居民消費結構論文
前言：想要寫出一篇令人眼前一亮的文章嗎？我們特意為您整理了5篇居民消費結構論文范文，相信會為您的寫作帶來幫助，發現更多的寫作思路和靈感。
居民消費結構論文范文第1篇
(一)模型設定主要就居民消費與城鎮化和人口年齡結構的關系進行實證研究。以居民消費為因變量，基本解釋變量為城鎮化與人口年齡結構。設立以下基本的計量模型。其中，i代表我國各個省份，t代表年份;被解釋變量CONS代表居民消費，用居民消費率表示，其計算公式為居民消費支出/支出法地區生產總值;URB代表城鎮化，鑒于數據的準確性和易獲取性，采用計算公式為城鎮人口/各省總人口;CDR和ODR代表人口年齡結構，分別為少兒撫養比和老年撫養比;εi，t表示隨機誤差項;β，χ，δ，代表待估計的參數。Xit表示其他控制變量的向量;由于影響居民消費需求的因素較多，參考已有的研究，選擇主要控制變量如下:考慮到通貨膨脹會改變居民的消費水平和儲蓄的決策，選取居民消費價格指數(CPI)，代表通貨膨脹水平;根據凱恩斯的邊際消費傾向遞減規律，收入差距過大必將對居民消費會產生一定的影響，選取城鄉收入差距(GAP)代表居民的收入差距;根據消費理論和現實基礎，消費受到收入的影響，居民消費率不僅與收入增長率有關，還與當期的收入有關，鑒于數據的易獲得性，文章采用地區人均實際GDP的對數(lnRPGDP)代表居民的當期收入，用人均實際GDP的增長率(RGDPI)代表居民收入增長率。ξi代表地區非觀測效應，即不隨時間變化的地區固定效應，反映了一些無法觀察的地區差異性變量的影響;ηt代表時間非觀測效應，即不隨地區變化的時間固定效應，反映了不同年份政策對消費的影響;2008年發生了金融危機，為了拉動經濟增長，我國采取了一系列刺激內需的政策措施。為此通過引入時間虛擬變量(DUMMY)使模型更加接近現實情況，在2008年以前，DUMMY值為0，2008年以后，其值為1。
(二)數據來源及描述在計算城鎮化水平時，由于統計口徑的調整以及多個省區在2005年將人口調整為常住人口，為了數據的準確性，選取2005年—2012年作為樣本期，截面為中國大陸30個省份(因數據不完整，沒有納入)，并分東、中、西部三大地區①。居民消費率數據來源于2006年—2013年《中國統計年鑒》;城鎮化率數據來源于《2013年中國統計年鑒》;2010年的人口年齡結構數據來自《中國2010年人口普查資料》，其他年份的數據來自歷年《中國統計年鑒》;消費價格指數和人均實際生產總值均以2005年為基期計算所得;其他數據均來源于歷年的《中國統計年鑒》以及各省《統計年鑒》。表1給出了各個變量的統計性描述。從表1數據可以看出，雖然東部地區的城鎮化水平要明顯高于中西部地區，且遠遠高于全國平均水平，但是其居民消費水平卻低于中西部地區和全國水平。為此，將以散點圖的形式來具體呈現兩者之間的關系。從圖1中的散點圖中可以看出，居民消費率與城鎮化水平存在一種非線性的正U型關系。在城鎮化水平較低時，居民消費率隨著城鎮化的提高而降低;在城鎮化發展到一定水平時，居民消費率隨著城鎮化水平的上升而提高。因此，嘗試在計量模型中添加城鎮化的二次項，探究城鎮化是如何影響居民消費需求。在人口年齡結構方面，關于少兒撫養比，東部地區最低，中部其次，西部地區最高，其原因可能是由于東部地區較高的經濟發展水平和較為開放的生育觀念;對于老年撫養比，三個地區基本保持相同水平。為了從大體上描述城鎮化和人口年齡結構與居民消費之間的關系，給出了兩者之間的散點圖。從圖2和圖3的散點圖可以看出，少兒撫養比與居民消費率存在一種正相關系，少兒撫養比的提高會增加居民消費，少兒撫養比的降低會減少居民消費。而老年撫養比與居民消費率的擬合曲線近似一條直線，其對居民消費的作用不明顯。在城鄉收入差距方面，東部和中部地區水平相當，而西部地區的城鄉收入差距要略高;關于人均實際生產總值增長幅度，中西部地區要明顯高于東部地區，這證明次發達地區經濟更具有發展潛力;東中西部人均實際生產總值的對數符合我國目前的經濟發展實際。
(三)估計方法由于居民在長期的消費實踐中會形成消費習慣，前期的消費對當期消費會產生影響，居民消費存在棘輪效應，將上期居民消費量作為被解釋變量加入到模型中，構建動態面板數據模型。由于在動態面板中普遍存在自相關、異方差和個體效應。Arellano和Bover［15］(1995)與Blundell和Bond［16］(1998)在相關研究中提出，動態面板數據廣義矩估計方法(GMMforDynamicPanelData)一方面能夠控制個體效應，另一方面可以通過使用解釋變量的滯后項作為工具變量來解決解釋變量的內生性問題。居民消費率和一些解釋變量之間可能是同時決定的，動態面板GMM估計通過選擇合適的工具變量可以有效控制解釋變量的內生性問題;當不可觀察的變量與解釋變量相關，或是遺漏了某些個影響因素時，GMM使用差分轉換數據還可以克服遺漏變量問題。為此，采用動態面板GMM估計方法是合適的，而靜態面板估計會使得結果產生偏誤。差分GMM估計法可以通過對模型進行一階差分來處理“動態面板偏差”(dynamicpanelbias)問題。但差分GMM估計必須滿足兩個前提條件:回歸方程的隨機誤差項εi，t不存在自相關;以及內生解釋變量具有弱外生性。由于差分GMM的缺點是無法估計個體效應ξi的系數以及可能導致弱工具變量問題，Blundell＆Bond(1998)將差分方程與水平方程作為一個系統進行廣義矩估計，被稱為“系統GMM”(SystemGMM)。系統GMM的優點是可以提高估計的效率，并且可以估計不隨時間變化的變量的系數。其缺點是，必須要假定被解釋變量的一階差分滯后項與個體效應無關。一般情況下，系統GMM的估計方法要優于差分GMM的估計方法。系統GMM法又可分為一步法(one－stepsystemGMM)和兩步法(two－stepsystemGMM)估計。相對于一步法，二步法估計不容易受到異方差的干擾。鑒于此，采取二步法進行估計。為了檢驗工具變量是否有效，借鑒Arellano和Bover(1995)和Blundell和Bond(1998)的研究，進行Sargan檢驗，其原假設是模型過度識別約束有效;另外還需要對隨機誤差項的一階和二階序列自相關進行檢驗，其原假設是隨機擾動項不存在自相關。
二、實證結果與分析
在使用模型(2)進行估計之前，按照大多數研究的做法，首先研究居民消費與城鎮化以及少兒撫養比與老年撫養比之間的線性關系，其具體形式為。文章分別采取差分GMM方法和系統GMM方法進行對比分析，實證結果見表2。表2給出了全國水平動態面板的差分和系統GMM估計結果，模型(1)和模型(2)分別是不加和加入控制變量的差分GMM估計結果，模型(3)和模型(4)分別是不加和加入控制變量的系統GMM估計結果。可以看到，模型(1)至模型(2)都通過了Sargan檢驗，說明模型所選取的工具變量是有效的。且模型(1)和模型(2)的一階差分的殘差只存在一階序列相關，而不存在高階序列相關，差分GMM估計結果不能拒絕模型中“隨機擾動項不存在自相關”的原假設，說明差分GMM的估計量是一致的，模型(1)和模型(2)都是合適的。在系數GMM估計方面，滯后一期的居民消費率估計系數的符號為正，說明居民的消費習慣對居民消費產生較為顯著的影響。原因可能是中國自古崇尚節儉，這種消費習慣是導致目前我國居民消費不足而儲蓄增加的一個非常重要的原因。在未加入控制變量的條件下，URB的估計系數為負，且在10%的水平下未通過顯著性檢驗，而在加入了所有控制變量以后，URB在5%的顯著水平下通過了檢驗，且符號為正，說明在加入控制變量以后，模型得到了優化，所選取的控制變量是有效的。就人口年齡結構而言，在模型(1)和模型(2)中，CDR都在1%的顯著性水平下通過了檢驗，且符號為正，說明就全國水平而言，少兒撫養比的提高會增加居民的消費需求，其原因可能是少兒沒有參加工作，是家庭和社會凈投入。在加入了所有控制變量滯后，ODR在1%的顯著性水平下通過了檢驗，且符號為負，說明老年撫養比的提高會阻礙居民消費的提高，其原因可能一方面是老年人到了退休年齡仍然在工作，另一方面老年人崇尚節儉，開支較小。我國的少兒撫養比從1982年實施計劃生育的54.6%一直下降到2012年的22.2%，而老年撫養比從1982年的8%上升到2012年的12.7%，少兒撫養比的下降和老年撫養比的增加同時降低了居民的消費需求拉動力。此外，我們也發現2008年時間虛擬變量的估計結果顯著，表明金融危機對居民消費具有一定程度的影響。由于系統GMM方法能夠解決模型內生性問題和遺漏變量問題，文章給出了系統GMM法的估計結果———模型(3)和模型(4)，兩個模型都通過了Sargan檢驗和擾動項無二階序列相關檢驗。在系數估計方面，與差分GMM估計法相比，不管是顯著性水平還是符號，兩者的差別不大，但是系統GMM法的Sargan檢驗值要明顯高于差分GMM法，尤其是在加入控制變量以后，說明系統GMM的估計方法更有效率。鑒于此，文章在后文全部采用GMM估計法進行估計。綜合上述分析，城鎮化與居民消費之間呈正向關系，目前的人口年齡結構與居民消費呈負向關系。但是從散點圖1中可以看出，城鎮化與居民消費之間并不是正向關系，而是在起初階段時呈現負向關系。鑒于此，文章采用模型(2)進行估計，即加入城鎮化的二次項，分析城鎮化對居民消費的影響形式，估計結果見表3。模型(1)到模型(5)均是采用系統GMM方法的估計結果，可以看出，在依次加入控制變量以后，模型全部通過了Sargan檢驗和隨機擾動項無自相關檢驗。在所研究的變量中，除了ODR的顯著性水平沒有全部通過以外，其他變量的顯著性水平都非常高。且少兒撫養比與老年撫養比的系數符號與前文分析一致。在模型(1)到模型(5)中可以看出，模型(5)的Sargan值最大，模型(5)估計結果更為準確。根據模型(1)～(5)計算出城鎮化拐點分別為56.8%、56.23%、50.17%、51.47%和42.42%。由此可以得出，城鎮化對居民消費并非簡單的正向關系，而是存在正U型關系。這可能是由于在城鎮化初期，住房支出占去居民大部分的收入，居民不得不減少其他方面的消費，居民消費率在城鎮化前期一直是下降的。而當城鎮化發展到一定成熟階段，大部分居民住房問題得到解決，收入預期得到提高，居民會增加消費。這就不難解釋近些年來我國居民消費率持續下降的原因，在城鎮化初期，城鎮化與人口年齡結構的雙重負作用，是居民消費率下降的主要原因。2010年，我國的城鎮化水平突破50%，已經接近拐點水平，城鎮化的持續發展會提高居民的消費率。
在分析全國居民消費下降的原因的基礎之上，嘗試研究居民消費在不同地區之間的差異。為了探討影響居民消費的區域差異，文章分別從東部、中部和西部進行模型的估計。在進行模型估計之前，分別對東部、中部和西部居民消費與城鎮化分別進行關系散點圖分析(散點圖略)，結果表明不存在明顯U型關系。因此文章建立線性模型進行估計，估計結果如表4所示。由于系統GMM法要優于差分GMM的估計方法，因此東中西部地區均采用系統GMM估計法進行估計。由表4可知，所有模型均通過了Sargan檢驗，表明所選取的工具變量是有效的，且一階差分的存在一階序列相關，而沒有高階序列相關，從而我們不能拒絕水平的殘差序列不存在序列相關的原假設。在所有模型中，各地區居民消費率的滯后一期仍然顯著影響著居民的當期消費。收入差距(GAP)沒有出現在模型估計結果中，可能因為收入差距對居民消費需求不是簡單線性關系，也可能不同省份城鄉收入差距對居民消費影響特征不同。這與劉厚蓮(2013)實證結果為城鄉實際收入差距與居民消費需求呈現倒U型關系相一致。地區人均實際GDP的對數(lnRPGDP)對居民消費影響也不確定，可能是居民消費支出主要受受上期可支配收入影響，更有可能是各地區居民可支配收入占地區GDP比例不盡相同，通過人均GDP測算一個地區居民可支配收入可能不準確。例如:主要是靠投資拉動和能源消耗為主，投資主體主要是央企和大國企，這樣的模式導致GDP確實很大，但老百姓從中取得的收入比重不會太高，這也就是外界通常所說的“只長骨頭不長肉”;相反，廣東、福建、浙江等地以輕工業為主，非公經濟占比較高，GDP增長與居民收入的關聯度也比較高，也就是“藏富于民”。在東部地區，URB的估計系數在5%的水平下顯著為正，其系數值為0.142，說明城鎮化率為增加1%，居民消費率會隨之增加0.142個百分點。
東部地區城鎮化的平均水平為62.39%，已超過拐點水平，城鎮化的繼續發展會促進居民消費的提高，這與上文的分析相符合。在人口年齡結構方面，少兒撫養比沒有通過顯著性檢驗，但其符號為正，說明在東部地區少兒撫養比對居民消費率起推動作用。老年人口撫養比在1%的顯著性水平下通過了檢驗，其值為－0.3969，說明老年撫養比每增加1%，居民消費率會隨之下降0.3969個百點。人口年齡結構在東部地區的作用效果與全國水平類似。就中西部而言，城鎮化對居民消費的促進作用并不顯著。中部和西部地區城鎮化的平均水平分別為45.43%和41%，均位于拐點的左端。在城鎮化初期，居民首要問題的是住房問題。住房占去居民大部分的消費開支，從而縮減居民在其他方面消費的開支。在人口年齡結構方面，中部地區少兒撫養比和老年撫養比對居民消費的影響都顯著為正，西部地區老年撫養比雖然沒有通過顯著性檢驗，但其作用效果與中部地區類似，而與東部地區相反。究其原因可能有兩方面:一是隨著中西部生活水平提升，隨著城鎮化推進，越來越多老年人開始關注自身健康，增加醫療保健開支，二是中西部老年人收入比東部地區低;兩者導致老年人口比重上升，提升居民消費比重。為了給出更加準確的解釋，給出中西部居民醫療保健消費支出的不同。在醫療保健方面，中西部地區城鎮和農村的消費支出占比都要高于東部地區，這與中西部的經濟發展水平和醫療保障水平有關，醫療保障水平低會增加居民對醫療保健的投入。以上是基于東中西部地區分析城鎮化和人口年齡結構對居民消費率的影響。可以看出，在東部地區，城鎮化的持續發展會推動居民消費率的提高，而在中西部地區，其作用效果并不顯著甚至其阻礙作用。在人口年齡結構方面，少兒撫養比在東中西部都起推動作用，而老年人口撫養比在東部地區起阻礙作用，而在中西部地區起一定的推動作用。
三、結論與建議
居民消費結構論文范文第2篇
1.生產總值構成變動分析。最終消費、資本形成總額、貨物和服務凈出口是經濟增長的拉動力，同時是計算支出法生產總值的三要素,其中最終消費一直在我國生產總值中所占比重最大，在經濟增長中貢獻率最大。1978年甘肅省生產總值為64.73億元， 2007年為2702.40億元;消費率1978年為66.62％，2007年為59.78％,說明最終消費是拉動經濟增長的最重要動力，因此實證分析甘肅省居民消費變動及其對經濟影響作用有一定實際意義。
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;從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫療、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化，農村居民生活水平逐步提高。
2.城鎮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。說明城鎮居民的生活水平的提高，城鎮居民生活水平到達小康階段，醫療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應有所增加，表明城鎮居民的生活質量逐步提高，消費結構不斷優化。
3.城鄉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％，城鎮居民消費結構變動度為3.27％。
在1996年～2000年期間，城鄉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居民消費結構變動影響最大；醫療、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》統計資料，對模型進行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉居民消費函數(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=0.873 D.W.=1.212 F=34.461
城鎮居民消費函數Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz （2）
（1.095）（40.793）（3.908）
R2=0.997 D.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，城鄉居民的消費結構劇烈變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大。另外，醫療、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展的貢獻率，我們建議：一是加快發展城鄉經濟，保證固定資產的投資速度，使投資增長不要出現大起大落;二是進一步開發農民能夠穩定增加收入的就業渠道和途徑，如非農產業收入、轉移性就業收入、農業產業化收入等；三是對于城市居民來講，要把創造更多的就業崗位和機會作為重點，用擴大就業保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉居民的消費結構進行一定的引導，努力改善城鄉居民住房、醫療、教育、保障等關鍵性問題。
參考文獻：
[1]彭勁松:重慶市經濟增長中消費與投資貢獻度分析[J].重慶大學學報（社會科學版），2004，（4）；7～10
居民消費結構論文范文第3篇
論文關鍵詞：居民消費；消費結構；產業結構；結構調整；結構升級
在社會經濟發展中，消費結構與產業結構有著密切的關系。消費結構變化是引導產業結構變化的重要力量，消費結構升級為產業升級、產業結構調整及經濟增長提供強勁動力，產業結構升級為消費結構升級提供有力保證。產業結構決定了消費結構的變動方向，反過來，消費結構的變動將通過產業問的關聯這一傳導機制在產業間擴散進而影響產業結構的調整。改革開放以來，在適應居民消費結構逐次升級的過程中，產業結構也實現了升級。當前，山西省居民消費結構正向以“住”、“行”為主要消費特征的階段邁進，我們要緊緊抓住這一歷史機遇，把握消費結構升級契機，推動產業結構的戰略性調整，這對促進山西省經濟持續、快速、健康的發展具有積極的現實意義。
一、山西省居民消費結構的歷史演變過程
截至目前，山西省居民消費結構大致經歷了三次升級換代，消費結構由層進式向漸進式不斷拓展升級。
第一次是改革開放初期，由于計劃經濟體制羈絆的解除，山西市場經濟的潛在能量在改革開放初期迅速得到釋放，長期受供給制束縛的城鎮居民消費能力也迅速擴張。以衣著為代表的紡織行業和以“三轉一響”的“老四件”，即自行車、縫紉機、手表和收音機為代表的輕工產品消費量迅速增長，在居民消費中占有重要地位。消費結構變化也引起了產業結構的變動，其中，第一、第二、第三產業增加值分別由1978年的18．2億元、51．5億元、18．3億元增加到1985年的42．3億元、120．1億元、56．7億元，三次產業在國民經濟中的比例由1978年的20．68％：58．52％：20．79％，改變為1985年的19．31％：58．84％：21．89％。這次居民消費結構的升級標志著山西省居民生活進入溫飽時期。
第二次是80年代末到90年代末，以彩電、洗衣機、電冰箱、錄音機為主要代表的“新四件”成為集中的消費熱點，并迅速普及。1981年我省城鎮居民家庭平均每百戶擁有彩電0．6臺、洗衣機6臺、電冰箱0．2臺、錄音機13臺，剛剛開始進入萌芽期；到1998年時，彩電擁有量107臺，洗衣機增加到91臺，電冰箱增加到76臺，已基本達到飽和期。而帶動這一變化的，則是居民收入的增長，從1978年到1985年，山西省城鎮居民人均可支配收入僅從301．4元增長到595．3元，而到1999年，這一數字已經增長到4342．6元。居民消費的快速增長，大大推動了山西經濟的發展，產業結構也隨之有了較大的變動，山西第一、第二、第三產業在國民經濟中的比例關系已經由1990年的18．82％：48．92％：32．23％，改變為2000年的10．94％：50．34％：38．71％。第二次消費結構的升級標志著山西省城鎮居民生活進一步提高，開始步入小康社會。
第三次是目前我們所經歷的以“住”、“行”為主要消費特征的消費結構升級階段，城鎮居民與農村居民的恩格爾系數分別從2000年的34．9％、48．6％下降到2005年的32．4％、44．2％。城鎮居民用于吃、穿、用和其他商品服務的消費支出比重下降，用于住、醫療保健、交通通訊、文教娛樂服務消費的比重上升，它們由2000年的10．93％、7．63％、8．45％、13．94％分別上升為2005年的11．48％、8．49％、9．53％、14．70％，其中變化最為顯著的是醫療保健和交通通訊消費的迅速增加。這說明隨著人們生活水平的顯著提高，居民更加注重身體健康，醫療保健支出增加較快，交通通訊和信息消費成為近年來城鎮居民消費的亮點。同時，隨著農民收入水平不斷提高，農民的消費結構也發生了明顯變化，傳統的以吃穿住為主的溫飽型消費傾向得以改變，呈現出生活消費多樣化和向享受型變化的新趨勢。農村居民用于吃、穿、住、用的消費支出比重下降，用于醫療保健、交通通訊、文教娛樂的比重上升，變化最為顯著的是交通通訊和文教娛樂消費的迅速增加。2005年農村居民交通通訊人均支出所占比重為8．54％，比2000年上升了4．29個百分點，文化教育娛樂人均支出所占比重為14．89％，比2000年上升了3．11個百分點。這表明山西農民在吃穿住用方面得到極大改善后生活消費增量主要投向了享受和發展方向。這次居民消費結構升級標志著山西居民生活開始向全面小康社會邁進。
總體上看，山西居民家庭消費已經擺脫了追求溫飽及生存消費階段，消費結構在加速升級換代，由過去的滿足基本生存消費向發展型、享受型消費層次轉化。
二、消費結構升級為產業結構升級帶來的機遇
根據發達國家的經驗，一個國家居民消費一旦升級到以“住”與“行”為主要內容的階段，消費結構升級對產業結構調整和經濟增長所產生的勢能就是持久強大的，因為產業結構是由需求、以技術為主的供給和比較優勢三方面因素所決定的，而消費需求決定著產業結構調整的方向，是產業結構調整的強制力量。目前山西消費結構轉型升級正在向縱深發展，這為山西省產業結構的調整帶來難得的發展機遇。如果能夠順勢利導，就能給山西省的經濟帶來長期的景氣與繁榮。消費結構升級換代給產業結構調整帶來以下機遇：
第一，消費結構升級換代的層次性和階段性為優化產業結構帶來機遇。隨著山西居民收入水平的提高，其需求結構也會發生相應的變化，這種變化累積到一定程度就促成居民消費結構的升級換代，這直接影響到產業結構的變化。在消費結構升級的初級階段，食品、服裝類消費支出在居民消費中占有很大比重，由此帶動了輕、紡工業的較快發展；在第二次消費結構升級階段，電冰箱、洗衣機等家庭耐用品開始進入居民家庭，這對電子、鋼鐵、機械制造等行業產生了強大的驅動力；現階段即第三次消費結構升級時期，人們日益關注“住”與“行”，用在“住”與“行”等方面的支出大幅度增加，直接推動了建筑、汽車及其相關行業的迅猛發展，并且由于受產業鏈效應的影響，人們的生活必需品消費范圍也在發生變化，這種變化不僅影響著生產和消費資料的構成，而且還影響著全省的產業結構。
第二，熱點消費品的產業鏈效應為產業結構調整帶來機遇。目前正在進行的第三次消費結構升級的主要標志就是以商品房和私家車為代表的大宗商品開始家庭化。住房、汽車等商品的產業鏈比較長，它們的消費可以帶動相關產業的高速發展。據統計資料測算，由于汽車產業鏈很長，輻射面廣，能帶動鋼鐵、機械、電子、橡膠、玻璃、化工、建筑、服務及其他56個相關產業的發展；住宅業的發展能帶動建筑、建材、冶金等50多個物質生產部門20多個大類近200種產品的發展，另外，住宅行業每吸納100個人就業，可以帶動相關行業200個人就業。可見汽車、住房等熱點消費品的拉動作用范圍廣、層次高，與社會生產和人民生活關系密切，啟動并合理控制這些熱點消費品的市場導向對山西省產業結構的調整大有裨益。
第三，教育文化、交通通訊、醫療保健等消費熱點對產業結構的調整提供智力支持。隨著居民生活水平的提高，人們對教育文化、交通通訊和醫療保健的消費支出持續上漲，并且消費的規模逐漸擴大。在這種情況下，一方面這些產業利用自身創造的價值來提高自己在產業結構中的比重，提升自己的地位，并且通過帶動其他相關行業的發展創造間接價值和就業機會；另一方面，由于這些行業包含較高的智力和科技因素，因此它們的發展必將為山西省產業結構調整注入活力，提高山西省產業結構的科技含量，成為山西省產業結構優化的“智力裝配部”。
三、山西產業結構現狀與存在的問題
新消費結構的變化，對山西產業結構提出了更高的要求。調查數據顯示，2005年山西產業結構分布情況：第一產業6．3％，第二產業56．3％，第三產業37．4％。山西第一產業比重低于全國6.1個百分點，第二產業比重高于全國9.0個百分點，第三產業比重低于全國2.9個百分點。可見，山西省經濟支柱產業仍為傳統工業產業，產業結構具有典型的資源型、初級化特征，表現為以能源原材料工業為主，并高度依賴煤炭。煤炭、冶金、電力、煉焦和建材五大行業的增加值和利稅占全省工業企業的70％以上。但隨著經濟的迅速發展，這種產業結構的弊端日益顯現出來：
第一，產業結構不合理。山西現有的一萬多個工業企業主要依靠煤礦生產，以至于在產業結構以至資源配置上，形成少見的單一格局。重工業的比重太大，而且效益又低。隨著國內煤炭市場的滑坡，煤價下降，2003年一年僅煤價下降因素就使山西損失3O多億。一旦煤礦經營出現危機或者因資源枯竭被迫關閉，就會導致山西經濟的徹底癱瘓。處理不好，就會影響社會穩定，進而影響改革和發展的大局。
第二，高新技術產業比重小。高新技術產業在山西經濟結構中所占的比重很小，最主要原因可歸結為三個方面：其一，引進高新技術的環境還不夠寬松，對投資商主動到山西來投資還缺乏足夠的吸引力；其二，思想觀念轉變得還不夠快，思路還沒有拓寬；其三，對電視、電臺、報刊、互聯網等新聞媒體的信息選擇和利用還不夠重視。
第三，人才缺乏。在人才技術方面，缺乏“人才培養一技術創新一技術改造一人才培養”的完整科研體系。人才是知識的載體，技術是發展的動力，要加速實現工業結構順利轉型必須依靠人才體系。根據經濟需要培養創新人才，將人才價值有效地轉化為經濟價值，將最終產生的經濟價值用于人才培養，形成一條可持續發展的良性的“人才一產業一人才”相互扶持道路。
第四，數據信息化產業落后。信息化是我國加快實現工業化、城市化和現代化的必然選擇。在數據信息方面，山西缺乏專業數據庫資源共享化，這將導致重復數據信息測量，造成不必要的資源浪費，政府在“企業一科研一院校”問扮演“聯絡員”而不是“指導員”的角色，更新行政人員成為加速發展的當務之急。
第五，環境污染嚴重。環保意識薄弱和環保法制觀念缺乏是當前企業的嚴重問題。與嚴重污染相對應的是山西產業結構不合理和工業企業技術裝備落后，生產方式粗放。山西作為能源重化工基地，以煤炭開采和加工利用為主的產業占到工業總產值的70％以上；企業生產的產品大多是原料型、粗放型，消耗資源多，科技含量低，經濟效益差，污染嚴重。山西省萬元工業產值能耗和煙塵排放均居全國第一，癌癥和職業病發病率也高于我國其他地區。
四、對策及建議
隨著經濟全球化和高新技術產業的飛速發展，山西產業結構中存在的問題在一定程度上影響居民消費結構的變化，將嚴重削弱山西經濟發展的后勁和潛力。因此，大力調整產業結構，是山西經濟社會實現可持續發展的迫切要求。
第一，加快山西產業結構的優化升級。就是要繼續加強第一產業，調整和提高第二產業，加快發展第三產業。第一產業主要是調整優化農業與農村經濟結構，推進農業向質量效益型轉變，使農業現代化建設登上新臺階，商品化、專業化、產業化的程度明顯提高，綜合生產能力和抗御自然災害的能力顯著增強。第二產業的結構升級是要解決以采掘為主的初加工、低附加值、低技術含量帶來的低效益、高污染的問題。加快傳統工業和老工業基地的技術改造和設備更新，加速淘汰落后設備和工藝，加快信息化、網絡化、數字化步伐。積極發展生物工程及新材料、新能源等高新技術，努力培育新的經濟增長點。第三產業結構升級的重點是加快發展新興第三產業，促進信息、文化、教育、旅游、社區服務和法律、審計、會計、咨詢等中介服務組織的發展。
第二，樹立市場經濟觀念。消費需求是引導產業結構調整的方向盤。山西要抓住人們消費需求發生變化、要求提高生活質量的機遇，按照市場需求，積極調整產業和產品結構，促進產業、產品的優化組合，扶植戰略產業，增加短缺產品的產量，減少過剩產品的產量，確保產業結構同市場需求相適應，形成最優的產業結構，為經濟總量持續增長、市場供求關系的改善創造條件。
第三，加大科技投入力度。科技投入是提高科技新工程發展速度的基本因素，科技投入的數量和質量是直接決定區域經濟能否快速健康發展。山西省科技創新后備力量不足，而且從事“科技一經濟”轉化的專業技術人員偏少，這直接阻礙了本地區科技產業的發展，造成科研與產品的脫節，降低了實用性科研能力。
第四，注重培養人才。人才是科技研究活動中最活躍也是最有發掘潛力的因素，所以建立一支高素質科研隊伍是產業調整的核心戰略。應著力構建一個人才“評估一聘用一培訓”體系，健全人才供求交流平臺，在加速經濟發展的前提下適當放開人事管理制度，大力獎勵和表彰創新人才。
居民消費結構論文范文第4篇
論文關鍵詞：消費結構，影響因素，實證分析
1前言
1.1研究背景
消費是社會經濟活動的重要環節，但是近來，外部需求下降，過去對經濟增長貢獻度達20%的出口部門面臨嚴峻的收縮局面，實體經濟運行規模出現萎縮。從數據來看，中國已隨全球經濟進入下行周期，經濟增速放緩。2008年第三季度GDP增速為9%，低于市場預期的9.7%，主要體現在出口與房地產兩架引擎同時放緩。
圖12006年1月-2009年6月GDP走勢圖
為了彌補出口下降對經濟增長的影響以及增強中國經濟發展的內在動力，宏觀政策將著力于擴大內需，而在擴大國內需求的構成中，擴大消費尤其重要。若想增加消費，保持國民經濟穩定、持久的增長，就必須對中國居民消費水平和消費結構的特征、演變規律和發展趨勢進行研究。
1.2消費結構概念的界定
本文中的消費結構是指以貨幣表示的食品、衣著、居住、家庭設備與用品、醫療保健、交通與通訊、文教娛樂、雜項開支在總消費支出中的比例關系。
2消費結構影響因素
2.1社會保障水平（Thelevelofsocialsecurity，SS）
居民消費預期支出的不確定性，不僅減少了即期消費支出，而且會抑制消費結構的升級，致使消費結構中應有的一些消費需求熱點無法顯現。社會保障水平的提高能夠促使居民增加非生活必需品的支出，從而適應不同層次人群的消費需求，推動消費結構升級，啟動多元消費市場。本文以社會保障支出總額占GDP的比重作為社會保障水平的測算。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
2.2受教育水平——普通高等教育人口比重（Generalhighereducationpopulation，GHEP）
居民的消費結構與其消費觀念和消費習慣密切相關。在理論上，一個人受教育程度越高，其消費觀念越科學，消費結構的層次越高。本文用受過普通高等教育的人數占總人數的比重作來衡量中國居民的受教育水平。數據來源：歷年《中國勞動統計年鑒》計算整理得來。
2.3技術進步（Researchanddepartment，RD）
本文用研究與開發的投入量占GDP的比重來表示中國對技術進步的投入力度，作為影響消費結構的一個因素。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
2.4利率（Rate，R）
本文選用金融機構一年期定期存款利率作為影響消費結構的因素。數據來源：《中國金融年鑒》。
2.5人口結構——撫養比率（DependencyRatio，DR）
一般來說，通過人口結構可以反映出一個國家的大體的社會和經濟狀況。當論及這一問題，年齡是最重要的因素。人口的年齡結構是指一個人口集團（或群體）在某一時點上的人口年齡分布狀況、各年齡組人口在總人口中所占比重，它可以表明人口發展類型和速度，反映勞動年齡人口和被撫養人口的比例等。人口年齡結構的動態變化，將對消費結構的變化產生影響。
本文將撫養比包括少年兒童與老年人口的總撫養比，即少年兒童和老年人口總數占總人口數的比重作為重要的指標選入模型。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
2.6城市化水平——城市化率（UrbanizationRate，UR）
城市化率是指市鎮人口占總人口的比重。一般而言，城市率越高伴隨的消費結構層次越高，本文將城市率作為衡量消費結構的一個重要因素。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
3中國居民消費結構的變動分析
表1中國居民人均全年消費性支出構成比單位：%
年份
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
食品
41.67
40.35
42.58
41.94
43.20
33.25
40.05
40.23
衣著
8.94
8.97
7.30
7.29
7.08
8.88
7.59
7.65
居住
10.46
10.18
12.68
12.26
11.43
17.25
12.67
14.95
家庭設備用品及服務
5.90
5.96
5.47
5.44
5.38
5.97
5.48
5.17
醫療保健
7.24
7.85
7.49
7.96
8.22
7.71
11.40
9.09
交通通信
10.81
11.35
10.19
10.82
11.09
12.82
11.97
11.08
教育文化娛樂服務
10.31
10.50
11.07
11.61
10.94
11.40
8.11
9.03
雜項商品與服務
4.66
4.83
3.21
2.66
2.67
2.72
2.73
2.79
資源來源:由《中國統計年鑒》2001-2008計算所得
圖2中國居民人均全年消費性支出構成I圖3中國居民人均全年消費性支出構成II（比重）
由上述圖表可以看出，中國居民的消費支出由2000年的人均6668.13元，上升到2007年的26821.60元，消費水平已得到極大提高，但與世界平均水平相比還很低，亞洲開發銀行(ADB)在近期發表的一份調查報告中指出，中國的人均生活水平排在世界第128位。
從消費結構來說：
年人均食品消費支出由2000年的2778.83元上升到2007年的10790.22，可見中國居民的消費能力已得到極大提高，食品消費比率由2000年41.67%下降到2007年的40.23%。國際上常用恩格爾系數來衡量一個國家和地區人民生活水平的狀況。根據聯合國糧農組織提出的標準，恩格爾系數在59%以上為貧困，50-59%為溫飽，40-50%為小康，30-40%為富裕，低于30%為最富裕。可見，中國居民總體上實現了小康目標，這主要是由城鎮居民消費水平快速提升拉動的，但是城鎮居民的恩格爾系數已由1978年的57.5%下降為2008年的37.3%，達到了國際衡量標準中的富裕階段，間接反映出中國的城鄉差距在不斷擴大。
居住消費明顯增加，由2000年人均596.41元上升到2007年的2051.99元，消費比率也由2000年10.46%上升到2007年的14.95%。住戶條件不斷改善，平均每人現有住房使用面積呈現增加趨勢。但由于占絕大比率的低收入與其價格差距較大，短期內還不可能形成較強的購買力。消費正處在從一般水平向高檔水平轉變的孕育階段。
衣著消費支出由2000年的720.95元上升到2007年的2972.35，其消費比重由2000年8.94%下降到2007年的7.65。可以預測，在未來的幾年內，中國居民衣著消費比重將呈平穩下降趨勢。但由于衣著消費的絕對量在增加，人們在衣著消費中更加追趕時髦，更注意質量和款式。這些均表明中國居民消費水平在提高。
2007年人均家庭用品消費支出為4010.59元，約是2000年697.63元的5.7倍，其上升幅度是消費結構組成中最大的，這說明中國居民消費能力已得到極大提高。但其消費比率卻由2000年5.90%下降到2007年5.17%，這說明大部分家庭己經購買彩電、冰箱等耐用電器，基本上處于飽和狀態。隨著科學技術的發展，高科技耐用家電產品的生命周期越來越短，對耐用消費品更新換代的速度必將越來越快。
醫療保健、交通通訊消費增加迅速，分別由2000年7.24%，10.81%上升到2007年9.09%，11.08%。前者說明因為人口結構老齡化、人們的保健意識增強以及城鎮醫療保險制度改革使個人醫療負擔適當增強。后者說明為方便生活，節省時間的現代通訊工具和交通工具迅速進入居民家庭。
娛樂文教消費總量在不斷提高，由2000年人均393.52元上升到2007年1386.08元，這說明中國居民文化娛樂活動更加豐富多彩，用于娛樂消費、旅游支出都有明顯增長。隨著工作強度的加大和生活節奏的加快，城鎮居民越來越注重閑暇時的娛樂，諸如旅游、度假等已成為消費熱點。并且由于獨生子女家庭的增加，父母望子成龍，加大對子女培養教育的投入。還有就是，隨著科技發展和社會進步，人們對自身學歷的提高越來越重視。但從消費比率來看，文教娛樂的消費比重開始逐年下降，2006年僅為8.11%，這與國家提出從2006年開始全部免除西部地區農村義務教育階段學生學雜費，2007年擴大到中部和東部地區的政策有關。
4中國居民消費結構影響因素的實證分析
本章節首先對影響消費結構的變量，包括社會保障水平、受教育水平、技術進步、利率、人口結構、城市化水平，進行單位根檢驗；接著把這些變量與消費結構的變量包括食品、居住、文教娛樂、醫療保健、衣著、交通通訊、雜項，放在一起進行因果檢驗和相關系數分析。
4.1單位根檢驗
表2消費結構影響因素單位：%
年份
SS
GHEP
RD
R
DR
UR
2000
1.53
1.02
1.00
2.25
29.9
36
2001
1.81
1.12
1.07
3.06
30.0
38
2002
2.19
1.27
1.23
3.47
41.7
39
2003
1.96
1.51
1.13
2.52
40.5
41
2004
1.95
4.14
1.23
2.25
38.6
42
2005
2.02
4.53
1.34
2.25
40.1
43
2006
2.06
4.95
1.42
1.98
38.3
44
2007
2.18
5.45
1.49
1.98
37.4
45
注:SS是社會保障支出總額占GDP的比重；GHEP是普通高等教育人口占總人口數的比重；RD是研究與開發的投入量占GDP的比重；R是金融機構一年期定期存款利率；DR是少年兒童與老年人口的總數占總人口數的比重；UR是市鎮人口占總人口的比重。
利用EViews3.1對上述6個變量進行單位根(ADF)檢驗，檢驗結果如下表所示:
表3:變量ADF檢驗
變量名稱
ADF檢驗值
P值
(C，T，N）
臨界值
1%
5%
10%
D(SS(-1)，2)
-2.965013
0.0251
(0，0，0)
-3.0507
-1.9962
-1.6415
D(GHEP(-1))
-1.926497
0.0954
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(RD(-1))
-2.127608
0.0709
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(R(-1))
-2.940666
0.0217
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(DR(-1))
-2.743578
0.0288
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(UR(-1)，2)
-8.660254
0.0001
(0，0，0)
-3.0507
-1.9962
-1.6415
在10%的顯著性水平下，Eviews3.1的檢驗結果表明GHEP、RD、R、DR這些變量都是一階平穩的，而SS、UR是二階平穩的，同時也說明這些變量本身是不平穩的。因此，不能對這些變量直接進行回歸，本文采取因果檢驗與相關系數來進行實證分析。
4.2因果檢驗與相關系數分析
選擇食品、衣著、居住、家庭設備與用品、醫療保健、交通與通訊、文教娛樂、雜項開支在總消費支出中的比例作為中國消費結構的結構變量，分別記為Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6、Y7、Y8。
用Eviews3.1對其進行ADF檢驗，結果見表7。
表4:結構變量ADF檢驗
變量名稱
ADF檢驗值
P值
(C，T，N）
臨界值
1%
5%
10%
D(Y1(-1))
-3.725314
0.0204
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y2(-1))
-3.116793
0.0356
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y3(-1))
-4.947263
0.0078
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y4(-1)，2)
-3.598566
0.0368
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
D(Y5(-1))
-4.353490
0.0073
(0，0，0)
-3.1714
-2.0056
-1.6458
D(Y6(-1)，2)
-3.603050
0.0367
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
D(Y7(-1))
-3.118931
0.0356
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y8(-1)，2)
-6.285693
0.0081
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
在10%的顯著性水平下，結構變量Y1、Y2、Y3、Y5、Y7是一階平穩的，Y4、Y6是二階平穩的，同時說明這些結構變量本身是不平穩的。
4.2.1食品結構變量影響因素
表5:食品結構變量影響因素Granger因果檢驗
變量
零假設
滯后期
F
P
結論
Y1
SS不是Y1的格蘭杰原因
2
0.01579
0.98457
接受
SS
Y1不是SS的格蘭杰原因
2
67.1668
0.08596
拒絕
Y1
GHEP不是Y1的格蘭杰原因
1
4.53328
0.1003
拒絕
GHEP
Y1不是GHEP的格蘭杰原因
1
0.03207
0.86658
接受
Y1
RD不是Y1的格蘭杰原因
1
0.54146
0.50265
接受
RD
Y1不是RD的格蘭杰原因
1
0.42696
0.54914
接受
Y1
R不是Y1的格蘭杰原因
1
1.49549
0.28849
拒絕
R
Y1不是R的格蘭杰原因
1
0.17164
0.69991
接受
Y1
DR不是Y1的格蘭杰原因
1
0.06458
0.81192
接受
DR
Y1不是DR的格蘭杰原因
1
0.01062
0.92288
接受
Y1
UR不是Y1的格蘭杰原因
2
0.92002
0.59339
接受
UR
Y1不是UR的格蘭杰原因
2
0.04539
0.95748
接受
從因果檢驗的結果表明:普通高等教育人口指數是食品支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為89.97%，普通高等教育人口指數是食品消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是食品支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為71.15%，金融機構一年期定期存款利率是食品消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、R兩個因素來進行實證分析。Y1與這兩個變量的相關系數如下所示:
表6:食品結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
R
Y1
-0.4118
0.2729
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y1(總消費中食品消費占的比重)有影響的主要是GHEP(普通高等教育人口指數)，且起到負的作用。這主要是由于高等教育人口指數越大，中國的教育水平越高，人們的總收入水平隨之提高，且消費觀念更加科學化，在保證基本的物質消費條件下，更增加了在精神文化等方面的支出，從而在食品消費絕對量增長的同時其比重呈下降趨勢。
但由于中國人口眾多，平均消費水平還比較低，尤其是廣大農村地區，其消費水平僅達到溫飽，正處于向小康社會奔進的發展階段，食品支出在消費總支出中依然處于主導地位，現階段食品消費結構與教育水平等變量的相關性還不是很顯著。
4.2.2衣著結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:少年兒童與老年人口的撫養比是衣著支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為63.50%，撫養比是食品消費結構的格蘭杰原因。因此，選擇DR來進行實證分析。Y2與其的相關系數如下所示:
表7:衣著結構變量影響因素的相關系數
相關系數
DR
Y2
-0.7059
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y2(總消費中衣著消費占的比重)有影響的主要是DR（少年兒童與老年人口的撫養比）且起到負的作用。這主要是由于少年兒童與老年人都是消費大于當期收入的人群，缺乏收入作為消費的支持和后盾，該類人群所占比越大，人們的消費壓力也越大，用于衣著這類可多消費可少消費的物品來說其在總消費支出中的比重自然隨之減少。另外，少年兒童與老年人對衣著品牌和款式的追求也不是十分強烈。
4.2.3居住結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為97%，普通高等教育人口指數是居住消費結構的格蘭杰原因；技術進步率即研究與開發投入占GDP總值的比重是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為91%，技術進步率是居住消費結構的格蘭杰原因；城市化率是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為71%，城市化率是居住消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、RD、UR三個因素來進行實證分析。Y3與這三個變量的相關系數如下所示:
表8:居住結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
RD
UR
Y3
0.6533
0.7244
0.6907
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y3(總消費中居住消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、RD(技術進步率)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。這主要是由于高等教育人口指數越大，技術進步率越高，人們的生產力水平越高，伴隨的收入越多，對住房這類高消費需求也越大。另外，隨著城市化水平的提高，大量的農村居民進入城市謀求發展，對住房的需求也十分強烈。
4.2.4家庭設備與用品結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:社會保障支出總額占GDP的比重是家庭設備與用品支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是75%，社會保障水平指數是家庭設備與用品結構的格蘭杰原因；研究與開發投入占GDP的比重是家庭設備與用品支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是72%，技術進步率是家庭設備與用品結構的格蘭杰原因。因此，應選擇SS、RD兩個因素來進行實證分析。Y4與這兩個變量的相關系數如下所示:
表9:家庭設備與用品結構變量影響因素的相關系數
相關系數
SS
RD
Y4
-0.6462
-0.5628
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y4(總消費中家庭設備與用品消費占的比重)有影響的主要有SS(社會保障水平指數)、RD(技術進步率)，且都起到負的作用。這可能是因為，社會保障水平越高，國家對居民的相關補助越多，像家電下鄉政策的實施，農村居民購買家庭設備與用品可以減免13%的費用，由當地政府部門給予補償等。另外，技術越進步，家庭設備與用品越先進，其耐用性越高，當人們已經購買了所需家庭設備用品后自然不會再輕易購買此類用品，因此，其受到各方面因素影響的作用有限，以上檢驗出的相關性不是十分顯著。
4.2.5醫療保健結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:受到普通高等教育的人口數占總人口數的比重是醫療保健支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為88%，普通高等教育人口指數是醫療保健消費結構的格蘭杰原因；城市化率是醫療保健支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為83%，城市化率是醫療保健消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、UR兩個因素來進行實證分析。Y5與這兩個變量的相關系數如下所示:
表10:醫療保健結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
UR
Y5
0.6515
0.6639
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y5(總消費中醫療保健消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。這可能是因為普通高等教育人口指數越大，人們受教育水平越高，越注重對身體的健康保養，另外，城市化進程越快，越多的人可以享受到城市里較好的醫療保健水平，但其消費價格也較高。
4.2.6交通與通訊結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是交通與通訊支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為84%，普通高等教育人口指數是交通與通訊消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是交通與通訊支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為73%，金融機構一年期定期存款利率是交通與通訊消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、R兩個因素來進行實證分析。Y6與這兩個變量的相關系數如下所示:
表11:交通與通訊結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
R
Y6
0.5841
-0.5022
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y6(總消費中交通與通訊消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、R(金融機構一年期定期存款利率)，前者起到正的作用，后者起到負的作用。高等教育人口指數越大，中國的教育水平越高，人們更注重信息之間的交流與交通的便利，對交通與通訊的需求越強烈。另外，金融機構一年期定期存款利率越低，人們用于儲蓄的資金越少，消費越旺盛，汽車、手機、電腦等交通與通訊設備已成為消費的熱點，是人們生活的重要組成部分，因此，利率越低在交通與通訊方面的支出越多。
但由于交通與通訊設備的使用期較長，已經購買了的消費者除非特別的愛好與追求不會再輕易購買同類產品，因此受各因素的影響有限，相關性不是十分顯著。
4.2.7文教娛樂結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為82%，普通高等教育人口指數是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；技術進步率是文教娛樂支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是74%，技術進步率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為75%，金融機構一年期定期存款利率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；城市化率是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為77%，城市化率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、RD、R、UR四個因素來進行實證分析。Y7與這四個變量的相關系數如下所示:
表12:文教娛樂結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
RD
R
UR
Y7
-0.5264
-0.5483
0.5009
-0.4149
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y7(總消費中文教娛樂消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、RD(技術進步率)，且起到負的作用。這可能是與近幾年國家實行的教學娛樂改革有關，國家越來越重視教育娛樂事業的發展，在教育娛樂方面的投入越高，居民個人在該方面的投入自然越少，因此，普通高等教育人口指數和技術進步率對文教娛樂結構變量起負的作用。
雖然，現在的家庭更加重視文化培養和生活娛樂，對教育質量和生活樂趣的投入越來越大，但由于家庭人口數的減少，越來越多的是3口之家，文教娛樂消費在總消費中的比重變化不大，且其也具有一定的消費剛性，受到各因素的影響有限，相關性并不十分顯著。
4.2.8雜項開支結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:少年兒童與老年人口的撫養比是雜項支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是57%，少年兒童與老年人口的撫養比是雜項開支消費結構的格蘭杰原因。因此，選擇DR這個因素來進行實證分析。Y8與這個變量的相關系數如下所示:
表13:雜項開支結構變量影響因素的相關系數
相關系數
DR
Y8
-0.9049
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y8(總消費中雜項開支消費占的比重)有影響的主要是DR(少年兒童與老年人口的撫養比)，且起到負的作用。這可能是因為少年兒童與老年人口的撫養比越大，生活壓力越大，將收入來源主要用在必需品上面，用于不十分緊迫的雜項上面的開支自然受到約束，其在消費結構中的比重自然越小。
4.3小結
社會保障指數、普通高等教育人口指數、技術進步率、金融機構一年期定期存款利率、少年兒童與老年人口的撫養比、城市化率，通過這些變量的單根檢驗以及與消費結構變量的因果檢驗及相關系數的分析，結果顯示(下面“+”表示影響因素對結構變量正的影響，“-”表示影響因素對結構變量負的影響)：
（1）影響食品消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(-)；
（2）影響衣著消費結構因素主要是少年兒童與老年人口的撫養比(-)；
（3）影響居住消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、技術進步率(+)、少年兒童與老年人口的撫養比(+)、城市化率(+)；
（4）影響家庭設備與用品消費結構因素主要是社會保障水平指數(-)、技術進步率(-)、少年兒童與老年人口的撫養比(-)；
（5）影響醫療保健消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、城市化率(+)、金融機構一年期定期存款利率(-)；
（6）影響交通與通訊消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、金融機構一年期定期存款利率(-)；
（7）影響文教娛樂消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(-)、技術進步率(-)、金融機構一年期定期存款利率(+)；
（8）影響雜項開支消費結構因素主要是少年兒童與老年人口的撫養比(-)；
5結論及政策建議
本文通過對消費結構變量及影響因素變量的平穩性檢驗、因果關系及相關系數的檢驗分析，得出影響中國居民消費結構各自的主要因素，針對上面分析的結果，給出以下建議：
1、對消費結構的調整要兼顧不同因素的綜合影響
2、推進教育體制改革，提高普通高等教育的深度和寬度
3、進一步實施計劃生育，控制少年兒童與老年人口撫養比的進一步擴大
4、加大科技投入，完善社會保障制度，提高人們的生活品質
5、降低利率，促進消費結構的優化升級
6、加快城市化改革步伐，提高人們的生活檔次
參考文獻1 王芳.城鎮居民消費結構影響因素的典型相關分析.經濟縱橫，2007(2):106-107
2 張黎鷗.我國城鎮居民消費結構的因素分析及預測研究.現代商業，2007(24):230-231
3 晏民春，楊桂元.近十年我國城鎮居民消費結構研究.統計與信息論壇，2004(3):72-76
4 易月輝，孫鳳.地區差異對城鎮居民消費結構的影響分析.預測，2000(1):66-70
居民消費結構論文范文第5篇
第一節 選題意義 1
第二節 本文的研究結構 2
第三節 本文的研究方法 3
第四節 本文的創新點和不足點 3
第二章 文獻綜述 4
第一節 西方古典消費經濟理論 4
第二節 西方當代消費經濟理論發展 5
第三節 當代中國居民消費行為理論研究成果 6
第三章 浙江省城鄉居民的實際收入和消費水平狀況 7
第一節 浙江省城鄉居民消費總體發展情況 7
第二節 用恩格爾定律分析浙江省城鄉居民消費情況 9
第三節 用ELES模型分析浙江省城鄉居民消費情況 10
一、擴展線性支出系統（ELES）模型的引入 10
二、ELES模型的運用及相關數據的處理 11
三、浙江省城鄉居民消費需求分析 13
第四章 浙江省城鄉居民消費行為特征的比較分析 15
第一節 影響城鄉居民消費行為的因素分析 15
一、影響居民消費行為的外部環境因素 15
二、影響消費者行為的內在因素 16
第二節 浙江城鄉居民消費情況差異分析 17
一、浙江城鄉居民在不同歷史時期表現出不同的消費行為 17
二、浙江城鄉居民消費者所處的外部環境具有較大差異性 17
三、浙江城鄉居民消費者行為有顯著差異 18
第五章 研究結論及建議 19
第一節 研究結論 19
第二節 政策建議 21
一、加強宏觀調控，引導城鄉居民投資和消費行為 21
二、采取有效的收入分配調節機制，抑制收入差距的無序擴大，提高整體消費傾向 21
三、調整產業結構和產品結構，理順供需關系，適應居民消費結構升級換代 22
四、完善社會保障制度，減小居民消費的不確定因素，釋放居民儲蓄，促進消費增長 22
五、分層次引導居民消費行為 23
【參考文獻】 25
第一章 引言
第一節 選題意義
居民消費行為是在一定的社會條件下，居民消費需求、消費能力、消費偏好的綜合體現。
眾所周知，居民消費是拉動一個國家或地區經濟增長的源動力，而居民的消費行為是影響消費的內部因素。近幾年來，國內消費需求一直疲軟。據調查發現，我國居民消費傾向出現長期下降趨勢，居民消費需求呈現明顯不足消費結構也發生了很大的變化。這些變化不僅關系到城鎮的發展，也關系到農村，甚至全社會的發展。因此我國的當務之急，是如何通過刺激消費，拉動國內消費需求，促進社會擴大再生產良性循環，促進經濟良性增長。
與此同時我們應該注意到，城鄉居民消費的差異變動也在很大程度上影響著經濟發展的持續性和穩定性。由于長期二元經濟結構的影響，我國城鄉之間在很大程度上一直處于相對封閉狀態，城鎮較發達而農村比較落后，城鄉之間存在著較大的差別。城鄉居民生活水平的差別是一項反映城鄉差別的重要指標，其集中體現為城鄉居民在消費水平和消費結構方面的差異。過大的城鄉居民消費差異不僅會對經濟的發展產生負面影響，而且也會影響到社會的穩定。如何采取有效的政策措施努力縮小城鄉之間的差異不僅是建設小康社會中一個非常重要的現實問題，而且也關系到全社會的長治久安和經濟的持續穩定增長。
對于從貧窮逐漸走向富裕的國家和地區，消費水平的提高，是生活條件改善與生活質量提高的首要標志。改革開放以來，浙江省經濟一直保持持續穩定快速增長的良好勢頭，人民的生活水平也不斷提高，但是與此同時，消費的增長特別是邊際消費逐年遞減；“十一五”期間擴大消費需求將成為我國經濟發展的重點而消費需求不足、消費率低下的問題將是當前一個時期必須直面的嚴峻問題。因此如何擴大居民消費、增強消費對整個經濟增長的帶動作用，是目前各方面普迫關注的問題。
由以上幾方面原因可以得出，研究消費以及城鄉居民消費差異確實有著十分重要的理論和現實意義。但是，目前國內此方面的研究并不多，很多研究只是單方面的分析城鎮居民或者農民的消費狀況，并沒有把二者進行比較研究，把城鄉消費差異問題作為研究重點的并不多見，對浙江省的城鄉消費情況的比較研究就更是幾乎沒有。因此，本文希望在這方面進行一些小小的探索。
第二節 本文的研究結構
本文以微觀層面的居民消費者為分析對象，運用Excel等軟件，收集1978-2006浙江省的實際數據(數據來源《浙江統計年鑒2007》等)，通過對恩格爾系數、居民消費支出和收入的初步統計分析，來分析浙江省城鄉居民的消費行為特征、消費環境，再針對城鎮和鄉村居民的消費與收入的關系，分別建立回歸模型，簡單分析城鄉居民消費行為的差異。最后，對分析數據得出的結論進行總結并提出相關建議與意見。
文章的主要內容主要由以下幾個方面組成：
第三節 本文的研究方法
本文是基于一般理論基礎上的實證性分析。因此，總的研究方法為基礎理論文獻研究和實證分析相結合。具體的來說，將采用以下的方法：
1、 文獻分析法：主要通過查閱大量文獻資料來支持論文的研究，包括學校圖書館和浙江圖書館的藏書和期刊、電子期刊的全文檢索、英特網的搜索引擎、各大專業網站等等；
2、 數據處理法：運用統計學原理進行系統調查，確定統計對象，進行數據采集，數據處理分析，本文主要采取了比較恩格爾系數和建立ELES擴展線性支出系統模型的方法對浙江省城鄉居民消費結構及其影響因素進行分析；
3、 列表法與圖示法：將整理好的數據列入表格，或作出相關圖示，有助于直觀、明了地進行分析處理；
4、 數理分析法：將整理好的數據與理論結合起來分析，以期得出結論；
5、 綜合實證分析法：將數據理論結合得出的結論與實際情況比較分析。
第四節 本文的創新點和不足點
正如本文的選題意義中所述，研究消費以及城鄉居民消費差異確實有著十分重要的理論和現實意義。但是，目前國內此方面的研究并不多，尤其是很多研究只是單方面的分析城鎮居民或者農村居民單邊的消費狀況，并沒有把二者進行比較研究，把城鄉消費差異問題作為研究重點的并不多見，對浙江省的城鄉消費情況的比較研究就更是幾乎沒有。因此，本文希望在這方面進行一些小小的探索。
而本文最大的不足就是題目攝取范圍偏大，以我本科四年學習的理論學習和研究水平較難在有限的篇幅內用精練的文字表述全部的研究結果。這也是我論文前期準備工作沒有做足而留下的遺憾。因此只得選取重點，即從城鄉居民消費結構差異方面下手，根據建立模型計算得出的結果做出結論分析和提出建議。
第二章 文獻綜述
第一節 西方古典消費經濟理論
威廉•配第（1623-1687）的消費經濟思想的核心是主張節制和不必要的 消費，以保證資本和財富的積累。他把消費區分為必要消費和不必要消費，他認為最不利于生產的是用于大吃大喝的消費，其次是用于購買衣料的消費。同時，他提出通過稅收調節消費，主張通過征稅的辦法來控制資金的支出及用途，
亞當•斯密（1723-1790）也主張把資本積累放在首位，節制消費。他認為勤勞和節儉是國民財富增長的必要條件，并區分了目前消費與未來消費、生產性消費與非生產性消費，以及它們不同的經濟效果，主張以增加消費來促進國民財富增長，還首次提出了生產的唯一目的是為了消費，繼承了配第節制消費，保證財富積累的思想。
大衛•李嘉圖（1772-1823）主張的消費經濟理論仍舊是強調資本及財富的積累，節制非生產性的消費。比斯密的消費思想更為深刻的是，他始終把工人及消費者的利益放在首位，在生產與消費、政府稅收與人民消費水平等關系上，更多地強調限制政府的非生產性，以維護人民的利益。他分析了消費欲望、消費需求和消費水平的問題，認為一個人只要有沒有得到滿足的欲望，他就需要更多的商品；只要他有任何新的價值可以提供出來交換這些商品，那對社會是一種有效需求。
魁奈（1694-1774）是重農主義思想體系的創建者。他的消費經濟思想表現在：第一，特別重視消費對財富增長的影響作用。他認為消費是再生產的不可缺少的條件。第二，抨擊了法國重商主義的消費政策，提出了重農主義的消費政策。他認為有必要讓農民富裕起來，以便讓他們消費更多的產品，從而促進經濟的發展和社會的繁榮。第三，提出了“純產品”學說，主張必需品的供應要得到保證。
西斯蒙第（1773-1842）的消費觀點主要有：第一，第一個明確提出了消費決定積累、消費決定生產的基本觀點。第二，提出了消費不足的經濟危機理論。第三，強調政府對人們的消費行為、消費習慣的指導。他認為，政府應當指導人們消費，并采取措施發展消費品生產和便利消費品的銷售，制定合理、公平的消費稅制度，切實關心消費者的利益。
第二節 西方當代消費經濟理論發展
凱恩斯（1883-1946）在《就業、利息和貨幣通論》中認為，消費支出與實際收入之間保持著穩定的函數關系，每個消費者都是根據其現期絕對收入個人可支配收入來決定其消費支出和儲蓄所占的比例。隨著收入的增長，人們的消費支出固然也會增長，但消費支出在收入中所占的比例卻在不斷減少。他的絕對收入理論是假定消費者的消費支出只受當期絕對收入影響，不受其過去收入和其他人消費行為的影響。
杜森貝里（1918- )在《收入、儲蓄和消費者行為》中提出的相對收入從動態角度分析消費函數，是對凱恩斯絕對收入假說的一種修訂和補充。他認為消費者的消費支出不僅受其自身收入的影響，而且也受周圍人的消費行為及收入與消費之間相互關系的影響。杜森貝里從消費的示范效應和棘輪效應兩方面解釋了長期消費函數與短期消費函數的矛盾。他認為，在短期內消費函數受經濟周期波動的影響，而使消費與收入偏離長期固定比例，但在長期過程中，人們的消費要受示范性和棘輪效應的影響，使收入與消費保持一個穩定關系。
弗里德曼（1912- ）消費函數在假定消費者行為的目的是效用最大化的前提下，認為在比較長的時間盡管收入在人的一生中是不穩定的，但消費卻是平穩的并從持久收入、持久消費、暫時收入、暫時消費的角度重新解釋了收入消費的長期均衡和短期波動的關系。
莫迪里安尼（1918-2003）提出的生命周期假說認為，個人消費或儲蓄行為并不僅與現期收入有關，他總是試圖把自己一生的全部收入在消費和投資（即當前消費和計劃消費）之間做最佳分配，從而獲得最大效用。
羅伯特•E•霍爾(1978)在持久收入假說的基礎上引入了理性預期，提出了隨機游走假說。該假說認為，如果財富或永久性收入的估計和今后的消費都以理性預期為基礎，那么，由消費或收入過去的變化反映出來的過時信息對現期的消費變化不應有任何影響。
戴維森等人（1978）提出的誤差修正機制模型（ECM）。其最顯著的特點是區分了收入與消費之間的長期均衡關系和短期動態調整過程。它首先假定消費C與收入Y之間存在長期均衡關系，即C=KY，消費者將依據前期消費與收入的關系對均衡比例K的偏離程度不斷調整消費。因此， ECM 描述的是消費者利用控制變量C逼近或維持均衡比例K的過程。該模型的優點在于把解釋消費變量的長期與短期作用分離出來，并特別把長期作用的動態均衡機制顯示出來
利蘭德（1968）在《儲蓄和不確定性》一文中，首次分析了產生預防性儲蓄達到必要條件。預防性儲蓄是指風險厭惡的消費者為預防未來不確定性導致的消費水平的急劇下降而進行的儲蓄。利蘭德認為在引入不確定性之后，消費者不再只是將財富平均分配于整個生命周期，還有另一個防范不確定性事件發生的重要作用，其邊際效用函數不再為線性函數。由于存在不確定性因素，使得消費者選擇當期少消費而多儲蓄。
第三節 當代中國居民消費行為理論研究成果
袁志剛和朱國林（2002）指出必須在消費理論框架內研究收入分配和總消費的關系，并總結了不同消費理論對收入分配與消費行為的看法，認為收入分配確實會影響總消費，但該文并未用這些理論解釋中國經濟。
范建勇、朱國林和嚴燕（2002）在前者研究的基礎上根據我國經濟特征，把我國消費者按照不同收入水平分類，研究了他們不同的消費傾向，證明了我國低收入者和高收入者儲蓄傾向偏高，中間收入水平的消費者是消費需求的主力軍，他們的研究完善了我國經濟轉型期收入分配與總消費的理論框架。
王玉華和孫鳳(2001)利用1991-1998年的時間序列資料分析了我國城市居民的預防性儲蓄動機，得出不確定性對即期消費有負影響的結論，我國居民儲蓄行為中存在預防性儲蓄動機。
施建淮、朱海婷（2004）利用1999-2003年35個大中城市居民儲蓄樣本數據進行分析，他們認為居民的儲蓄行為中的確存在預防性動機，然而并沒有預期的那么強烈，并且指出我國儲蓄占有結構不平衡問題才是儲蓄居高不下的主要原因。
葉海云（2000）從理論上證明伴隨著消費變化而產生的流動性約束使我國居民不得不確立短期儲蓄目標，其現期消費水平不是由現期流動性資產和收入水平而是由短期收入流和短期儲蓄目標決定，因而現期消費低于最優水平，但是他并沒有為此結論提供實證證明。
劉建 民、歐陽俊、秦宛順（2003）通過相關性檢驗得出我國居民總體消費增長與流動性變量的一階滯后項顯著正相關的結論，因此我國居民總體消費不存在流動性約束他們對不同收入組的城鄉居民消費特征數據與借貸數據的分析也表明城鄉居民家庭的消費特征與面臨有效流動性約束的消費行為特征不符合，從而得出我國居民消費決策并未面臨有效流動性約束的結論。
第三章 浙江省城鄉居民的實際收入和消費水平狀況
第一節 浙江省城鄉居民消費總體發展情況
1978年改革開放以來，隨著經濟的發展，浙江作為沿海開放省市中的佼佼者，無論城鎮還是農村居民的生活都發生了翻天覆地的變化，伴隨著收入水平的不斷升高，居民消費支出也不斷躍上新臺階，從表3-1可以清楚地看到1978年以來浙江省城鄉居民生活水平的發展情況（除恩格爾系數外，單位均為元）。
表3-1 歷年浙江城鄉居民生活水平總表（1978-2006年）
年份 人均可支配收入
/人均純收入 人均消費性/
生活消費支出 食品支出 恩格爾系數
城鎮 農村 城鎮 農村 城鎮 農村 城鎮 農村
1978 332 165 301 157 — 93 — 59.1
1979 — 195 — 175 — 100 — 57.1
1980 488 219 428 192 — 109 — 56.8
1981 523 286 476 267 264 147 55.6 55.2
1982 530 346 471 302 270 170 57.3 56.3
1983 551 359 484 326 288 183 59.5 56.2
1984 669 446 795 369 407 202 51.3 54.6
1985 904 549 795 474 407 247 51.3 52.1
1986 1104 609 969 561 492 282 50.8 50.3
1987 1228 725 1100 659 570 320 51.8 48.6
1988 1589 902 1453 839 741 389 51.0 46.4
1989 1797 1011 1556 927 851 445 54.7 48.0
1990 1932 1099 1604 946 885 436 55.1 46.1
1991 2143 1211 1806 1027 992 518 55.0 50.5
1992 2619 1359 2154 1112 1111 548 51.6 49.2
1993 3626 1746 2856 1263 1417 633 49.4 50.2
1994 5066 2225 4079 1680 1945 800 47.4 47.6
1995 6221 2966 5263 2378 2489 1198 47.0 50.4
1996 6956 3463 5764 2702 2714 1367 46.9 50.6
1997 7359 3684 6170 2839 2723 1378 43.9 48.5
1998 7837 3815 6218 2891 2644 1362 42.5 47.1
1999 8428 3948 6522 2806 2629 1293 40.3 46.1
2000 9279 4254 7020 3231 2752 1406 39.2 43.5
2001 10465 4582 7952 3479 2888 1449 36.3 41.6
2002 11716 4940 8713 3693 3474 1508 37.9 40.8
2003 13180 5431 9713 4287 3558 1637 36.6 38.2
2004 14546 6096 10636 4659 3851 1839 36.2 39.5
2005 16294 6660 12254 5215 4140 2011 33.8 38.6
2006 18625 7335 13349 5762 4393 2141 32.9 37.2
本表格數據來源：《浙江統計年鑒2007》
表3-1中幾項專有名詞解釋如下：
城鎮居民家庭可支配收入是指被調查城鎮居民家庭在支付個人所得稅之后，所余下的實際收入。
農村居民家庭純收入是指農村常住居民家庭總收入中，扣除從事生產和非生產經營費用支出，繳納稅款和上繳承包集體任務金額以后所剩余的，可直接用于進行生產性、非生產性建設投資、生活消費和積蓄的那一部分收入。
城鎮居民家庭消費性支出是指被調查城鎮居民家庭用于日常生活的全部支出，包括購買商品支出和文化生活等非商品支出，不包括罰沒、丟失款和繳納的各種稅款，也不包括個體勞動者生產經營過程中發生的各項費用。
農村居民家庭生活消費支出是指農村常住居民家庭用于日常生活的全部開支，是反映和研究農民家庭實際生活水平高低的重要指標。
若將表3-1中的數據制成曲線圖，我們可以更明顯地看出，1978年以來浙江省居民的收入和消費水平，無論城鎮還是農村，一直穩步上升，特別是進入上世紀九十年代中期以后，增幅更是逐年變大。同時，城鎮居民收入和消費水平總是明顯高于農村，且增長曲線斜率明顯大于農村，說明上世紀九十年代以來，城鎮居民消費發展速度和程度大于農村。
圖3-1 浙江省城鄉居民收入/支出曲線
第二節 用恩格爾定律分析浙江省城鄉居民消費情況
消費結構是指各類消費支出在總消費中的比重，是實現了的消費需求。對消費結構的研究是當代西方經濟學中的重要組成部分。消費結構的研究將宏觀經濟中的消費理論與消費實際聯系起來，為宏觀消費問題提供了實證研究的角度、方法以及應用。當代西方經濟學研究普遍認為，分析消費結構，對于了解消費者行為，研究產業結構及其變動方向，研究社會消費水平以及消費趨勢，有著重要的意義。
在消費結構的研究成果中，最重要且有廣泛影響力的是恩格爾定律和恩格爾系數。
1857年，德國統計學家恩格爾在研究英、法、德等國家不同階層的家庭調查資料時發現了一個定律：一個家庭或個人收入越低，其食品支出在收入中所占的比重越大；反之比重則越小。隨著家庭和個人收入增加，收入中用于食品方面的消費支出比例將逐漸減小。對于國家而言，越窮的國家，每個國民平均支出中購買食品的比例越大。這一定律被稱為恩格爾定律（Engel's Law），反映這一定律的系數被稱為恩格爾系數。用公式表示為：
思格爾系數(%) = 食品支出總額 / 家庭或個人消費支出總額 * 100%
聯合國糧農組織在世紀年代根據恩格爾系數確定了劃分貧富的標準，恩格爾系數與居民生活、消費水平關系如下：
EC＞60，居民生活消費水平處于絕對貧困狀態；
50＜EC≤60，居民生活消費水平處于溫飽階段；
40＜EC≤50，居民生活消費實現小康水平；
EC≤40，居民生活消費趨向富裕。
我們可以通過計算浙江城鄉居民的恩格爾系數，來分析我省城鄉居民生活、消費水平狀況及其變化情況。將表3-1中的1978年以來反映我省城鄉居民消費情況的恩格爾數據繪制成折線圖（見圖3-2）。
從圖3-2中我們可以看出，按照聯合國規定的標準，浙江城鎮居民恩格爾系數在1981-1992年處于50到60之間，說明這一時期浙江城鎮居民生活消費水平處于溫飽階段，1993年以后浙江城鎮居民恩格爾系數基本在40－50之間并逐年呈下降趨勢，城鎮居民生活消費達到小康水平，2003年以后浙江城鎮居民的恩格爾系數開始小于40，城鎮居民生活消費趨向富裕；浙江農村居民恩格爾系數一直處于50-60之間，除了七十年代末期接近60，之后逐年下降并于1990年達到46.1，從這個數據說明八十年代末浙江農村居民比城鎮居民先進入小康，但九十年代初期三年，農村居民恩格爾系數重新回到50以上，直到1997年這個數值才回落并在以后繼續下降。
圖3-2 浙江省城鄉居民恩格爾系數折線圖
總的看來,浙江省二十多年來恩格爾系數的總體趨勢是下降的，農村的恩格爾系數從1978年的59.1%，到2006年的37.2%，城 鎮的恩格爾系數從1981年的55.6%到2006年的32.9%,無論城鎮農村,人民的平均生活水平都日益提高.且進入九十年代后，浙江城鎮居民的恩格爾系數平均一直比農村的要低，消費水平較農村居民高。
第三節 用ELES模型分析浙江省城鄉居民消費情況
一、擴展線性支出系統（ELES）模型的引入
擴展線性支出系統模型(ELES，Extended Linear Expenditure System)是在線性支出系統模型(ELS，Extended Linear Expenditure System)的基礎上發展起來的，彌補了LES模型理論邏輯上的不足，是近年來研究居民消費的重要工具。ELES需求支出函數為：
piqi = piγi + βi ( I – pjγj ) i,j = 1,2,……,n （1）
定義域：pi＞0, 0≤βi＜1, Σβi≤1
在(1)式中，pi 為商品i的價格，為商品i的實際需求量，γi為維持生活的基本需求量，I為消費者總收入，βi 為消費者對于商品i的邊際消費傾向。其模型的解釋是：消費者對商品i的需求支出額為兩部分之和，第一部分為該商品的基本需求支出；第二部分是總收入減去所有商品的基本需求支出后剩余部分中用于商品i的部分，其邊際消費傾向份額為βi 。
又有V = piqi，V為消費者進行各種消費的總支出，是由消費者購買行為內生地確定。可以將（1）式寫成計量模型形式：
Vi = piqi = (piγi – βi pjγj ) + βiI + ui = bi + βiI + ui （2）
其中ui為隨即誤差項，利用常用的最小二乘法可求出（2）式中的參數bi和βi的估計值。然后利用bi和βi的估計值可以求得商品i的基本需求支出piγi；
pjγj = bi + βi bi /（1 - βi） （3）
同時可以求出商品i的需求收入彈性ηi為：
ηi = （ӘVi / ӘI）* (I / Vi) = βi (I / Vi) （4）
二、ELES模型的運用及相關數據的處理
按照國家統計局的分類標準，居民消費性支出分為8大類：食品類、衣著類、家庭設備用品及服務類、醫療保健類、交通和通訊類、娛樂教育文化類、居住類、雜項商品和服務類。以下部分的計算將運用ELES模型，利用時間序列和截面兩種不同類型的數據，對浙江省城鄉居民的消費進行分析。
1、按時間序列數據分析
不同年份的居民各類消費支出就可以構成時間序列數據。利用1996-2007年浙江統計年鑒資料，可以綜合整理得到時間序列數據，再利用EXCEL軟件的“數據分析”功能，得出ELES模型中(2)式的參數bi和βi的估計值(見表3-2)。參數估計值下面括號中的數據為該參數的T檢驗值，R2為判定系數(R2<1, T、R2值越大，表明該線性越顯著,通常T>2即可,表3-3同表3-2)。
表3-2 ELFS參數估計表(時間序列數據)
支出項目 城鎮居民 農村居民
bi βi R2 bi βi R2
食品 1380.566
（11.75） 0.166
（16.25） 0.964 529.253
（7.64） 0.214
（15.27） 0.959
衣著 79.460
（0.82） 0.065
（7.70） 0.856 -5.398
（-0.21） 0.046
（8.79） 0.885
家庭用品設備、服務 731.237
（8.43） -0.007
（-0.95） 0.082 37.648
（2.04） 0.031
（8.45） 0.877
醫療保健 -87.925
（-1.39） 0.058
（10.57） 0.918 -156.642
（-9.29） 0.083
（24.38） 0.983
交通和
通訊 -1017.920
（-7.24） 0.180
（14.78） 0.956 -355.451
（-8.81） 0.142
（17.33） 0.968
娛樂、教育文化 -304.778
（-3.96） 0.132
（19.71） 0.975 -246.865
（-6.81） 0.139
（18.89） 0.973
居住 -20.429
（-0.59） 0.068
（22.93） 0.981 12.892
（0.261） 0.132
（13.23） 0.946
雜項商品和服務 191.804
（3.94） 0.013
（2.99） 0.472 58.563
（3.23） 0.008
（2.27） 0.339
合計
消費支出 991.517
（5.41） 0.671
（39.14） 0.994 -125.951
（-1.14） 0.795
（35.48） 0.992
資料來源：根據《浙江統計年鑒》1996-2007年有關數據整理計算
從表3-2中可以看出，各支出項目參數估計值中，不考慮雜項商品和服務項目后，城鎮居民家庭設備用品及服務項目對應參數βi的估計值T過低，不能通過檢驗，城鎮居民和農村居民衣著項目對應參數bi偏低，R2也相對其他項目的判定系數偏低，而其余各項對應參數βi的估計值都能通過檢驗，并且判定系數R2都很高，線性顯著。
2、按橫截面數據分析
在對居民消費商品和勞務的種類進行分類的同時，為研究居民消費能力的層次性，還可按家庭的年收入不同進行等級分組，由低到高依次分為最低收入戶、低收入戶、中等偏下戶、中等收入戶、中等偏上戶、高收入戶和最高收入戶。同一年份不同等級收入戶的消費各類支出就可以構成截面數據。
利用2007年浙江統計年鑒資料，綜合整理不同層次收入戶各項消費支出得到2006年城鄉居民消費的截面數據，同樣利用EXCEL軟件可以得到ELES模型中(2)式的參數bi和βi的估計值(見表3-3)。
表3-3 ELES參數估計表(橫截面數據)
支出項目 城鎮居民 農村居民
bi βi R2 bi βi R2
食品 1046.579
（13.20） 0.149
（16.71） 0.989 2483.836
（8.91） 0.105
（8.19） 0.931
衣著 94.269
（5.77） 0.036
（19.83） 0.992 135.467
（1.62） 0.067
（18.44） 0.986
家庭用品設備、服務 45.068
（3.51） 0.031
（21.61） 0.994 -66.943
（-2.77） 0.038
（35.73） 0.996
醫療保健 218.547
（8.94） 0.032
（11.69） 0.979 343.019
（2.96） 0.027
（5.35） 0.851
交通和
通訊 32.798
（0.72） 0.082
（16.06） 0.989 -1312.030
（-3.04） 0.214
（11.34） 0.963
娛樂、教育文化 195.298
（4.09） 0.072
（13.36） 0.983 332.046
（7.23） 0.088
（44.06） 0.997
居住 -85.127
（-1.48） 0.109
（16.78） 0.989 238.624
（4.19） 0.055
（22.143） 0.990
雜項商品和服務 22.035
（1.28） 0.014
（7.19） 0.328 -85.207
（-5.68） 0.0288
（43.95） 0.997
合計
消費支出 2068.815
（18.35） 0.618
（125.42） 0.9997 1555.963
（30.45） 0.573
（99.67） 0.9997
資料來源：根據《浙江統計年鑒2007》有關數據整理計算
從表3-3中可以看出，城鎮居民和農村居民各支出項目參數估計值中，除去雜項商品和服務項目外的其他所有項目對應參數βi估計值都能通過檢驗，并且判定系數R2都很高。
三 、浙江省城鄉居民消費需求分析
由表3-2和表3-3可知，2006 年浙江省城鎮居民邊際消費傾向為61.8%，1995-2006年的邊際消費傾向為67.1%；2006年農村居民邊際消費傾向為57.3%，1995-2006年邊際消費傾向為79.5%。2006年城鄉居民邊際消費傾向比長期邊際消費傾向都有所下降，城鎮居民邊際消費傾向下降了5個百分點，而農村居民則下降了超過20個百分點。這個數據一方面驗證了國外學者通過實證研究得出的居民長期邊際消費傾向大于短期邊際消費傾向的結論，另一方面也說明浙江省城鄉居民由于受到醫療、養老、教育、住房等各項社會制度改革和收入預期的影響，他們通過減少消費支出、增加儲蓄來應對未來的不確定性。
另一方面，對比城鄉居民的邊際消費傾向還可以看出，城鎮居民的長期邊際消費傾向顯著低于農村居民，但短期邊際消費傾向，特別是2006年這一年的邊際消費傾向卻比農村居民高。這種現象值得引起關注，說明近年來，農村居民的生活水平和消費水平已經大幅上升，而相對于農村居民來說，城鎮居民對未來收入和支出的預期更不確定，不得不放棄更大比例的現期消費支出，以更高的儲蓄率來應對未來可能增加的支出。因此，穩定城鄉居民對未來收入和支出的預期，進一步提升邊際消費傾向對促進浙江省經濟持續發展具有重要意義。
對比各類消費支出的邊際消費傾向可以看出：浙江省城鄉居民的消費重點主要集中在食品、交通和通訊、娛樂教育文化幾個方面，其邊際消費傾向都較高；而衣著、家庭設備用品及服務、醫療保健的邊際消費傾向較低。浙江省城鄉居民食品支出邊際消費傾向很高，特別是在時間序列數據中農村居民食品支出的邊際消費傾向高達21.4%，雖然2006年城鄉居民食品邊際消費傾向有所減少，分別為 14.9%和 10.5%，但這還是表明目前浙江省城鄉居民的消費結構仍然處于相對較低的階段，食品支出還是消費支出最為重要的構成之一，且作為沿海經濟開放較為高度的浙江省，農村居民的消費結構并不如人們想象中的落后于城市，而是已經開始趕超城鎮居民。
城鄉居民交通和通訊、娛樂教育文化兩項支出具有較高的邊際消費傾向，特別是2006年農村居民交通和通訊支出的邊際消費傾向占據了首位(21.4%)，這說明經濟發展強化了農村居民的時間和信息觀念，特別是像發展民營、私營企業的鄉鎮中，人們的工作和生活方式有了巨大的變化；也說明教育制度改革對城鄉居民支出的影響不容忽視，它們反映了城鄉居民對生活質量的追求和對教育的重視，對消費結構的改善和經濟的健康發展具有重要意義。
家庭設備用品及服務、醫療保健項目支出的邊際消費傾向不高，這說明城鄉居民對家庭高檔耐用消費品及家庭勞務、醫療保健服務等較高檔次的消費水平有待進一步提高。
浙江省城鄉居民居住項目支出的邊際消費傾向有較大的差別：長期邊際消費傾向方面，城鎮居民較農村居民低，是因為上世紀九十年代住房體制改革前，城鎮居民可以享受分房和相關住房保障，雖然1998年我國進行住房體制改革，但由于各種因素的影響和限制，在一段時間內城鎮居民仍然不用為住房擔心，其邊際消費傾向并不高；而本世紀以來，由于不再享受單位分房等相關福利，買房成為城鎮居民生活的一個重要部分，而日益飆升的房價也使城鎮居民身上的負擔加重，消費支出大幅增長。相比較而言，浙江省農村居民的住房消費支出增長很快，其住房需求卻比城鎮居民得到了更好的滿足。因此2006年數據表明，浙江省城鄉居民在居住項目上的短期消費邊際傾向為城鎮（10.9%）高于農村（5.5%）。因此進一步完善房地產市場，消除各種影響城鎮居民住房消費的因素日益重要。
第四章 浙江省城鄉居民消費行為特征的比較分析
由于我國的特殊國情，在政治、經濟七存在著多重城鄉“二元結構”，這一局面至今尚未得到根本改變，城鄉差別是這種二元結構的產物。幾十年來，中國發生了根本性的改變，居民的生活也從貧窮經過溫飽逐漸走向小康和富裕，在這一變化過程中，城市居民和農村居民作為較抽象的“消費者”的不同具體形態主體，其消費行為的外部環境和內在設定具有相當多和相當大程度的共性。但是，城市和農村的差別依然存在，造成城鎮居民和農村居民所處的外部環境和內部條件有很大的差別，這一差別影響了我國城鄉居民消費行為。只有把城鎮居民和農村屠民的消費行為分開研究，才能符合中國的實際情況，才能有針對性地對居民的消費行為進行研究。
第一節 影響城鄉居民消費行為的因素分析
消費行為的過程既是消費者的思維、心理過程，也是不斷采取行動、產生方案、解決問題的過程。影響消費者行為的因素包括社會的、歷史的、經濟的等各個方面。但其中最主要的是經濟方面和制度方面的因素，新古典經濟理論將這些方面的因素分為外部環境因素和內在行為因素。
一、影響居民消費行為的外部環境因素
關于影響消費者行為的內在因素主要體現為五方面：
1.消費選擇自由
消費選擇自由是指消費者在購買消費品和勞務時基本上不受限量、配額和短缺的約束。消費者在不同商品和勞務之間的選擇，主要取決于消費者對消費品和勞務的主觀偏好，以及其收入水平，即預算約束大小。
2.價格充分彈性
價格彈性是指當其它條件不變的情況下，消費者購買商品和勞務的數量或支出對價格變化的反應敏感程度。如果價格下降，消費者對其消費數量增加；相反，消費數量減小。這種增加和減小的幅度受商品和勞務價格彈性的影響，如果價格彈性較大，則購買數量的變化幅度就較大，相反幅度較小。
3.預算約束
預算約束是指消費者購買消費品受到其實際收入的限制。
4.沒有流動性約束
流動性約束可以一般地定義為某些個人沒有能力用未來收入作擔保而獲得貸款。流動性約束大小，反映消費者能夠用未來收入實現現時消費的可行程度大小，或者是其消費在不同時期的轉換能力大小。不能借入而又缺乏金融財富存量的家庭就是流動性受約束的家庭，因為他們所能做的最大消費就是當期所掙得的收入。如果居民消費的流動性約束程度越高，消費在不同時期的轉換能力就越差，反之則說明消費在各時期的轉化能力越大，即可以用未來收入實現現時消費可行性程度越高。
5.不確定性
不確定性是指消費者在消費的整個過程中，外部環境存在的一些風險性或不可預期性。包括收入不確定性和將來各種消費支出的不確定性。不確定性對消費者行為的影響很大，是消費者選擇消費與儲蓄 的主要因素之一，由于不確定性的存在，要求并培植了消費者的風險意識，增強了消費者預期的困難，居民在消費安排上更加理性和謹慎，預防性儲蓄增加，邊際消費傾向下降加快。
二、影響消費者行為的內在因素
關于影響消費者行為的內在因素主要體現為四方面：
1、理性主體
即西方新古典經濟理論中認為的 “經濟人”，特點即其所追求的唯一目標是自身經濟利益的最大化。如消費者所追求的是最大限度的自身滿足——效用最大化；生產者所追求的是最大限度的自身利潤——利潤最大化；生產要素所追求的是最大限度的自身報酬。同時，“經紀人”的經濟行為都是有意識的和理性的，不存在經驗的或隨機的決策，因此又被稱為理性人。
2、追求效用最大化
依據新古典理性“經濟人”假設，消費者行為最基本、最主要的假定為追求效用最大化，在消費過程中，理性主體——消費者是通過對消費品的合理組合來達到最大限度的滿足，實現效用最大化。
3、規避風險
消費者規避風險與外部環境設定的不確定性相關，由于存在外部環境的不確定性，作為理性主體的消費者存在著規避風險行為，即消費者在購買消費品或進行勞務消費中力求風險最小。
4、時間偏好
由于存有不確定性和風險，在消費的時間選擇上，即對現在消費和未來消費的選擇上，消費者較看重現在消費，這就是時間偏好設定的基本點。
第二節 浙江城鄉居民消費情況差異分析
在考察不同的歷史時期居民消費行為所處的外部環境和內在設定差異的基礎上，分析城鄉居民消費行為的差異，結果表明：
一、浙江城鄉居民在不同歷史時期表現出不同的消費行為
在不同的歷史時期，我國居民消費行為所處的外部環境差異明顯，社會經濟制度的不同，導致居民消費行為不同。
改革開放以前，居民是在嚴格的計劃經濟體制下，在先生產后消費的觀念和政策中進行消費的。其消費行為是被束縛的，是近視的；其預算約束是一期的。所以決定居民消費支出的主要因素是現期收入，近似于凱恩斯的絕對收入理論假說。
改革開放后，浙江城鄉居民收入快速增長，收入差距進一步拉大，同時，城鄉消費市場逐漸放開，城鄉居民消費選擇性增強。幾十年的消費欲望被釋放后，居民消費熱情快速升溫，產生了炫耀和攀比思想，同時，預算約束和流動約束有所放松，為居民實現跨期消費提供了條件，因此，這一時期浙江城鄉居民的消費行為更近似于杜森貝利的相對收入理論假說。
實行社會主義市場經濟后，經濟體制改革對居民的消費行為沖擊很大。一方面，居民的收入大幅度提高，預算約束和流動約束大為減小另一方面，由于制度變遷所增加的各種預期消費支出大大提高，于是居民不得不為將來巨額的預期支出進行預防性儲蓄，跨期消費時間拉長，甚至是一生或隔代消費，其消費行為更符合弗里德曼的持久收入理論假說。
二、浙江城鄉居民消費者所處的外部環境具有較大差異性
城市居民和農村居民作為較抽象的“消費者”的不同具體形態主體，其消費行為的外部環境和內在設定具有相當多和相當大程度的共性。但由于我國的特殊國情，在政治、經濟上存在著多重城鄉“二元結構”，造成城鎮居民和農村居民所處的外部環境有很大的差別，這一差別具體表現在：
1.消費品分配方式的差異性
城鎮居民享受低價供給，福利分配的消費品和各種補貼，農村居民自給性消費占有較大比重。
2.工農業產品比價不同
農村居民的實際收入受工農產品比價變動的影響，工農業產品比價的變化對農村居民消費影響顯著，改革后工農業產品的“剪刀差”逐漸縮小，這一變化促進了農村居民的消費。
3.消費者單位經濟功能上的差異
大多數城鎮居民家庭僅僅是消費活動的基本單位，而改革后，農村居民家庭一方面是消費活動的基本單位，另一方面又是生產活動的基本單位。農村居民消費者的雙重經濟功能使其消費行為和投資行為摻雜在一起，并使其消費者行為增加了一個特定的外部環境設定，即生產經營投入和收入風險的約束。
4.福利制度不同
城鎮居民享受包括保證就業和退休、福利性住房、各種補貼、公費醫療和勞保在內的各種福利制度，而農村居民手身份約束，不能享受這些待遇，福利制度的不同對城鄉居民消費行為的影響是明顯的。
5.消費環境和消費觀念的不同
城鄉分割的歷史形成農村居民在消費環境和消費觀念上遠遠落后于城鎮，拉開了城鄉居民消費的差距。
三、浙江城鄉居民消費者行為有顯著差異
由于城鄉居民所處的外部環境的不同變化，浙江城鄉居民消費者行為表現出不同的特征，研究表明，浙江城鄉居民消費行為特征差異具體表現為：
1.浙江城鄉居民收入和收入取得方式具有明顯差異
改革開放后，農民有了經營自主權，生產力得到了釋放，農民收入迅速提高。而城鎮經濟體制改革使城鎮居民工資增加，補貼增加，其收入也提高了。從城鄉對比來看，自計劃經濟時代延續下來的城鄉居民這間的收入差距不僅得以保留，在上世紀90年代后期，這一差距有進一步擴大的趨勢。同時，城鄉居民在收入的取得方式上有明顯差異，浙江城鎮居民收入以貨幣形式為主，而農村居民收入有一定的比例實物收入。
2.浙江城鄉居民資產存量形式和流動性約束存在一定差別
城鎮居民資產存量中，金融資產所占比重穩定上升，流動性增強相對而言，農村消費者實物資產比重較大，資產的流動性較差。城鎮居民跨期消費的路徑比農村居民要拉長和平坦些。
3.浙江城鄉居民消費支出構成差異明顯
這一差異首先表現在自給性和商品性消費支出構成的差異，城鎮居民實際收入的主要部分是以貨幣形式獲得的可支配收入，其消費支出的貨幣化程度相應較高。而農村居民由于農業生產經營方式和產品特點，決定了農村居民的實物收入在其總收入中占有很大比重，因此，自給性消費在其消費支出中占有較大的比重。隨著改革的不斷深入，使農村居民生活的貨幣性收入增加，農村居民生活的商品化、貨幣化消費程度提高，自給性消費在其消費支出中的比重將不斷下降，但由于受農村產品特點和消費習慣的影響，自給性消費在農村居民消費支出中仍占有相當大的比重。其次，浙江城鄉居民消費性支出和生產性支出構成有顯著差異。城鎮居民是單純的消費活動主體，其支出以消費性支出為主，而農村居民消費者具有生 產活動和消費活動為一體的雙重身份。由于農村經濟采取的形式，農村居民的收入——支出結構中生產性支出占有突出位置。農村居民的個人消費行為不僅取決于上期的純收入水平和商品市場的供給與價格，還取決于生產的需要。
第五章 研究結論及建議
第一節 研究結論
綜上所述，由于城鄉居民收入水平、消費觀念與消費習慣的差別，表現在購買行為與消費結構等方面還存在不少的差異。
1、恩格爾系數
總的看來,浙江省二十多年來恩格爾系數的總體趨勢是下降的，農村的恩格爾系數從1978年的57.1%，到2006年的37.2%，城鎮的恩格爾系數從1981年的55.6%到2006年的32.9%,無論城鎮農村,人民的平均生活水平都日益提高.且進入九十年代后，浙江城鎮居民的恩格爾系數平均一直比農村的要低，消費水平較農村居民高。更進一步分析：
（1）在外用餐因素。隨著經濟發展，城市居民生活節奏加快，同時洋快餐、中餐店遍布大街小巷，為了得到較多的休閑時間，上班族在外用餐比例提高，據一份調查顯示，自1995年以來城鎮居民在外用餐率每年平均以近20%的速度增長，而農村居民在外用餐率增長速度很慢。
（2）購買加工食品增加。加工食品（尤其是深加工食品）的價值是原料食品的兩倍至十幾倍，而且近幾年城市的超市快速發展也為居民購買食品（尤其是加工食品）提供了方便，所以城鎮居民購買加工食品成倍增長，這也是增加食品性支出的原因之一；而農村居民除農忙外，平時空余時間較多，因而通常更多的是購買低值的原料食品，自行加工食用，特別是在近幾年現金收入增長較快的情況下，食品性支出占總消費支出的比例反而下降了。
2、購買行為
盡管城鄉居民存在許多消費熱點，但是其購買具體產品的熱點及其購買的時間都存在某些差異。
（1）出現的消費熱點不同。目前城鎮居民出現旅游熱，浙江農村居民卻表現得很冷清。據調查，浙江城鎮居民目前有外出旅游者的家庭達86.9%，未來五年計劃外出旅游的高達96%，計劃跨省旅游的為73%，計劃出國旅游的為33%，旅游消費逐漸升溫；而農村居民對“未來五年內最大的支出項目”用于旅游的只有1.47%。
（2）出現購買熱的時間不同。從市場產品普及率分析，浙江城鎮居民出現家電（四大件）購買熱是在上世紀80年代中期，90年代中期出現飽和期，而農村居民出現這些產品購買熱是90年代中期，飽和期則是90年代末，產生購買熱的時間差城鄉為十年，產生飽和期的時間差為五年。
3、影響因素
影響城鄉居民購買行為因素很多，但從影響其購買行為的因素差異角度分析，主要有以下幾方面：
（1）消費意識的超前性與滯后性。影響城鄉居民購買行為的差異，除了收入水平的差異因素之外，還與居民的消費意識有直接關系，城鎮居民由于溝通信息比較方便，所以容易受現代消費價值觀的影響，消費意識容易超前；農村居民則相反，容易受傳統價值觀念的影響，所以消費意識較滯后。因此，通常要以城市消費行為來影響與帶動農村的消費行為。
（2）品牌與價格的關注程度不同。由于收入水平和消費意識的差異，城鄉居民對品牌與價格的關注程度不同。城鎮與農村居民在購買動機方面，雖然都把產品“性能”放在首位，但是對品牌與價格的關注程度就不同了，前者對“品牌”關注度居第二位，而“價格”居第三位，后者則恰好相反，“價格”居第二位，“品牌”則居五個因素中的第四位。
（3）影響購買行為信息來源不同。據小天鵝集團一份調查表明，城鎮居民選擇與購買產品的信息來源首先是廣告（包括傳統媒體廣告與網絡媒體廣告），其次是親戚朋友介紹。調查顯示，農村居民購買家電的信息來源首先是“看外觀與性能”（占48.27%），其次是親戚朋友介紹與推薦（占36.67%），其三是廣告（占14.67%）。這也充分體現農村居民“眼見為實”的消費習慣。
另外，城鄉居民購買行為還受消費價值取向、消費環境、消費政策、銷售渠道等因素的不同程度的影響，因此，有關企業在開拓城鄉消費市場方面都應認真地研究并制定相應的營銷策略。
第二節 政策建議
一、加強宏觀調控，引導城鄉居民投資和消費行為
當然其前提必須是保持經濟持續、穩定增長，給居民消費提供寬松和健康的外部環境。國家的社會、政治、經濟狀況決定了居民消費狀況。改革開放引起了我國居民消費行為發生實質性變化。改革開放后，特別是社會市場經濟體制的實施，人民生活總體上進入小康社會，居民消費水平、消費結構等消費行為發生了根本性變化，這是國家富強，社會經濟持續、健康、穩定發展給人民帶來的最直接的利益。
除了經濟增長的外部環境保證外，引導居民健康消費也很重要。隨著居民需求結構的轉換與升級，居民新的消費熱點己形成。居民消費行為在經歷了“填飽肚子”—“老三大件”—“新三大件”的消費后，隨著市場經濟制度改革的深入，發展到“住”和“行”高層次消費上。商品化住宅，高檔服裝和居室文化商品的消費日益多樣，同時，交通通訊，文化教育消費支出增加較快。中國未來的消費熱點會集中在住房、文化教育人力資本投資、家用電器的升級換代和家庭轎車等方面。為此，為了引導浙江居民消費行為，相關政府和機構應加強宏觀經濟調控中，為熱點消費品的生產開發和消費提供各方面的支持和服務，滿足有經濟支付能力消費者高水平消費需求，拉動國民經濟持續、健康、快速發展。
二、采取有效的收入分配調節機制，抑制收入差距的無序擴大，提高整體消費傾向
在保證居民收入穩定增長的前提下，采取有效的收入分配調節機制，抑制收入差距的無序擴大，提高整體消費傾向。收入是影響居民消費的重要因素，浙江省城鄉居民收入還有較大的增長空間，政府要通過加大投資，擴大就業機會，解決目前較突出的下崗、失業問題，改善企業體制，放開國有企業工資，形成與市場經濟相適應的企業家和企業員工的激勵機制等措施在較大范圍提高一般居民的收入水平。對于城鎮居民除了職工工資的穩定增長外，還要鼓勵各類人力資本的充分發揮和利用，允許人們取得各種合法收入，保護私有財產。
與此同時，還需采取措施改善目前的收入分配狀況，盡可能地縮小不同收入階層之間的收入差距， 特別是保證中低收入階層的收入水平不再降低。從邊際傾向遞減的規律可見，高收入戶居民收入的提高帶來的消費要遠低于低收入戶，收入差距的進一步擴大成為制約浙江省城鄉居民消費水平和消費結構增長的障礙。因為，無論是消費結構的轉換還是消費梯度的形成，不能僅僅依靠少數富裕階層，要提高整體的消費傾向，使占人口大多數的中等以上收入水平的消費者具備相應的消費能力。可以通過增加對高收入階層的征稅，開征遺產稅、贈與稅等，同時加大扶貧力度，建立最低生活保障制度等措施縮小收入差距，啟動消費。
三、調整產業結構和產品結構，理順供需關系，適應居民消費結構升級換代
浙江省目前出現的消費需求不旺盛、消費結構層次相對處于較低階段，原因不僅僅是居民支付能力不夠，供需脫節、產業結構的調整不能適應消費需求的變化也是其中非常重要的原因之一。研究表明，浙江省城鎮居民生活水平基本完成由溫飽型向小康型的過渡，并向富裕型邁進，消費結構也由生存型向享受型和發展型轉化，對消費品的需求己從“數量擴張型”向“質量提高型”轉變同時，城鎮還有少數貧困居民，農村大部分居民消費還處于“生存型”和“數量擴張型”階段。城鎮居民新的消費熱點將集中在住房、汽車、通訊旅游和文化娛樂等方面，而農村居民新的消費熱點主要在于耐用消費品和子女教育。因此，在調整產業結構方面，應穩定發展第一產業、重點調整第二產業、加快發展第三產業，滿足居民消費結構的變化另外，在產品結構調整中，既要大力開發高科技含量的“高、精、尖”產品，也不能忽視物美價廉、經濟實用產品的生產開發，多層次產品結構是適應不同居民消費層次的客觀要求。
四、完善社會保障制度，減小居民消費的不確定因素，釋放居民儲蓄，促進消費增長
研究發現，上世紀年代末期，浙江城鄉居民消費增長趨緩，有效需求不足表現突出，其重要原因是社會福利制度變化。市場經濟體制改革的不斷深入，一方面造成居民工作不穩定，如下崗失業使人們降低未來收入的預期，另一方面住房、養老、醫療、就業和教育等方面的改革觸及到消費者的福利待遇，居民支出的不確定程度的提高。未來收入和支出的不確定性增加了居民的風險預期，居民消費變得謹慎，這就促使居民增加預防性儲蓄，降低消費傾向。因此要加快改革步伐，增加改革的透明度，減少居民對未來預期的不確定性。只有盡快使教育、醫療、養老、勞保等方面的改革措施明晰化，讓居民切實了解到未來的各項支出多大成分由自己負擔，多大成分由國家和集體負擔，才能增加居民對未來各項支出的理性預期，從而保證其在儲蓄與消費中理性地作出選擇。相反，如果各項改革措施遲遲不能到位，居民對未來支出的預期充滿了不確定性，那么，必然會導致居民增加儲蓄，減少現期消費，以應付未來風險，從而對解決當前國內需求不足的問題產生一系列不利的影響。針對社會保障覆蓋面狹窄，保障資金來源不足等缺陷，完善社會保障制度改革，應建立多種形式、多種資金籌措渠道、法定報銷和自愿保險相結合的社會保障體系，應在醫療保險，人身保險，失業救濟等方面增加扶持力度，讓居民解除后顧之憂，對自己未來的消費支出有穩定的預期，從而提高居民的消費傾向，促進居民消費的穩定增長。
五、分層次引導居民消費行為
我國城鄉居民之間的消費狀況的差異，決定了要分收入層次促進消費，這將比針對總體的消費促進手段更為有效。
1、從城市居民看，應分三個層次促進消費：
（1）高層次消費——引導大額消費
對于這一層次的消費群體而言，因其消費的收入彈性和價格彈性都比較小，收入增加或者是市場價格下降對其消費都沒有很大的促進作用。因此要盡量促進他們在旅游、文化以及大件物品上的消費，關鍵是豐富其消費內容、提升消費品位、引導其消費方向。比如開發適合這一群體的文化和旅游消費項目，減少對汽車和住房等消費的行政性干預，同時積極改善這些商品和服務的供給質量，最終達到促進消費的目的。
（2）中等收入消費——促進即期消費
主要以穩定收入增加和改變其心理預期為主。其一是要給他們以收入將會持續穩定增長的信心。其二是要盡快出臺醫療，住房，社會保障等改革的明確方案，讓老百姓對未來的支出狀況更加明朗，從而改善心理預期，從而增加當期消費。第三是改變居民對于我國價格走勢的不正確認識。雖然我國已經開始進入買方市場，但并不意味著價格水平一直下降。而且在加入WTO后也不是所有商品和服務都會大幅降價，像高級轎車和金融服務等有降價可能的商品是當前我國中等收入水平的消費者還消費不著的。國家應給與消費者正確的引導，讓居民充分認識到價格上升的可能性和變化趨勢并合理安排即期消費。
當前，一方面要防止居民對未來消費升級換代進行大量的儲蓄而不利于目前的消費啟動，同時也要防止未來升級換代過于集中。當前應當細分消費群體的消費層次，維持消費升級的漸進性，使消費升級成為一個分層次、有步驟的穩定過程。對于中等偏上收入者可以以消費信貸等方式引導一部分中高收入者首先購房買車，對于中等收入者可以增加其文化娛樂消費，對于中等偏下收入者可以增加其耐用消費品的消費與換代。
（3）低收入消費——刺激日常消費
增加低收入水平居民的收入將對促進整體消費帶來較大效用。政府可以考慮以稅收和補貼方式調整收入分配增加對低收入水平居民的補貼，如加強社會保障建設，增加對失業(下崗)工人的補貼，完善最低生活保障體系等等。
2、從農村居民看，主要從兩方面啟動消費：
（1）對于部分已經富裕起來的農村居民
他們的消費還存在一定的盲目性并且正受到各種障礙的制約。這些農民并不缺錢，但是在消費上缺乏和城鎮居民一樣的平等待遇，比如進城買房受到限制，子女進城上學受到一定的歧視；再加上農村市場消費環境的惡劣在很大程度上限制了農民的消費，使得很多富裕農民的消費水平與其收入狀況不相一致。對于這部分消費者，主要是對其消費進行科學的引導并且切實改善其消費環境。
（2）對于大部分農民
收入水平低是制約其消費的主要原因。所以要增加這部分農民的消費，增加收入是關鍵。在當前的情況下，最有效的方法就是通過其他產業吸收第一產業的 剩余勞動力，使農民在農副業之外的收入有比較大的增長。具體措施包括：加快戶籍制度改革，鼓勵和保障農民進城從事各種經濟活動；促進農村工業和服務業的發展，重新振興鄉鎮企業，大量吸收農村勞動力；加快小城鎮建設等，通過這些措施來改善農民的收入狀況，從而使居民的各種需求轉變為現實的消費以帶動經濟發展。
【參考文獻】
[1] 劉黎清,李梅.浙江省城鄉居民收入差距分析[J].統計與決策.2005,(5):82-84.
[2] 奚艷,吳忠培.對城鄉居民消費行為差異的分析——以廣東省數據為例[J]．經濟論壇.2008,(4):26-29.
[3] 楊鈺畫.山西城鄉居民消費行為比較[J].研究與探討.2006,(11):19-21.
[4] 姚金海.基于ELES的城鄉居民消費差異比較分析[J].商業研究.2006,(25):65-67.
[5] Christophe Courbage. Precautionary saving in the presence of other risks[J]. Economic Theory (2007) 32:417–424.
. Econometrica 70, No.1 (2004.12):47-91.
[7] 吳東晟.我國城鄉居民消費差異問題研究[C].西南農業大學.2004:25-35，51-53
[8] 孫鳳.消費行為數量研究:以中國城鎮居民為例[M].上海：上海人民出版社.2002
[9] 余約成.浙江農村居民消費水平與消費結構研究[C].浙江大學.2006
[10] 施曉虹.關于城鎮居民消費行為問題的研究[J].統計研究.2007,(4):5-12.
[11] 徐浩然,王子龍,許簫迪.居民消費傾向與消費行為的實證研究——以江蘇省為例[J].統計與決策. 2006,(2):18-22.
[12] 龐智強.甘肅省城鄉居民消費行為比較分析[J].統計研究.2005,(17):47-50.
[13] 汪紅駒,張慧蓮.不確定性和流動性約束對我國居民消費行為的影響[J].經濟科學.2004,(6):43-45.
[14] 王邦宜,孫高向.農村、城鎮居民消費行為差異與消費政策研究[J].商業經濟與管理.2005,(4):8-12.
[15] 沈曉棟，趙衛亞.我國城鎮居民消費與收入的動態關系[J].經濟科學.2005,(1):23-26.
[16] 才淦.城鎮居民消費行為研究[C].吉林大學.2007
[17] 來雅萍,曹榮慶.浙江省城鄉居民消費結構比較研究[J].浙江統計.2006,(2):7-9.
[18] 周侃.浙江省居民消費行為的實證分析[J].新西部.2008,(2):73,92.
[19] 蔡瑞琪.中國城鄉消費差異的實證分析[J].金融學苑.2006,(1):49,55-59.
[20] 陳莞楨.福建城鄉居民消費行為之比較[J].閩江學院學報.2006,(27-3):103-108.
