数居高不下的重要原因；1993年，国家大幅度调整粮、油价格；自1988年物价猛涨，许多居民担心货币贬值，大笔资金投到日用品，特别是耐用消费品上。

3.国家政策变化分配政策的变化，使居民间收入差距扩大，从而打破了过去消费结构的趋同性，形成了具有一定层次梯度的消费结构。同时，由于各项改革措施的陆续出台，特别是住房制度改革的逐步推出，房租的提高，加大了住房支出的比重。以后，随着医疗制度改革、退休制度改革和养老保险的推进，消费储蓄的比例也会增加，这些都会改变消费结构。

4.消费者消费观念和心理的变化随着改革开放的进一步加深和收入的提高，居民的消费观念和心理发生了很大的变化求新、求奇、求美、求精的消费观念普遍被人们接受；攀比心理、追求名牌心理等也对居民购买行为有着重要的影响。人们越来越追求方便、舒适的生活。

居民消费结构论文篇（2）

(二)数据的基本统计描述表1报告了被调查的家庭的基本人口特征。从表1中可以发现，样本中被访问者的平均年龄在逐渐增加，由2003年的42.49岁增加到了2008年的44岁。教育年限①＊也呈增加的趋势，反映了随着生活水平的提高，中国城镇居民对教育的重视程度日益提高。值得注意的是随着时间的推移，城镇居民的家庭规模有缩小的趋势，家庭的平均人口由3.32减少到了2008年的2.18，这在一定程度上反映出中国城镇居民生育意愿降低的现象，符合中国生育率降低的现实。表2提供了各调查年份中国城镇居民家庭消费支出及消费差距的变动情况，从中可以发现，中国城镇家庭人均消费支出呈明显的递增趋势，反映出中国城镇居民分享到了经济增长带来的成果，显著地提高了消费水平。在表2中计算了多个常用的衡量差距的指标，如对数标准差、变异系数、基尼系数、泰尔指数等②＊＊。各个衡量差距的指标变化规律是基本一致的，总体表现出上升的态势(除了2006年有小幅下降)，这说明中国城镇居民家庭消费差距有扩大的趋势。从表1和表2提供的基本数据中，我们可以粗略地推断:2003年到2008年间，中国城镇居民人口年龄结构呈老化的趋势，而且消费差距也趋于扩大。若将所有观测值的消费支出和年龄分布绘制出全样本的年龄—消费曲线(如图1)，则会发现，消费支出近似呈现出“U”型分布，在18岁到26岁左右，居民消费支出处于最高位，此后逐渐下降;到了38岁左右又开始缓慢上升。消费支出的这种特征可能和中国特殊的人口政策有关，在样本观察期内，18—26岁的城镇年轻居民基本上都是独生子女，家庭的主要支出都花在他们身上，他们处于消费曲线的高位不足为奇;26岁以后，多数年轻人都脱离了父母独自生活，在职业生涯的早期收入并不足以支撑较高的消费，所以消费有下降的趋势;38岁以后基本进入赚取更高收入的黄金时期，消费又缓慢的回升。然而，图1的做法是将所有个体进行无差异对待，忽略了个体之间客观存在的代际差异(不同年份出生在相同的年龄段，其消费水平是有差异的)，这无疑遗漏了一些重要的信息，估计结果并不可靠。对此，本文接下来将运用组群分析方法来测度中国城镇居民消费支出变动及其来源的年龄效应与组群效应。

二、中国城镇居民消费支出的分解

(一)组群分析方法在微观调查中，对某一特定个体的终生进行固定追踪是很难实现的，所以往往采用样本轮换的做法，每一轮的调查样本都会产生变动，这样导致了无法获得真正的面板数据。但是，如果按照某种属性(如年龄、民族、职业等)将各期的调查样本分成不同的组群(Cohort)，在各个样本期内，选择各组群相关变量的均值，则可以构造出以组群为单位的面板数据，这种分析方法就叫组群分析方法(周绍杰，2009)，根据组群来构造的面板数据称为伪面板数据(PseudoPanleData)。伪面板数据允许各个调查期的样本不同，其重点关注的是组群(如同一年代出生的人，职业相同的人)的统计特征，通过组群的各种统计量(均值、方差等)的发展变化，来揭示总体某一变量的分布特征。尽管伪面板数据不是真正的面板数据，但伪面板数据使用的是组群的统计量，减少了个体奇异值的干扰，从而降低了测量误差，另一方面，由于不需要每个调查期追踪固定的样本，这使得样本流失的问题不存在。虽然伪面板数据可以提供某一组群在某一年龄阶段的经济行为，但在实证分析中必须对组群间的系统性差异———即组群效应(CohortEffect)进行控制，否则组群效应将会混合到所估计的年龄曲线中，造成估计的偏误。因此，在进行组群分析时，重要的一项任务就是在估计家庭消费支出的年龄曲线时把组群效应的影响控制住。控制组群效应的方法是把要分析的变量(在本文中为家庭的消费支出)分解为组群效应、年龄效应(AgeEffect)和年份效应(YearEffect)(Deaton，1997)。其中，组群效应反映了不同时代出生的群体，由于成长环境的差异等导致的代际的系统性差异(例如20世纪60年代出生的群体，其消费行为和80年代出生的群体必然不同)，年龄效应则反映了消费支出的生命周期特点。在实际计量分析过程中，各虚拟变量设定如下:组群虚拟变量以出生最早的组群作为参照组;年龄虚拟变量以最年轻的年龄组作为参照组;T－2个年代虚拟变量根据式(4)转换。

(二)组群构造与消费支出的分解构造伪面板数据要根据观测个体的出生年份来划分组群，Deaton(1997)建议在构造伪面板数据时需要在组群个数和每个组群内样本个数之间进行权衡，其原则是:组群内部差异尽可能小，而组群之间差异尽可能大。本文研究的样本中，调查对象出生年份在1933—1990年之间，由于调查的年份只有四年，我们每10年定义一个出生组，得到6个组群。表3为“组群—年份”构成的伪面板数据在每个单元的样本数。本文的样本年龄分布在18—70岁之间，在四个年度的调查中，年龄最大的个体出生于1933年，在2003年为70岁，最年轻的个体出生于1990年，在2008年为18岁，共构造了58个组群(出生于1933—1990年)，53个年龄组(18—70岁)，在分解出三种效应(年龄、年份、组群)的过程中，共有57个组群虚拟变量、52个年龄虚拟变量以及转化的2个年份的虚拟变量。图2是各组群消费支出的年龄曲线，年轻组群的年龄—消费曲线位于左边，年老组群的年龄—消费曲线位于右边。年龄—消费曲线有两个方面的特征:第一，除了最年老的组群(出生年份为1933—1941年)，其余各组群的消费支出均表现为随年龄增加而增长的趋势。各组群的年龄—消费曲线并没有呈现出“驼峰”形状，而在对一些发达国家或地区的研究中，如对美国(Attanasioetal.，1999)、英国(Attanasio＆Browning，1995)、台湾(Deaton＆Paxson，2000)的研究结果均显示年龄—消费曲线具有明显的“驼峰”特征，中国的年龄—消费曲线具有其特殊模式。第二，在相同的年龄水平上，年轻组群的年龄—消费曲线全部位于年老组群的上方，这表明中国快速的经济增长提高了年轻一代的消费水平。另外，相邻组群的年龄—消费曲线并未相连接，不同组群的消费支出分布在不同的年龄曲线上，因此，不能仅仅连接各个组群的年龄—消费曲线来形成一个总体的年龄—消费曲线，必须在控制组群间的差异的基础上来估计一个总体的年龄—消费曲线。图3绘制了年龄效应和组群效应。可以看到:第一，年龄效应几乎保持着线性增长的态势，只有在60岁以后的退休年龄才停止上升，保持在一个较高的水平，这与美国(Attanasioetal.，1999)和台湾(Deaton＆Paxson，2000)的“倒U”型特征也是迥异的。从平均意义来看，中国城镇居民消费支出的年龄效应增长率约为5.96%。第二，组群效应曲线也基本呈线性增长的趋势，组群效应的增长率约为3.33%，这一结果表明了中国的经济增长给城镇居民的消费水平带来了更多的上升空间。根据以上的分析可知，组群间的消费支出差异十分明显，年轻组群的消费水平明显高于年老组群，因此，在目前老龄化日趋严重的背景下，政府应该通过加快完善中国养老体制、进行收入的再分配调整，提高年老群体的财富水平，促进全社会的消费增长，提高居民的整体福利水平。

三、中国城镇居民消费差距与消费差距变动的分解

(一)消费差距的分解为了便于对总体的消费差距进行分解，我们参照Deaton＆Paxson(1994)、Ohtake＆Satio(1998)及Caietal(2010)等人的做法，选取对数方差来衡量消费的差距。由图4的年龄—消费差异曲线可以发现，几乎在每个组群内，中国城镇居民的消费差距都随年龄的增长而增大，这表明了消费支出存在着显著的组内不平等。其中，Varlnyjk表示可以被分为j个组群和k个年龄组的总体人群的对数消费方差;chortm表示组群虚拟变量，当m=j时为1，否则为0;agen是年龄虚拟变量，当n=k时为1，否则为0;αm和βn则分别为我们要估计的消费差距的组群效应和年龄效应。图5显示了消费差距的年龄效应βn，从中可以看出，消费差距虽然随年龄的变化而波动，但其基本趋势是随着年龄的增长而上升。这说明，在某一组群内(即出生在同一时代的个体内部)，随着年龄的增长，该组人的消费差距是逐渐扩大的，这暗示着同一时代出生的群体进入老年阶段后消费差距会更大，那么在中国养老保险体系尚未完善的环境下，个人如何合理配置其有限的财富，平滑其一生的消费则是个体必须面临的现实问题。表4是组群效应αm。结果显示，各个组群的估计系数都为正数，而且统计上均显著。由于我们的参照组是出生于1933—1941年之间的群体，全部为正的估计系数说明出生于1933—1941年之间的一代人，其消费差距是最小的，之后随着出生年代的推移，组群效应也越来越大，从出生年代为1942—1951年的0.06增加到出生年代为1981—1990年的0.186，增加了两倍有余。这个特征也容易理解:出生年代较早的一批人，其收入来源有限，接触到的消费市场品种也较为单一，他们的消费差距必然不会太大;而出生年代较晚的一批人，收入来源的多样化、消费品市场的极大丰富都为他们产生较大的消费差距提供了条件。这里，消费差距与消费支出的组群效应均表现出相同的规律，即组群效应随着出生年代的推移而增大。根据前文的分析可得到中国城镇居民年龄与消费支出的一般规律:年轻一代的消费水平要高于年老一代，年轻一代的消费差距也大于年老一代，在同一代人内部，随着年龄的增长，消费差距是不断扩大的。但仅根据这个规律我们并不能发现中国的老龄化进程是否对居民消费差距的变动产生了影响，本文接下来将对消费差距的变动进行分解，以考察人口老龄化在消费差距变动中的作用。

(二)消费差距变动的分解基于Ohtake＆Satio(1998)、曲兆鹏和赵忠(2008)的方法，我们把中国城镇居民消费差距从2003到2008年的变动进行分解，把消费差距的变动分解为“人口效应”(即老龄化效应)、“组间效应”和“组内效应”。具体做法如下:令sit为每个年龄的样本在总样本中的比重;σ2it为控制了出生组之后，每个年龄样本的消费对数方差;Xit为每个年龄样本的消费对数均值;i=18，19，…70;t为调查的年份。根据方差的定义和设定的上述变量，我们把消费对数方差变形，分解成三个部分。从表5中可以有如下发现:第一，消费差距的变动在各个时间区间内都为正，且变动量逐渐增加，这反映了在样本区间内，中国城镇居民的消费差距的确是扩大了，而且消费差距的扩大有恶化的趋势。第二，出生组内的消费差距是总体消费差距变动的主要原因，其作用强度有增加的趋势，而与组内效应相比，组间效应很小，这说明了中国城镇居民在2003—2008年间消费差距扩大的主要原因是同一出生组内老年人和年轻人消费差距的拉大，这与图5中控制了组群效应后消费差距随着年龄增加而扩大的年龄—消费曲线相对应。第三，各个时期人口效应分解的结果都表示，人口老龄化对消费差距的影响都不容忽视，这一发现与曲兆鹏和赵忠(2008)不同，他们对中国农村的研究表明老龄化对不平等的影响非常微小。而本文的研究发现人口老龄化对城镇居民消费差距存在着显著的影响，而且影响作用有增强的趋势，这暗示着人口老龄化对居民消费差距的影响在中国城乡间可能存在不同的作用机制，值得更深入研究。

居民消费结构论文篇（3）

1．1．1扩展线性支出系统 目前，在经济学界对消费结构进行实证分析通常采用恩格尔系数法和扩展线性支出系统模型两种方法。恩格尔系数作为衡量居民消费结构的指标，只是揭示特定发展阶段的收入和消费结构的关系，并不适用于各个阶段和各个地区的比较，在应用时有一定的局限性。扩展线性支出系统考虑了消费需求和价格因素对居民消费结构的影响，把居民的各项消费支出看作是相互联系、相互制约的行为，从而能够全面的反映居民消费结构的各项指标。该模型的主要经济思想是：①一定时期居民对各种消费品（商品或劳务）的需求量取决于该时期居民的收入水平和各种商品的价格；②居民消费需求支出分为基本需求支出和非基本需求支出。基本需求支出使之维持基本生存的需要的消费支出，它与收入水平无关，居民在基本需求首先得到满足之后，才将剩余的收入按照某种边际消费倾向安排各种非基本生活需求支出；③假定边际消费倾向对所有人都是相同的。下面我们对该模型作一介绍： 1954年英国著名经济学家、诺贝尔经济学奖获得者R．Stone为了深入研究居民消费结构之间的数量关系，以效用函数为基础提出了需求函数的线性支出系统，其基本形式为： Vi=PiXi+bi(V-∑PkXk) (i=1，2，3……)（1） 式中，Vi是对第i种商品的消费支出，V是总消费支出，是Vi的和。Xi是对第i种商品的基本需求量，PiXi是对第i种商品的基本需求支出；bi表示超过基本需求支出中用于购买第i种商品的百分比，称边际预算比。方程（1）将对第i种商品的基本消费支出额分为两部分：前一部分为对该种商品的基本消费支出，后一部分为预算总支出V中除去对所有商品的基本消费支出后剩余部分中用于第i种商品的部分。但是线性支出模型有着较大的缺陷：①总预算支出V是内生变量，无法外生给出；②对参数的估计需要大量的时间序列资料，而实践中往往缺乏历史资料。这就为我们的模型建立带来了极大的困难。为了解决这个问题，1973年英国经济学家C·Lluch在不改变模型基本原理的前提下，对模型（1）作了两点改进：①以收入Y代替总消费支出V，②以边际消费倾向βi代替边际预算比bi。由此形成了扩展的线性支出系统，其模型形式变为： Vi=PiXi+βi(y-∑PkXk) i=1，2，3…n（2） 对于截面资料，模型（2）中的PiXi和∑PkXk是常数，将其合并，令 α i= PiXi-βi∑PkXk （3） 于是（2）式化为 Vi=α i+βiY （4） 对（3）式两边对I求和 ，得 ∑PiXi=∑α i/(1-∑βi)(5) 代入式（3）得 PiXi=α i+βi∑α i/(1-∑βi) （6） 对（4）式利用截面资料采用普通最小二乘法，可求得α i、βi的估计值，再利用式（6）可求得PiXi。 我们可以发现运用扩展线性支出系统进行消费结构分析较恩格尔函数模型及其它模型有着明显的优越性：它可以直接运用截面资料进行参数估计，还可以用来进行边际消费倾向分析，需求收入弹性分析，基本需求分析：同时它还考虑了价格变动对消费结构的影响，并且能够在没有价格资料的情况下利用居民截面收支数据资料进行需求的价格弹性分析。因此我们认为扩展线性支出系统是目前较为优越的一种分析方法，在下面我们将运用此模型对我省城乡居民的消费结构进行分析。 1．2 运用扩展线性支出系统对陕西省城镇居民的消费结构进行分析 1．2．1陕西省城镇居民消费结构现状 根据2003年陕西省统计年鉴，陕西省城镇居民家庭 消费支出共分作八项：（1）食品。包括粮食、副食品、烟、酒、糖及其它食品。（2）衣着支出。包括服装、衣料及衣料加工费、鞋、袜、帽等。（3）设备用品及服务。包括耐用消费品，家庭日用品，家庭服务等。（4）医疗保健。包括医疗器具、医药费、保健用品等。（5）交通和通讯。包括家庭交通工具及维修、交通费、通讯工具、邮电费。（）娱乐文教服务。包括各类教育费、文化娱乐费、书报费等。（7）居住。包括住房、水、电、燃料等。（）杂项商品和服务。包括个人用品、理发、美容用品、旅游、服务及其它用品。按不同收入组，平均每人的可支配收入和消费支出情况如表1—1所示。 除个别商品（如住房）的需求受一定限制外，消费者对商品的需求完全由消费者决定，取决于消费者的收入和商品的价格，符合扩展线性支出系统假定，因此将消费需求模型建立为扩展线性支出系统。根据表1一1的数据，对（4）式进行普通最小二乘法估计，并通过（6）式计算出各项基本需求支出的估计值。结果如表1-2所示： 1．2．2对河南省2001年城镇居民消费结构的分析 2、边际消费倾向分析 从表1- 2可以看出， 2002年陕西省城镇居民的边际消费倾向为0.606，这表明：城镇居民新增收入的60％用于消费支出。由各类消费支出的边际消费倾向可知，食品类最高（ 0．143），说明新增收入中有 14％用于增加食品消费，在粮食消费增量超小的情况下，随着人们生活水平的提高，人们对副食及烟、酒的支出会增加，因此新增食品消费主要是副食及烟、酒消费。其次是教育文化娱乐（0．109）、居住（0．082）的边际消费倾向比较高，说明人们收入增加后，对居住状况、室内装饰品及教育文化的支出也随之增大。从实际情况看，在经济快速发展的今天，教育愈来愈受到重视，当然也和当前教育的收费过高分不开的. 3、弹性分析 弹性分析包括分析需求的收入弹性和需求的价格弹性。需求的收入弹性是指当收入变动百分之一而价格不变时，需求量变动的百分比。需求的价格弹性是指某一商品价格变动百分之一，而其他商品价格不变，同时收入也不变时，需求量变动的百分比。记ŋi为第i项需求的收入弹性； ŋij为第j种商品变动对第i种商品需求量的价格弹性。I=j时，ŋij为自价格弹性；I不等于j时ŋij为互价格弹性。计算公式分别为： ηi=BiY/Vi ηij= (1-βi)PiXi/Vi-1 (i=j) ηij= -βiPjXj/Vi (i≠j) （1）需求的收入弹性分析： 根据公式计算结果如下： 从表中可以看出，家庭设备用品和服务以及医疗保健的收入弹性都接近1，说明人们解决了基本生活问题后，最关注的就是生活的质量以及身体状况，交通通讯呈现出加快增长的势头，陕西省作为西北省份重要交通枢纽的地位日益体现；相反食品的收入弹性较小。 （2）需求的价格弹性分析 根据公式计算结果如下 表中沿 对角线所示的是自价格弹性值，其余的为交叉价格弹性值。显然，自价格弹性值均高于交叉价格弹性值。在自价格弹性中，食品的自价格弹性较小，说明食品消费受自身价格变化影响不大，而医疗保健及居住的自价格弹性最高，表明该类商品存在一定的价格瓶颈。交叉价格弹性均为负值，意味着各类商品之间互为补充，共同构成了城镇居民的消费需求。一般而言，交叉价格弹性较小，但从表中可以看出，食品价格变化对其它商品需求量的影响较大，尤其是对设备、交通和医疗的需求影响更大，这在一定程度上说明了当食品价格稳定时，居民对这三类商品的需求最为强烈。 1．3对我省农村居民消费结构进行实证分析 表1—5显示了我省2001年居民消费结构按收入分组的具体倩况： 对以上数据运用扩展线性支出模型进行运算后得： 1、边际消费倾向分析 由以上数据可知，2002年我省农村居民总体消费倾向为0.426，表明农民每增加1元收入，就有0.426元用于消费支出。食品的消费倾向最高，达到0.114，说明农民新增收入中有11.4%用来进行食物消费，这与我省农村居民收入低下，食物支出较多的现实相吻合。排在第2位的是居住，达到0.113，反映了农民在温饱基本得到满足以后，首先要求改善居住条件，并且主要表现在住房建设上，居住面积不断扩大，建房质量有所提高。农村居民在物质消费得到一定满足后，对教育和文化的需求强烈，消费倾向达到0.059，说明农民越来越重视本人和子女的教育问题，对书报杂志等文化产品的需求继续增大。随着生活水平的提高，农民越来越追求服饰的品种样式，因此，对衣着的消费倾向达到了0.033。 2、弹性分析 （1）收入弹性分析 表4—8中，各项商品的需求收入弹性系数均为正值，这说明随农民人均纯收入的增加，各类商品和服务的需求量均有所增加，可见增加农民纯收入可以增加各类商品和服务的消费，农村消费市场空间十分巨大。表中弹性较大的设备用品及服务、交通通讯和衣着这几项。表明收入的增加将促进农村耐用消费品、通讯工具和服装的消费量将大大增加。 （2）价格弹性分析 以上数据表明，各类消费的自价格弹性较大，交叉价格弹性较小。在自价格弹性中，尤其是食品居住和交通通讯的雪球自价格弹性较大。互价格弹性一般较小，但食品交割的变动对其他商品的需求影响较大。结论: 1、改革开放以来，随着经济体制改革的不断深入，陕西省城乡居民消费水平迅速提高，食物支出在总消费支出中所占比重不断下降，消费结构开始从以生存资料为主向生存、发展、享受资料并重发展，居民消费层次分化日益明显，高低收入家庭的消费水平差距扩大。 2、在影响我省居民消费结构的诸多因素中，居民的收入是最关键的因素。收入的水平、收入的形式在很大程度上决定了居民消费的数量和质量，从而决定了消费结构的主要特点。同时，消费品的价格水平，产业结构的变动以及三次产业内部结构的变化对居民消费结构也具有十分重要的作用。另外，社 会、家庭、文化、心理等非经济因素对消费结构具有明显的影响。

居民消费结构论文篇（4）

 

中国居民食品消费结构经历了一个从生存型到数量型再到质量型的过程，食品消费的数量和质量大大提高，食品消费的社会程度不断增强，居民营养水平不断得到满足。硕士论文，食品消费结构。特别是改革开放以来，经济快速发展，我国城乡居民收入水平有了很大的提高，食物消费水平和食物消费结构也发生了很大的变化。但由于东西方文化的结合及消费观念的改变，中国居民的食品消费结构中存在一系列问题，与营养健康的消费模式还有一定的差距。硕士论文，食品消费结构。一、我国食品消费结构现状

消费结构(consumptionstructure)是在一定的社会经济条件下，人们(包括各种不同类型的消费者和社会集团)在消费过程中所消费的各种不同类型的消费资料(包括劳务)的比例关系。硕士论文，食品消费结构。

我国居民食品消费结构在新中国成立以来发生了较大的变化。

1、新中国成立直到我国改革开放前，由于我国一直坚持建国初期优先发展重工业的战略思路，在相当长的一段时间内，以牺牲农业和轻工业为代价，通过资源的高度倾斜配置，片面发展重工业，最终建成的是一种以自我服务为目的、为生产而生产的工业体系，而将居民消费品的增长长期隔离在工业化进程之外。

2、党的十一届三中全会后，在改革开放政策和人均国民收入翻两番计划的推动下，我国经济持续快速增长，城乡居民收入和生活水平有了很大提高，食品消费模式也相应发生了较大变化，主要表现为：①城乡居民的恩格尔系数逐渐下降，食品消费水平不断提高。②食品供给多样化，城乡居民食品消费数量不断增多，尤其是消费结构趋向于肉类食品消费量的迅速提高。③广大居民环保意识不断增强，绿色食品日益受到消费者的崇尚和青睐。④食品消费方式逐渐由“生存型”向“享受型”转变。这方面突出表现为大量使用“一次性”消费品、包装产品和“深加工产品”。 ⑤外出就餐支出成为居民食品消费支出中增长最快的项目。

二、我国居民食品消费结构中存在的问题

（一）粮食消费量下降过快, 偏离东方饮食模式

1993年以来中国城镇居民人均粮食消费量突破100公斤底线, 到2004年迅速下降到78.2公斤。中国居民粮食下降趋势逐渐偏离东方国家以谷物为主的消费模式, 粮食消费减少程度大大超出西方国家相应阶段的消费水平,与粮食消费量较少的西方国家基本类似。今后中国居民食物消费观念如果没有根本上的改变, 粮食消费量继续下降的趋势将不可避免。再加上三年自然灾害、“大跃进”和“文化大革命”运动的影响，造成这一时期居民收人水平和食品消费水平极其低下( 恩格尔系数在60%以上)，生活水平停滞不前。这一时期的居民和家庭还处在一种勉强温饱的状态，食品消费档次很低，消费结构雷同，居民食品消费模式呈现生存型发展态势。

（二）城乡居民的膳食结构不尽合理

动物性食品消费出现动物性食品向肉类食品集中,肉类食品向猪肉集中的倾向。在动物性食品中, 肉类食品所占比例到2004年仍维持在40%左右,蛋白质含量较高的奶类、水产品类食品所占比例较小,只占26%、18%,动物性食品过于向高脂肪的肉类食品集中；在肉类食品中,又过于向猪肉集中,猪肉消费量占整个肉类食品的60%以上,牛羊肉、禽肉所占比例较小。

居民饮食消费主要还是一个习惯问题。硕士论文，食品消费结构。要改变营养过剩的状况, 必须首先改变居民不科学的饮食习惯。

（三）发达地区与落后地区居民食品消费存在较大差距

1、目前边远落后地区及农村居民刚刚跨越以粮为主高谷物膳食阶段，正在向低层次的副食消费转移，今后对蔬菜、食用油、猪牛羊肉等副食消费有一定的需求空间，对较高层次的禽类、奶类、水产品类副食需求有限，但是由于一般认为其需求弹性较大，增长率较高，农村居民对这些食品的消费潜力很大。

2、发达地区城镇居民对蔬菜、食用油、猪牛羊肉、蛋类等较低层次的副食消费趋于稳定，甚至下降，开始向较高层次的副食消费转移，今后对禽类、奶类、水产品类食品需求大增。硕士论文，食品消费结构。

3、农村居民仍处在“粮食+蔬菜 +动物性食品”的第一消费阶段,城镇居民目前基本步入“ 蔬菜+动物性食品+粮食”的第三消费阶段，城乡居民之间相差一个“蔬菜+粮食+动物性食品”的食品消费阶段，城乡居民食品消费差距在一个相当长的时期内是无法消除的。城镇居民在食品消费的档次上、数量上都远远高于农村居民。

二、改善居民食品消费结构的措施

（一）稳定和发展粮食生产

同时对农业生产结构进行适度调整，继续发展奶类等畜牧业生产，大力发展畜牧业、水产养殖业、家禽饲养业，努力提高动物性食品的供应量，满足人们的消费需求。

（二）改变居民的食品消费观念

加强对居民的膳食营养教育。利用广播、电视、报纸、网络等多种媒介,加强对广大居民的膳食营养知识普及力度, 改变饮食消费依着个人或家庭的嗜好进行的定势和习惯, 科学合理搭配食物。引导居民改变以味领先的饮食观念, 摒弃高油、高盐的饮食方式, 提倡少油、少盐、清淡的饮食方式。硕士论文，食品消费结构。引导居民增加对杂粮、薯类、豆类食品和对牛羊内、家禽、鱼虾、奶类的消费, 减少对耗粮多、油脂大的猪肉的消费。

（三）通过多种途径、多条渠道提高居民的收入水平

实证分析表明，收入增长是制约城乡居民食品消费支出的决定因素。只有稳定的收入增长才能保证稳定的食品消费支出增长。因此增加收入才是改善食品消费结构的关键所在。

1、建立健全最低工资保障制度

完善最低工资保障制度、提高最低工资标准，从而提高低收入城镇居民的收入水平，将这些措施纳入政府的经济发展规划，全力抓好并落实到位。

2、提高农村居民收入

狠抓各项惠农政策的落实，加大投入，促进农村基础设施建设，拓宽农民增收渠道，大力推进农业结构战略性调整。

3、增加西部地区教育经费投入

进一步提高西部居民整体教育水平，在加强西部基础教育的同时注重职业教育和中短期培训； 切实提高西部城镇就业者工资收入水平。

参考文献：

（1）郝梅瑞.论小康生活中的食品消费问题—北京市食品消费研.消费经济，1996（02）

（2）李哲敏，李干琼.中国农民食物消费与营养状况.中国食物与营养，2004（10）

（3）陈莹.武汉市居民消费水平和结构实证研究.安徽农业科学，2005（06）

（4）陈启杰.中国食品供求结构的发展及对策研究.财经研究，2000（01）

居民消费结构论文篇（5）

［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)

居民消费结构论文篇（6）

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着影响？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%显着水平下，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%显着水平下的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着性检验，我们可以认为，农村居民消费结构与lnDIR、lnIM、lnEX之间影响不显着。

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、进出口之间存在显着影响。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着影响，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着影响：lnEX增加一个百分点，ECT增加0.1582个百分点，且在10%显着性水平下，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着性检验，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着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)

居民消费结构论文篇（7）

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。WwW.133229.COM

国际贸易对中国居民消费需求是否有显着影响？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。 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 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%显着水平下，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。 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%显着水平下的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着性检验，我们可以认为，农村居民消费结构与lndir、lnim、lnex之间影响不显着。 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、进出口之间存在显着影响。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着影响，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着影响：lnex增加一个百分点，ect增加0.1582个百分点，且在10%显着性水平下，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着性检验，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着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。

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［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)

居民消费结构论文篇（8）

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.

居民消费结构论文篇（9）

中图分类号：C92-05文献标识码：A文章编号：1000-4149（2015）02-0011-10

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2015.02.002

收稿日期：2014-08-20; 修订日期：2015-01-21

基金项目：江苏高校哲学社会科学重大项目“江苏人口老龄化对经济社会发展影响及其对策研究”（2010ZDAXM004）;教育部人文社会科学研究项目“社会养老服务体制机制创新研究――基于江苏苏南、苏中、苏北的调查与比较”（13YJA840008）。

作者简介：王欢，河海大学公共管理学院人口研究所博士研究生;黄健元，河海大学公共管理学院人口研究所所长、教授、博士生导师。

An Empirical Study on the Relationship between Population Age Structure

and Household Consumption in Urban and Rural China

WANG Huan，HUANG Jianyuan

（Population Research Institute， Hohai University， Nanjing 210098， China）

Abstract：Population aging is dynamic and has effects on household consumption. Based on the 1987-2011 time serial data， this paper did a comparative analysis on the relationship between urban and rural population agestructure and household consumption. The results of the empirical analysis show that： both urban and rural consumption rates have significant positive correlation with youth dependency ratio， the lower the child dependency ratio become， the less urban and rural household consumption ratio will be; urban and rural elderly dependency ratios have insignificantly relationship with consume ratio; elderly dependency ratio has stronger effect on household consumption than youth dependency ratio after the nation entering into the new era; youth dependency ratio has significant partial effect to urban household consumption. And elderly dependency ratio has significant partial effect to rural household consumption. The results implied that the consumption tendency is different between urban and rural.

Keywords：population structure; population dependency ratio; urban household consumption ratio; rural household dependency ratio

一、引言

消费是经济增长的“三驾马车”之一。1978年改革开放以来，在投资需求拉动和生产主导型经济发展模式的支撑下，我国经历了一段令世界惊叹的经济持续高增长期。然而，随着经济模式逐渐向消费主导型转变，储蓄持续偏高、消费持续低迷带来的问题逐渐显露，消费需求不足已经成为当前制约我国经济快速发展的重要原因。现阶段，尽管我国经济增长率仍保持在年均7%以上的较高水平，高于美国、英国等西方发达国家，我国居民消费率却以每年约1个百分点的速度持续下降，甚至低于部分发展中国家，形成了特有的“高储蓄-低消费”局面^[1]。

对于消费不足的原因，学界进行了多方面探讨，认为影响消费的因素是复杂的：从利率水平、物价水平、消费行为习惯、收入支出不确定性，到历史及文化传统、经济增长速度、社会保障制度、收入分配制度，都可能是消费率变动的重要原因。但随着世界范围内人口结构转变进程的加速，人口年龄结构与消费之间的关系也逐渐被纳入消费影响因素的研究范畴。莫迪利安尼（Modigliani）和布伦贝格（Brumberg）提出生命周期假说，为人口年龄结构对消费的影响提供了一个解释框架^[2]。生命周期假说认为，消费者一生的财富是封闭的，消费者只在其生命周期内享用所有财产，财产不会发生代际转移，且消费者各阶段的消费水平取决于其一生的总收入，消费水平与其生命周期密切相关，消费者将自己一生的预期收入在不同年龄段进行最优配置，以取得跨期效用最大化^[3]。一般情况下，劳动年龄人口的收入在满足自身消费之外，一部分用于抚养下一代，另一部分用于储蓄以供退休后使用。劳动年龄人口对应于正储蓄，而少儿人口和老年人口对应于负储蓄。当一个经济体中劳动年龄人口比重上升时，经济体总储蓄率上升;当少儿人口和老年人口比重上升时，经济体总储蓄率下降^[4]，即人口年龄结构的变化会引起消费率和储蓄率发生相应改变。

然而，国内外学者对中国人口年龄结构变动与消费之间关系的研究却作出了不尽相同的解释，得到与生命周期假说并不完全一致的结论。结论一，人口老龄化对消费有正向影响。汪伟通过对中国1989-2006年经济增长、人口年龄结构的省际面板数据研究，认为抚养比下降是中国储蓄率上升的原因，伴随着抚养比的下降，经济增长对储蓄率上升的贡献会不断强化，反之则弱化^[5]。谭江蓉、杨云彦基于1%人口抽样调查数据和人口普查省域截面数据研究，认为我国农村人口老龄化对农村居民消费倾向具有显著的正向影响，与生命周期假说的结论一致，但对生命周期假说在我国农村地区的适用性提出了质疑^[6]。结论二，人口老龄化对消费有负向影响。莫迪利安尼等人使用中国1953-2000年有关储蓄的时间序列数据发现，储蓄率和长期经济增长率及负担系数之间存在显著的协整关系，认为人均收入增长率和少儿抚养系数的变化能够解释中国的高储蓄率^[7]。李春琦、张杰平则根据1978-2007年我国宏观年度数据研究指出，少年抚养系数和老年抚养系数对居民消费均有显著负向影响，农村居民消费习惯非常稳定，研究结论不支持生命周期假说^[8]。万克德等人通过对山东省1995-2010年城镇居民消费的时间序列数据分析发现，人口老龄化将会引起城镇居民储蓄率降低，同时人口年龄结构的转变也会带来消费结构的变化^[9]。毛中根等人利用1996-2010年省际面板数据研究发现，老年抚养比的提高是导致居民消费降低的一个重要原因^[10]。结论三，人口老龄化对消费无明显影响。科里（Kraay）基于1978-1989年中国分省居民储蓄家庭调查面板数据的研究认为，在统计意义上，样本期间抚养系数对储蓄并不存在显著影响^[11]。李文星等人利用中国1989-2004年的省际面板数据，研究指出我国儿童抚养系数对居民消费具有负向影响，但这种影响并不大，老年抚养系数变化则对居民消费的影响不显著，因此认为中国人口年龄结构的变化并不是中国目前居民消费率过低的原因^[12]。结论四，人口老龄化对消费具有阶段性变动影响。于潇、孙猛研究发现，在人口老龄化起步阶段，老年人口比重快速提高的同时会伴随着少儿人口比重的迅速下降，当少儿消费系数低于老年消费系数时，人口老龄化对消费的影响为正向，当人口老龄化进入中期阶段时，会对消费产生负向抑制，当人口老龄化为晚期时，不会对消费产生影响^[13]。综合来看，上述研究大多支持了人口年龄结构与居民消费具有相关关系的观点，但是由于研究方法、模型建构和变量选取等方面的原因，人口年龄结构转变对居民消费的影响仍然尚无定论。

近年来，我国人口年龄结构转变进程不断加速。笔者根据《中国统计年鉴2013》及国家统计局网站公布的数据计算得出，2012年底，我国65岁及以上老年人口已经达到12714万人，比2000年净增加3893万人，老年人口占比达到9.4%，超过人口老龄化国际标准2.4个百分点;14岁及以下少年儿童人口减少到22287万人，比十年前净减少6725万人，少年儿童人口占比降低6.4个百分点至16.5%;城乡人口年龄结构转变差异则持续扩大，截至2012年底，农村地区65岁及以上人口占比高出城镇地区将近4个百分点。在这样剧烈的人口年龄结构变化过程中，我国经济和社会发展势必会受到一系列深刻而长远的影响。本文关注的是，我国城乡居民消费是否会因人口年龄结构转变而产生相应的变化？如果是，人口年龄结构转变与城乡居民消费的关系如何？为回答这些问题，本文基于1987-2011年我国城乡人口年龄结构与消费的时间序列数据进行实证分析。与以往研究相比，本文主要有以下几个特点：一是现有文献多对我国城乡居民消费情况进行分别研究，而本文则在同一分析框架下对我国城乡人口年龄结构与居民消费关系进行比较研究，挖掘共性与异性;二是已有研究多采用截面数据或面板数据，缺乏就人口年龄结构因素对消费影响的动态分析，本文将基于协整理论进行更深入的探讨;三是本文将采用更新的数据，做到规范分析和实证分析相结合。

二、我国人口年龄结构与消费变动

1.人口年龄结构不断老化

自20世纪70年代以来，在计划生育外力遏制下，我国总和生育率不断降低，由高位水平下降至超低生育率范畴，2010年全国第六次人口普查数据显示，我国育龄妇女总和生育率仅为1.18。持续超低生育率所带来的，是人口年龄结构的剧烈转变。笔者根据历年《中国统计年鉴》以及国家统计局公布的第五、第六次全国人口普查数据计算得出，20世纪90年代初期，我国人口年龄结构相对年轻，65岁及以上老年人口占比仅为5.6%，少儿抚养比为41.5%，老年抚养比为8.3%，于2000年正式跨入老龄化队伍之后，我国人口年龄结构进入加速转变阶段。截至2011年底，少儿抚养比进一步减少到22.1%，比1990年减少近20个百分点，而老年抚养比则上升至12.3%，比1990年增加了5个百分点。与此同时，我国城乡人口结构转变差距也在不断扩大，20世纪90年代初期我国农村地区65岁及以上人口占比仅高于城镇地区0.6个百分点，而到2011年这一差距进一步扩大到2.4个百分点;在抚养比上，城、乡少儿抚养比分别由1990年的30.77%和45.75%下降到2011年的8.39%和26.57%，城、乡老年抚养比则分别由1990年的7.03%和8.87%上升到2011年的10.27%和14.62%。由此可见，在整体人口年龄结构快速老化的进程中，与城镇地区相比，我国农村地区正在经历更为剧烈的人口转变过程。

2.消费率持续下降

改革开放以来，伴随着我国经济的持续快速增长，城乡居民收入也呈现明显的上升趋势。根据历年《中国统计年鉴》中的数据可知，2011年底，我国城镇居民实际人均可支配收入已经达到7980.03元，是1990年的5.2倍，年均增长率为8.24%，农村居民实际人均纯收入也从1990年的686.3元增加至2011年的2696.17元，翻了两番，年均递增6.08%。但与此同时，我国居民消费总额占国内生产总值的比重却逐渐降低，由1990年的48.85%下降到2011年的35.75%，降低了13.1个百分点。2011年城、乡居民平均消费倾向仅为0.70和0.75，比1990年分别降低了0.15和0.90。尽管近年来我国居民平均消费倾向仍然处于相对较高水平，约将2/3的收入用于消费性支出，但从居民消费总额占国内生产总值比重持续下降的变化趋势来看，消费不足仍然会对我国经济持续快速增长造成不利影响。

三、模型构建与数据选取

1.模型构建

霍尔（Hall）在理性预期理论和生命周期理论基础上构建了个人消费的随机游走模型，认为个人当期消费主要是受到前期消费的影响，个人消费行为具有一定的稳定性^[14]。基于霍尔的个人消费模型，本文将居民消费率作为对个人消费的度量，构建居民消费率的随机游走模型：

conrt=conrt-1+ε（1）

其中，conrt为当期消费率，conrt-1为前期消费率，ε为随机扰动项。为考察人口年龄结构对消费率的影响，本文将少儿抚养比（fyr）和老年抚养比（for）作为解释变量纳入霍尔随机游走模型之中，得到如下模型：

conrt=α0+α1conrt-1+α2fyrt+α3fort+ε（2）

在模型（2）的基础上，进一步考虑其他一些对居民消费率有影响的因素。莫迪利安尼等人在其对生命周期理论的扩展研究中发现，居民收入增长率会对居民消费率产生影响，两者存在负相关关系^[7]。凯恩斯（Keynes）也认为消费与收入密切相关，并存在消费倾向随收入增加边际递减的可能^[15]。因此，本文将人均收入增长率（incgr）纳入模型以考察其对消费的影响。此外，本文还引入通货膨胀率（ifr），以反映物价及宏观经济环境不确定性对居民消费的影响;同时，考虑到城镇化进程中城乡居民生活交集逐渐扩大，消费的示范效应可能会影响居民消费行为，故引入收入比（incr）反映这一生活变化对居民消费的影响。综上，得到基本模型如下：

conrt=α0+α1conrt-1+α2fyrt+α3fort+α4incgrt+α5incrt+α6ifrt+ε（3）

人口年龄结构转变意味着人口群体正在经历一个青壮年人口逐渐减少、中老年人口不断增多的动态变化过程，这一人口年龄结构转变过程相应会引致人口群体消费行为的改变，从而使得整体人口群体在人口年龄结构不同转变时期表现出不同的消费倾向。在分析人口年龄结构转变与居民消费关系的时候，为对比不同人口年龄结构转变时期消费行为的差异及变动方向，有必要引入人口年龄结构变量与时间变量的交互项。在式（3）中引入时间变量time与人口抚养比的交互变量，构成扩展模型1：

conrt=α0+α1conrt-1+α4incgrt+α5incrt+α6ifrt+α7time*fyrt+α8time

*fort+ε（4）

消费行为不仅与人口年龄结构有关，同时也受到收入水平的影响。无论是凯恩斯的绝对收入假说，还是弗里德曼的持久收入假说等，都认为消费与收入、收入增长率有密切关系。由此，收入很可能会将人口年龄结构对消费的影响进行强化，即在居民收入增长率越高的情况下，人口年龄结构对居民消费的影响可能就越显著 ^[16]。本文在基本模型中加入人口结构与居民收入增长率的交互项，以反映收入因素对人口年龄结构与消费之间关系的影响，从而构成扩展模型2：

conrt=α0+α1conrt-1+α2fyrt+α3fort+α5incrt+α6ifrt+α9fyrt*incgrt+α10fort*incgrt+ε（5）

2.数据选取

本文数据来自1987-2011年中国城、乡时间序列数据。居民消费率（conr）为居民平均消费倾向×100%，城镇居民平均消费倾向为家庭人均消费支出与家庭人均可支配收入之比，农村居民平均消费倾向为家庭人均消费支出与家庭人均纯收入之比。人均收入增长率（incgr）为经过价格平减后（以1986年为基期）的实际人均收入增长率，城镇居民家庭人均收入增长率为家庭人均可支配收入增长率，农村居民家庭人均收入增长率为家庭人均纯收入增长率。城乡居民收入比（incr）为城镇居民家庭人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比。通货膨胀率（ifr）由消费价格指数增长率近似替代，城镇通货膨胀率和农村通货膨胀率分别由城镇居民消费价格指数增长率和农村居民消费价格指数增长率得到。少儿抚养比（fyr）为0-14岁人口占15-64岁人口比重，老年抚养比（for）为65岁及以上人口占15-64岁人口比重。时间虚拟变量time，取值为0和1（2000年之前time=0，2000年及之后time=1）。城乡居民消费率、城乡居民人均收入增长率、城乡收入比、城乡通货膨胀率由1988-2012年《中国统计年鉴》中相关数据整理计算得到，少儿抚养比和老年抚养比由1988-2012年《中国人口和就业统计年鉴》、《中国人口统计年鉴》相关数据整理得到。

四、 实证分析

1.平稳性检验

平稳时间序列是对时序变量采用传统最小二乘法（OLS）进行回归的必要前提条件，对于非平稳时间序列而言，传统OLS估计会导致伪回归，产生对结果的解释偏差。因此，对时序变量进行计量建模分析前，应对各变量平稳性进行检验。本文采用ADF单位根检验方法，对消费率及相关解释变量的平稳性进行检验。城镇居民消费率、农村居民消费率、老年抚养比、少儿抚养比、家庭人均收入增长率、收入比和通货膨胀率均为非平稳时间序列，但上述各变量的一次差分序列为平稳时间序列。限于篇幅，检验结果略。

2.Johansen协整关系检验

由单位根检验可知，城乡居民消费率及各解释变量均为I（1）过程，为同阶差分平稳时间序列，符合协整关系检验的前提条件。协整分析的经济意义在于揭示各时间序列变量之间存在长期稳定关系。进一步地，对于非平稳时间序列变量，只要变量之间存在协整关系，就可以建立动态回归模型，这时模型残差为平稳时间序列从而不会导致因虚假回归引致的结果解释谬误^[17]。通常情况下，用于变量之间协整关系的检验有恩格尔-格兰杰（EG）两步法和基于向量自回归模型（VAR模型）的约翰逊（Johansen）极大似然法，前者主要用于两变量之间的协整关系检验，而后者则可以用于多变量之间协整关系的检验。本文基于赤池信息准则（AIC）及施瓦兹准则（SC），确定滞后阶数为1，分别得到城镇居民消费率、农村居民消费率、老年抚养比、少儿抚养比、家庭人均收入增长率、收入比和通货膨胀率各变量之间协整关系检验结果，详见表1。

3.模型估计结果

基于OLS法，采用1987-2011年数据对我国城镇、农村居民消费基本模型和扩展模型进行参数估计。从测算结果（初始模型）可以看出，虽然模型整体拟合效果较好，但是仍然存在部分变量不能通过统计检验的情况。说明模型解释变量之间存在多重共线性，需要对部分变量进行适当剔除，否则会导致回归系数估计失真，影响对模型结果的解释。本文采用逐步回归法剔除初始模型中的变量，得到修正模型估计结果，可以看出模型整体拟合效果均有较大提升;模型残差序列的ADF检验结果显示各残差均为平稳时间序列I（0）过程（限于篇幅，具体检验过程略）。对于时间序列数据建模，最重要的是保证残差序列非自相关性[18-19]，鉴于本文模型中将滞后一期的因变量conrt-1作为解释变量，违背了杜宾-瓦特森（D.W.）检验的原假设，这里采用拉格朗日乘数检验法对模型残差序列的自相关性进行检验。残差相关性的拉格朗日乘数统计检验结果显示，不能拒绝模型不存在3阶及以下残差序列自相关的原假设，说明修正后模型的残差不具有显著的自相关性（见表2及表3），这些均反映出修正后模型估计结果的有效性。本文重点关注少儿抚养比、老年抚养比及其交互作用结果，具体参数估计结果见表2及表3。

表2及表3模型参数估计结果显示，我国城、乡人口年龄结构变动对居民消费率的影响并不完全一致。

基本模型修正估计结果表明，少儿抚养比对城、乡居民消费率均具有显著的正向影响，少儿抚养比越低，消费率越低。根据历年《中国统计年鉴》中的数据，20世纪70年代以来，严格计划生育政策的实施使得我国城乡生育率大幅度下降，平均每个家庭拥有孩子的数量急剧减少，少儿抚养比由

表2城镇居民消费率估计结果（被解释变量=conr）

80年代初期的54.6%下降到2012年的22.2%。在以质量替代数量的动机下，孩子数量的减少促使城乡居民加大对子女人力资本投资，更加注重对孩子的教育和培养。然而，从绝对数量上看，计划生育政策下孩子数量大幅减少家庭的即期消费支出仍然会低于拥有较多孩子的非计划生育家庭的即期消费支出。此外，在孩子数量减少的情况下，“养儿防老”无法得到充分保障，增加储蓄就成为我国城乡居民普遍的替代选择，这也是用于抵御老年风险的一种现实策略。由基本模型修正估计结果可知，城镇地区少儿抚养比每降低一个单位，居民消费率将减少0.3961个单位，农村地区少儿抚养比每降低1个单位，居民消费率将降低0.3280个单位，可见人口年龄结构转变并没有造成我国城乡居民消费率边际变化的显著差距。对于这个结果的一种合理解释是，相对于城镇居民，我国农村居民更怀有一种希望子女摆脱农村生活环境、真正成为城里人的心态。面对城乡生活水平上的显著差异，他们不得不在现有相对较低的生活水平基础上大量减少消费，增加家庭储蓄，以便在子女学习、工作、婚姻和住房等方面作出更多贡献。这使得农村居民消费率与城镇居民消费率对人口年龄结构的边际变化率基本处于同一水平。

生命周期假说认为老年人处于生命历程的负储蓄阶段，其消费来源于劳动年龄阶段的储蓄积累，老年抚养比与消费率应具有显著的正相关关系，然而实证分析结果并不支持这一结论。模型估计结果显示，无论城镇还是农村，老年抚养比对消费率的影响均不具有统计上的显著性。虽然在城乡人口年龄结构转变过程中，老年人口增多可能会促使家庭成员对其的赡养支出增加，然而在我国社会保障不健全、谨慎消费习惯及赠遗动机等因素的影响下，老年人也具有较强的储蓄动机。现阶段我国人口年龄结构转变过程仍处于起步阶段，可能是这两方面的效应相当，两者相互抵消后使得人口年龄结构转变并不对总体消费率产生明显影响。但是，随着人口年龄结构转变的进一步加速，老年抚养比对消费率的影响将逐步显现。

在城乡消费率扩展模型1的修正结果中，时间变量与抚养比交互项time*for和time*fyr均能通过显著性检验但符号不同，说明时间与抚养比之间存在交互作用，即在人口年龄结构转变进程中的不同阶段上，抚养比对消费率作用不同。对于城镇居民，time*for系数为负，time*fyr系数为正，说明与2000年之前我国尚未进入人口老龄化社会这一时期的消费率水平相比，人口年龄结构转变带来的老年抚养比的上升导致消费率减少，而少儿抚养比的增加则导致消费率增加;对于农村居民，time*for系数为正，time*fyr系数为负，说明进入21世纪之后，老年抚养比、少儿抚养比的上升则分别导致了消费率的上升、下降，人口年龄结构对消费率的时期作用与城镇居民相反。由此可见，与进入人口老龄化社会之前相比，现阶段人口结构转变在城、乡区域对消费的影响是有差异的。此外，由扩展模型1的修正结果可知，对于城、乡居民均存在time*for系数绝对值大于time*fyr，说明人口年龄结构转变进入加速期后，相对于少儿抚养比，我国老年抚养比对消费率影响更大。

进一步地，修正扩展模型2的估计结果显示，城乡人口年龄结构均通过家庭人均收入增长率对消费率具有偏效应，但具体作用变量不同。对于城镇居民，存在少儿抚养比对消费率的偏效应，具体为：conrfyr=0.4833-0.8901*incgr，城镇居民家庭人均收入每增长1个百分点，偏效应增加0.4744个百分点。且随着家庭人均收入增长率的提高，少儿抚养比对消费率的偏效应呈现线性递减趋势，当家庭人均收入增长率达到54.29%时，少儿抚养比对消费率的偏效应达到拐点。近年来，我国城镇居民家庭人均收入增长率持续保持在8%左右，这意味着现阶段城镇少儿抚养比对消费的偏效应为0.4120，具有正向影响，说明城镇居民家庭消费存在向子女倾斜，而老年抚养比对消费的偏效应不显著可能与城镇老年人具有相对完善的社会保障制度有关。对于农村居民而言，则存在老年抚养比对消费的偏效应，

具体为conrfor=1.7429+4.1930*incgr，即家庭人均收入增长率每增加1个百分点，偏效应增加1.7848个百分点，老年抚养比对消费率的偏效应随农村居民家庭人均收入增长率的增加而上升。进入21世纪以来，我国农村家庭人均纯收入连年增长，根据历年《中国统计年鉴》数据，增长率由2000年的4.18%增加至2011年的11.42%。然而在现阶段尚不健全、水平较低的农村社会保障制度不能充分发挥作用的情况下，家庭对老人赡养的责任不断加重，可能会在较大程度上影响农村居民家庭消费支出决策，出现对老年人生活消费支出的家庭负担水平随老年人口数量上升而不断增加的现象，这与农村老年抚养比对消费偏效应的线性增长模式是一致的。由上述偏效应分析可见，消费与人口年龄结构之间的关系在收入增长这一因素的影响下得到了强化与凸显。

此外，基本模型中城、乡居民消费率的一期滞后（conrt-1）系数均为正，且能够分别通过显著性检验，说明我国城乡居民消费习惯较为稳定，虽然消费水平能够随收入水平增加而上升，但整体消费决策仍然比较谨慎。收入比（incr）对城乡居民消费具有显著影响，收入差距的扩大会导致消费率增长，这一点可能与城镇居民对农村居民的消费示范效应有关。城乡通货膨胀率（ifr）与居民消费率之间不具有显著相关关系，说明目前通货膨胀率并不是消费率变动的主要原因。

五、结论与讨论

总体而言，我国城乡人口年龄结构与居民消费具有密切关系。本文利用1987-2011年时间序列数据，在单位根和协整理论的基础上，基于OLS模型对我国城乡人口年龄结构与居民消费之间的关系进行了实证研究，得到以下结论。

第一，城、乡居民消费率与少儿抚养比之间均具有显著的正相关关系，少儿抚养比越低，居民消费率越低，少儿抚养比的降低对城、乡居民消费率边际变化的影响差异不大;但现阶段老年抚养比对城、乡居民消费率的作用并不显著。

第二，人口年龄结构与时间的交互作用显示：与进入人口老龄化时期之前相比，对于城镇居民而言，老年抚养比的上升导致消费率减少，少儿抚养比的上升则导致消费率的增加;对于农村居民而言，老年抚养比、少儿抚养比的上升则分别导致了消费率的上升、下降;但无论是对于城镇居民还是农村居民，当人口年龄结构转变进入加速期后，老年抚养比对消费率的影响均大于少儿抚养比。人口年龄结构与收入增长率的交互作用显示：城镇、农村居民人口年龄结构通过家庭人均收入增长率对消费具有偏效应，其中少儿抚养比对城镇居民消费率具有显著偏效应，老年抚养比对农村居民消费具有显著偏效应，这表明在家庭收入增长的情况下，城、乡居民家庭消费分别存在向照料子女、赡养老人方面的倾斜。

第三，扩大内部消费需求是促进我国经济增长的关键。根据我国人口年龄结构与城乡居民消费关系的实证研究结果，本文认为现阶段政府首先应该加大对现代农业发展的支持力度，向农村居民作出政策倾斜，减轻农村居民的家庭负担，增强农村居民的消费信心;其次，应尽快完善城乡社会保障制度，特别是建立一体化的城乡养老和医疗保障体系，缩小保障水平差距，降低城乡老年居民对未来不确定性的担忧;最后，政府还应宣传、倡导积极的老年消费观念，对老年市场的发展给予正确引导，大力扶持老龄产业发展。

本文在同一框架下对我国现阶段城、乡人口年龄结构与居民消费关系进行了比较分析。但由于人口老龄化是一个动态发展过程，人口年龄结构转变与消费之间关系也并非一成不变。随着人口老龄化程度进一步加深，城、乡居民消费情况会如何变化，又会有哪些新的差异，这是需要长期动态研究的内容。在平均受教育年限延长、平均预期寿命延长等多方面因素的综合影响下，现阶段国际通用定义下人口抚养比等人口结构指标的适用性也值得进一步商榷。此外，本文主要讨论了人口年龄结构与消费之间的关系，但由于影响消费变动的因素具有高度复杂性（比如人口因素方面可能还与人口性别结构、空间结构等具有密切关系），同时也会受到如经济发展水平、城镇化与现代化水平、社会保障水平、收入分配制度、政府支出结构等诸多因素的影响，这些均决定了将消费问题放入一个更丰富的研究框架中进行讨论的可能性，相关内容尚待进一步展开深入的研究。

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居民消费结构论文篇（10）

一、引言

1978年，中国实行对外开放以来，经济发展取得了举世瞩目的成就。在经济增长的三个拉动因素中，投资因素与净出口因素的拉动作用不断加强，消费因素的拉动作用不断减弱。尤其在1994年人民币汇率改革以来，中国出口以年均19.3%的名义增长率迅速增长，比1978-1993年间平均水平高出大约3个百分点。

2009年，随着全球金融危机的蔓延，全球经济增长放缓，中国经济增长的外部需求受到巨大冲击，经济增长面临困境。在国内消费需求无法迅速启动的情况下，政府主要通过扩张的财政政策和货币政策，加大政府投资，刺激私人投资，以保证经济达到较高的增长率。虽然这些投资刺激政策可以在短期内企稳经济，但在长期来看，如果没有消费需求的支撑，经济的增长仍然是乏力的。只有消费需求的扩张才能在长期中保证经济的稳定增长。

国内消费需求不足，尤其是居民消费不足，已经得到理论界的普遍认可。理论界主要针对中国居民消费需求不足的原因，提出了有益的见解。，概括起来，理论界认为中国居民消费需求不足的原因主要有：

第一，中国居民收入增长不高，尤其农村居民收入增长相对缓慢，制约了消费需求的扩张；

第二，经济体制改革、就业压力增大等因素导致的居民预期收入不确定性增大，加上我国社会保障体系尚不健全，增加了居民的预防性储蓄动机，制约了消费的扩张；

第三，教育、医疗体制改革增加了居民的教育支出、医疗支出，房地产市场价格不断上涨，增加了居民的购房支出，随着改革的进一步推进，居民未来支出的不确定性增加，储蓄动机被进一步强化，制约了消费；

第四，我国消费金融不够发达，居民面对数额相对庞大的消费支出，难以通过金融工具实现消费水平在其一生的均等化，居民面对流动性约束，进一步制约了消费需求；

第五，我国居民收入分配的不平等加剧，根据凯恩斯绝对收入假说，居民的边际消费倾向随其收入的提高而递减，那么收入分配不平等的加剧必然导致全社会平均消费倾向下降，居民消费水平也同步下降；

另外，杭斌（2009）认为，消费习惯的存在进一步降低了居民的边际消费倾向，抑制了居民消费需求的扩张；周建、杨秀祯（2009）则认为中国农村居民的消费行为存在明显的攀附效应，该效应有可能成为启动农村消费市场的有利因素。

综合来看，目前还缺乏对中国居民消费倾向的全面考察，本文拟从城镇居民、农村居民两个角度，对中国居民消费倾向的特征做一考察，通过对我国居民边际消费倾向的深入研究，以揭示我国居民消费的特点，对启动消费需求提供有益的参考。

二、中国城乡居民边际消费倾向差异性的计量分析

1、理论模型

根据凯恩斯的绝对收入假说，当期收入由当期消费决定，其数学表达式为

，……(1)

其中：下标t代表时间，为服从经典假定的扰动项，代表当期消费，代表当期收入，c即边际消费倾向。

但这样的模型不能揭示边际消费倾向的变化特征，因此本文首先使用中国城镇居民、农村居民的相关数据估计模型(1)，对中国城镇与农村居民消费倾向是否相等这一假设做出检验。

进一步，本文使用Chow检验判断主要时点边际消费倾向是否发生了结构变化，再通过不同阶段的模型来寻找边际消费倾向的变化特征，结构变化的模型是：

,……(2)

,……(3)

通过模型(2)、(3)与(1)构造F统计量，来判断中国居民边际消费倾向是否发生了变化

本文所使用的数据均来自《新中国五十五年统计资料汇编》、历年《中国统计年鉴》，数据时间段为1978年—2008年，收入变量对城镇居民使用“城镇居民家庭人均可支配收入”，对农村居民使用“农村居民家庭人均纯收入”，消费变量对城镇居民使用“城镇居民家庭人均消费支出”，对农村居民使用“农村居民家庭人均消费支出”。所有变量均不变价进行计算以扣除价格因素。

2、计量分析

分别使用城镇居民数据、农村居民数据对模型(1)进行估计，并施加相应的约束条件，估计的结果为：

表1城镇居民、农村居民模型(1)估计结果

研究对象

截距项

边际消费倾向

R

城镇居民

145.50

0.93

0.966

农村居民

居民消费结构论文篇（11）

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

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