城镇居民家庭消费

城镇居民家庭消费（精选12篇）

城镇居民家庭消费 篇1

1提出问题

随着改革开放,中国的经济飞速发展,三大产业的规模不断扩大,水平不断提高,城镇居民的消费不论是从消费水平或者是消费结构都受到巨大的影响,人们的消费倾向由以往的对生活基本消费方面转向了新型消费领域。所以,本文主要借助2008年~2013年城镇居民家庭消费支出和三大产业发展的数据,建立计量经济学模型,用EViews软件进行面板数据分析。

2模型识别的检验

2.1个体固定效应模型

个体固定效应模型估计结果如下:

表1结果分析表明,从上面的运行结果可以看出方程的拟合优度,说明模型拟合效果较好。而且F值较大,表明方程从整体上有较好的解释能力。从斜率项的t检验值看,常数项C、X2、X3的系数大于5%显著性水平下自由度为n-2=184的临界值,通过了t检验,说明解释变量X2、X3对被解释变量Y的影响显著。从经济发展的整体趋势来看,第一产业对城镇居民的消费生活影响作用已经逐渐下降,影响不大。

2.2 F检验

F=17.589231大于F(30,153),通过了F检验(见表2)。

2.3 Hausman检验判断应该建立个体随机效应模型还是个体固定效应模型

比较个体固定效应模型和个体随机效应模型,因此相应的p值小于0.05,为小概率事件,拒绝原假设,接受备择假设。所以结论是应该建立个体固定效应模型(见表3)。

3统计意义检验

4如何确定模型

从表4检验结果看X1没有通过t检验,说明第一产业对城镇居民家庭消费水平的影响并不显著。

而第一产业主要是农业,城镇居民的消费与农业等产业的产值并没有太大的关系,这也与当前的中国国情相符。

5我国三大产业对我国城镇居民家庭消费支出的影响分析

由以上回归数据以及相关检验,我们得出了各个变量与我国城镇居民家庭消费支出的变动关系。从经济意义方面可作出如下解释:三大产业中,第二产业(工业、建筑业)对城镇居民家庭消费支出的影响是最显著的,而第一产业(农业)对城镇居民家庭消费支出的影响是最不显著的,第三产业(服务业)对城镇居民家庭消费支出的影响介于两者之间。选择第二产业(工业、建筑业)为解释变量构建模型是最合适的。

这一结果说明,第一产业(农业)在我国已经发展到相当程度了,其作用已更多的体现为基础作用。另外,虽然我国正在大力发展第三产业(服务业),但是第二产业(工业、建筑业)对于城镇居民家庭消费支出的贡献是巨大的,不可忽视是城镇居民家庭消费支出相当程度上体现了一个国家的居民生活水平。我国现在还是一个发展中国家,还处于工业化阶段,在这种情况下,如果盲目发展第三产业(服务业)而忽视第二产业(工业、建筑业)对提高居民生活水平,深化发展小康社会是没有好处的。

6政策建议

众所周知,第三产业蒸蒸日上的发展趋势是势不可挡的,它对国民经济的影响力也是日益增强的。但不可忽视的是,制约着第三产业发展的因素也亟待解决,虽然有历史的原因,制度因素也是一个重要的原因。综合上述分析,本文提出三点建议。

(1)加强政策支持。首先,以市场为导向,在政策上积极扶持新兴产业,允许民间资本进入第三产业。尤其是近年来,社会上对旅游服务、教育服务等方面的需求增长很快,供求矛盾十分突出。对于有关部门应该制定优惠鼓励政策,在税收、资金、用地等多方面予以支持。还要加强管理,制定统一标准,规范经营者行为。

(2)优化结构,做强产业。第三产业是一个混合产业群,它所包含的行业有其不同的特点,因而在发展中我们应区别对待,具体指导。与此同时我们还应该科学的确定第三产业中各行业的发展重点,从而选择优势的行业作为重点发展对象。

(3)要加大品牌创建力度,同时继续坚持产业的多元化发展。以第二、三产业同步起飞为契机,遵循产业结构演变的一般规律,努力实现三大产业转移的依次推进。使第三产业比重随着总体经济发展而“水涨船高”。

(4)要重视国际服务贸易问题。在一定程度上第三产业的对外贸易主要就是国际服务贸易,而我们要做的就是除了扩大涉外旅游、远洋运输服务、对外劳务合作和对外承包工程等传统服务贸易项目外,还要努力发展国际租赁服务、咨询服务以及综合技术服务等新兴服务贸易项目,进一步促进第三产业的对外发展。

摘要：通过查找我国三大产业每年各自产值与城镇居民家庭消费支出等数据,用计量经济学方法进行面板数据分析,最终得出我国三大产业对城镇居民家庭消费支出的影响程度,并提出相应的政策调整建议。本文主要是查找我国2008年2013年6年中三大产业每年各自产值与31个省份城镇居民家庭消费支出等数据,运用计量经济学方法借助EViews软件进行数据分析,结果表明,我国三大产业对城镇居民的影响为第二产业的作用最显著,其次是第三产业。最后笔者据此提出了四点政策建议。

关键词：经济计量模型,第一产业,第二产业,第三产业

参考文献

[1]李建德.重点发展第三产业是结构调整的关键[J].政治经济学评论,2010(03).

[2]纪玉山,吴勇民.我国产业结构与经济增长关系之协整模型的建立与实现[J].当代经济研究,2006(06).

城镇居民家庭消费 篇2

1、在消费品价格上涨过程中，与居民生活息息相关的基本生活必需品价格上涨尤为突出，食品类价格居高不下。

由于国家对部分粮食主产区采取“托市收购”政策提高了粮食的收购价，加上国际市场粮食供应趋紧，推动全市近年食品类价格大幅上涨。至2007年上半年，食品类价格与2005年相比全线上涨，粮食、油脂、肉禽及其制品、蛋、菜、干鲜瓜果、其他食品价格涨幅分别为8.3%、12.5%、19.9%、17.1%、6.8%、14.5%和8.5%。其中，植物油制品、猪肉、鸡、鲜蛋价格的涨幅高达20.3%、24.3%、21.1%、19.7%。

2、公共产品及服务价格全线上调。

自来水、居民用电、液化石油气、成品油、教育、交通等与居民生活息息相关的产品价格出现较大幅度的上涨。以驿城区为例，2005年至2006年底，由于水资源费和污水处理费标准上调，居民生活用水分4次上调，每吨由1.30元逐步上调到2.20元；房屋贷款利率自2005年至2007年上半年分5次上调，1-3年贷款利率由4.95%上调至6.07%,3-5年贷款利率由5.31%上调至6.23%；2006年12月平信邮寄由0.80元上调至1.20元，包裹邮寄由3.80元/千克上调至4.80元/千克。截止2007年上半年，全市水、电、液化石油气、信件邮寄、家庭服务、义务教育杂费、托幼费、房屋贷款利率分别较2005年上涨了33.9%、3.4%、12.0%、30.4%、61.8%、22.1%、45.1%、18.3%,汽油、柴油价格上涨了18.4%、21.3%。成品油价格的上涨，引发了长途汽车、出租汽车价格分别上涨38.7%和7.7%，这些项目价格的上调，是影响总体物价水平上涨的重要因素之一。

江西城镇居民消费比较研究 篇3

[关键词] 城镇居民 消费 比较研究

一、江西城镇居民消费水平的比较

1.江西人均可支配收入增幅较大但绝对额较低

1992年江西城镇居民人均可支配收入为1530元，比全国城镇居民低498元，以江西人均可支配收入为1，全国、安徽、湖南则分别为1.33、1.18和1.34；2005年，江西城镇居民可支配收入为8620元，除安徽略低于江西外，全国和湖南的均高于江西。以江西人均可支配收入为1，则2005年全国、安徽和湖南分别为1.22：0.98：1.10；从江西在全国人均收入的排位情况看，1992年江西在全国30个省市中位居倒数第；到2005年，江西处于第20位，并且高于安徽；从收入增幅看，1992年到2005年，江西人均可支配收入年均增长14.7%，全国年均增长13.9%，安徽和湖南分别是12.8%和12.5%。

2.江西城镇居民消费水平偏低

1992年江西城镇居民人均消费支出比全国城镇居民的1671元低416元，与全国、安徽和湖南的消费支出比为1：1.33：1.21：1.32，与1992年相应的收入之比大体上相一致，但是从在全国的位次看，1992 年江西城镇居民收入位居倒数第二，而消费支出居倒数第一；2005年江西的消费支出是6109元，与全国、安徽和湖南消费支出之比是1：1.18：1.04：1.23，与1992年相比，消费支出相对上升。

3.江西城镇居民平均消费倾向偏低

江西城镇居民平均消费倾向从1992年的0.820下降到2005年的0.709，下降趋势十分明显；全国城镇居民平均消费倾向1992年是0.825，2005年下降到0.756。整体上看，从1992年到2005年，江西、全国、安徽和湖南平均消费倾向下降趋势比较明显，并且全国、安徽和湖南各年的平均消费倾向基本上都高于江西的。

通过比较可知，江西城镇居民消费水平还比较低，这不仅表现在收入水平低，而且表现在收入比江西低的安徽省其消费支出也比江西的高。

二、江西城镇居民消费结构的比较研究

1.江西城镇居民食品消费水平最低，而恩格尔系数却低于安徽

1992年江西、全国、安徽和湖南的食品消费支出额分别是723元、883元、873元和835元，江西城镇居民食品消费支出额明显低于全国、安徽和湖南，到2005年江西城镇居民食品消费支出额为2494元，依然最少；从恩格尔系数看，1992年江西、全国、安徽和湖南的恩格尔系数分别是56.5%、52.9%、57.5%、50.5%，2005年江西恩格尔系数下降到40.8%，全国、安徽和湖南则分别下降到36.7%、43.7%、35.8%。从恩格尔系数整体变化趋势看，随着收入的提高，城镇居民恩格尔系数具有明显的下降趋势，并且江西的恩格尔系数一直低于全国和湖南而高于安徽。

不同省市恩格尔系数变化比较有两个值得注意的地方：一是江西恩格尔系数明显高于湖南和全国城镇居民，说明江西消费结构还不合理；二是江西恩格尔系数稍低于安徽城镇居民，这是否就意味着江西城镇居民消费结构比安徽合理，消费水平比安徽高？笔者认为要回答这个问题，要从食品消费支出额以及食品消费结构等各方面来考察。从食品支出额看，安徽一直高于江西；从食品消费结构看，1992年到2005年间安徽在肉禽及制品、蛋类、水产品、和奶及奶制品的人均消费支出均一直高于江西；同时，从近几年外出就餐消费额来看，安徽比江西的也要高。可见，虽然江西恩格尔系数稍低于安徽城镇居民，但综合考虑各方面因素，江西消费结构和消费水平要稍逊于安徽城镇居民。

2.江西城镇居民居住消费支出较高，但增长后劲不足

1992年江西居住消费支出额虽然低于全国、安徽和湖南，但居住消费比重却高于全国（5.96%）、安徽（5.47%）和湖南（6.22%）。到2005年居住消费额比同期全国和湖南的808元和771元要低，但却高于安徽590元。从2005年居住消费比重看，全国、安徽和湖南依次是10.2%、9.3%和10.3%，均比江西的10.6%要低。这说明江西城镇居民虽然衣着朴素，但居住却相对大方。

3.江西城镇居民服务消费支出一直落后于其他省市

全国、安徽和湖南的服务消费支出和江西一样，随着居民收入的提高，呈现稳步增加趋势。1992年全国、安徽和湖南的服务消费支出比重依次是13.8%、12.3%和14.9%，而江西则为13.5%，比全国和湖南低，稍高于安徽；到2005年江西的服务消费支出增加到1699元，远低于全国和湖南城镇居民消费支出而略高于安徽（1584元）。从服务消费比重看，2005年全国、安徽和湖南分别为33.9%、24.9%和33.9%，江西为27.8%，依然是低于全国和湖南而高于安徽。

从江西城镇居民消费结构的比较来看，我们可以得出如下结论：一是江西虽然和其他省市一样，由以“吃穿”为主的温饱型转向以“吃住用行”为主的小康型，但是江西居民无论是从消费支出额来看，还是从消费结构内部层次来看，都低于以上相应的省市，说明江西城镇居民的消费结构还有待进一步优化。

三、讨论和建议

1.采取适当措施，增加城镇居民收入

通过比较分析，我们知道江西城镇居民消费总体水平之所以偏低，主要原因是其收入偏低。目前，江西城镇居民收入不仅总体偏低，而且收入增长速度缓慢，这在一定程度上也抑制了居民收入增长的步伐。因此，必须采取以下适当措施，增加城镇居民收入：一是加快经济增长，进一步提高国民收入。这就要求江西各级政府应重新认识江西的资源禀赋优势，充分发挥自身的比较优势和后发优势，不断提高经济发展水平和职工工资；二是进一步提高就业率。各级政府要想方设法增加投资，增加工作岗位，创造就业机会。要达到此目的，政府就应该扩大吸引外资规模和增强吸引外资的能力，同时还要运用优惠政策引导启动民间投资。

2.转变居民消费观念

从上述比较可以看出，收入比江西低的安徽省其消费支出也比江西的高。可见，影响消费的不仅仅是收入因素，还有居民消费观念等其他的原因。由于受传统观念的影响，江西城镇居民有相当一部分人存在着贫穷时期的“量入为出、勤俭持家”以及至老死不相往来的“万事不求人”的消费观念，这使得居民更加注重远期消费而忽视现期消费。这种消费观念不符合现代消费潮流，不仅降低了居民生活质量，而且还阻碍了江西经济的增长。因此，必须转变居民落后的消费观念，培养科学合理的可持续消费观，这就有必要做好以下几点：一是宣传适度的科学消费观，让广大居民认识到适度消费不仅能提高自身的生活水平，而且还能促进经济的发展，使他们明白，自己在消费的同时，也在为国家经济发展做贡献；二是大力引导居民文明消费，反对不健康、不文明、不正当的消费。

3.完善消费信贷改革

江西城镇居民消费倾向偏低，不仅受到传统消费观念的影响，还受到消费环境如消费信贷的影响。目前，我国消费信贷改革明显滞后，主要表现在：一是信贷品种少，信贷形式单一，消费信贷还只是在住房、汽车、家用电器等品种上，而在旅游和教育文化娱乐方面还没有真正普及；二是消费者资产和诚信制度还没有建立，使得银行面临消费信贷违约风险，不得不进行“惜贷”；三是消费信贷手续繁杂，即所谓的“一门多步”，这不仅耗费消费者很多时间和精力，而且從消费者内心深处挫伤了贷款消费的积极性；四是进行信贷消费的消费者范围窄，选择信贷消费的大多是中等收入户，而很少有低收入居民。由此可见，必须完善消费信贷改革，促进居民消费信贷的发展：首先，江西应在《个人消费信贷指导原则》的基础上，借鉴消费信贷业务开展得比较好的国家和地区的经验，制定和实施适合本省省情的法律法规；其次，拓宽消费信贷范围，不仅要满足中等收入户的信贷需求，而且还要适当刺激和满足低收入群体的信贷需求，同时还要大力发展教育信贷和旅游信贷，使住房、教育和旅游消费尽快“热”起来；第三，要加强对消费者诚信教育，为消费者个人建立资产和诚信档案，降低银行信贷的违约风险；第四，要大力简化消费信贷的手续，必要时要作到上门服务，真正为信贷消费者着想，让消费者满意。

参考文献：

[1]徐伍达:西藏城镇居民消费结构分析[J].西藏研究，2006.02

[2]近十年我国城镇居民消费结构研究[J].管理科学，2003.4

[3]娆勇董利:中国城镇居民消费需求分析[J].统计研究，2003.4

安徽城镇居民消费结构分析 篇4

一、安徽城镇居民消费总量分析

收入是居民消费因素中最强硬的制约因子, 收入的高低直接影响着居民消费的开展。1990年~2006年安徽城镇居民人均可支配收入由1, 354.60元增加到9, 771.05元, 增长了6.2倍, 年均增长13.1%, 表现出了较快的增长态势, 略低于全国平均水平。同期全国城镇居民人均可支配收入由1990年的1, 510.2元增长到2006年的1, 1759.45元, 年均增长13.7%。同时由图1可以看出, 两者绝对额在“十五”期间逐步扩大, 但2006年两者差距有所减小, 这主要是因为安徽近两年城镇居民收入增长较快的原因。 (图1)

安徽城镇居民每人年均消费性支出由1990年的1, 182.12元, 上升到2006年的7, 294.73元, 年均增长12.05%, 低于同期全国12.73%的年均增长速度。尽管安徽城镇居民的人均可支配收入及消费性支出绝对额增长较快, 但都低于全国平均水平。

与西部地区相比, 西部地区城镇居民1990年人均可支配收入1, 388.70元, 人均消费性支出1, 156.42元, 2004年人均可支配收入7, 996.08元, 人均消费性支出6, 433.58元, 分别年均增长13.32%和13.04%, 同期安徽年均分别增长13.0%和11.9%, 这导致了安徽城镇居民人均可支配收入及人均消费性支出在20世纪九十年代初还高于西部省份, 到了九十年代后期, 就开始低于西部地区水平。只是由于近两年安徽发展较快, 使得2006年安徽城镇居民人均可支配收入略高于西部地区, 但人均消费性支出仍低于西部地区, 2006年西部地区人均消费性支出7, 504.39元。由此可见, 尽管安徽城镇居民的生活水平绝对额有所提高, 但相对于西部地区并没有优势。与东部发达地区相比, 这一差距就显得更大。

二、安徽城镇居民消费结构分析

总体来说, 随着人均可支配收入的提高, 城镇居民消费性支出不断增加, 食品、衣着、家庭设备用品以及服务支出所占比重逐年减少, 医疗保健、交通通讯、娱乐教育文化服务等支出所占比重逐年增加, 安徽城镇居民消费结构渐趋合理, 但是在城镇居民消费性支出增长中也存在一些问题。 (表1)

(一) 食品消费。

安徽城镇居民恩格尔系数变化从表1中可以看出, 总体上呈下降趋势。如果仅按恩格尔系数这一标准, 安徽城镇居民自1998年便已步入了小康, 但同全国同期恩格尔系数相比, 比重明显高于全国水平。如果按照我国1995年制定的城市小康水平12个标准来衡量, 只有恩格尔系数、人均国民生产总值、人均实际收入等少数几个指标合格, 其他的都未达标, 如2006年安徽城镇居民文化教育娱乐支出比重为11.92%, 明显低于16%的标准水平, 因此安徽城镇居民还未实现小康生活。与东部地区省份相比差距较大, 如2006年安徽城镇居民恩格尔系数为42.38%, 同期东部地区城镇居民恩格尔系数为34.6%。不仅如此, 也高于西部地区36.9%的水平。由此可见, 安徽的恩格尔系数处于较高的水平, 安徽城镇居民生活水平和质量与全国其他省份相比还处于较落后位置。

(%)

(二) 衣着消费。

西方发达国家的发展情况表明, 随着衣着消费的发展, 衣着消费支出占整个消费支出的比重会相应地呈现三个阶段的变化:第一个阶段, 支出比重有一定程度的上升;第二个阶段, 支出比重会保持相对的稳定;第三个阶段, 由于其他发展和享受数据方面的支出比重明显提高, 衣着消费支出所占比重会有一定程度的下降。安徽城镇居民衣着消费总额一直呈上升态势, 但衣着消费支出的比重保持相对稳定状态, 并伴有一定的波动, 可见其衣着消费处于第二阶段。

从衣着消费的内部结构可以看出, 随着安徽城镇居民收入水平提高, 人们对衣着的质量有更高的要求, 自己做衣服越来越少, 成衣消费发展迅速, 这一点可以从衣着加工费的逐年递减可以看出, 表明人们的消费质量在提高。

与全国平均水平相比, 1995年安徽的衣着支出比重还低于全国平均水平, 但到了2004年已显著高于全国平均水平, 安徽为11.17%, 全国平均水平为9.56%, 同时也高于西部地区的10.81%。2006年更是如此, 全国平均水平为10.36%, 东部地区平均水平为8.9%。从趋势来看, 全国平均水平及东、西部地区衣着支出比重呈稳步下降趋势, 安徽衣着支出比重下降速度低于全国平均水平及东、西部地区, 安徽城镇居民衣着支出比重偏高。

(三) 家庭设备用品消费。

我国家庭设备用品消费大致也经历了三个阶段, 第一阶段为20世纪五六十年代, 主要特点是非耐用消费品的增长快于耐用消费品的增长。第二阶段为20世纪七八十年代, 主要特点为耐用消费品的增长快于非耐用消费品的增长。第三阶段为20世纪九十年代之后, 主要特点是家庭设备用品消费支出在整个生活消费支出中所占比重趋于下降, 文教娱乐用品消费有明显增长。安徽城镇居民家庭设备用品消费从2001年后才进入第三个阶段。主要特点是家庭设备用品消费支出在整个生活消费支出中所占的比重趋于下降, 文教娱乐用品消费有明显增长。安徽家庭设备用品消费支出占消费支出总额的比重在2001年以前一直呈上升态势, 在2001年后则呈逐步下降趋势, 其中耐用消费品保持与之相同的变化趋势。主要耐用消费品消费渐趋饱和, 自2001年以来, 彩电、冰箱、洗衣机、空调等主要家庭耐用消费品增长速度减缓, 在城镇居民收入水平的限制下, 新的耐用消费品消费热点处于酝酿和形成过程中。

(四) 居住消费。

安徽城镇居民居住支出的收入弹性较低, 变动的原因不是来自于收入的增加, 而是来自于住房体制市场化改革。1998年全国城镇正式取消福利型实物分房体制, 住房消费体制迈出了实质性步伐。安徽城镇居民居住支出1995年~2006年年均增长11.36%, 同期全国增长11.11%。居住支出比重增长也较快, 到2004年就已接近于全国平均水平。从居住消费的内部比重来看, 住房支出的比重明显上升, 而其中水、电、燃料等支出比重则下降。安徽城镇居民住房条件也明显改善, 城镇居民人均住房面积逐年增长, 2005年安徽人均住房面积为19.9 m2, 比2004年增加0.6 m2, 但低于全国平均26.1m2的水平。从趋势上看, 随着住房、房租的市场化改革和私人购房比重的上升, 城镇居民居住支出比重会进一步上升。

(五) 劳务消费。

这里以劳务消费中的主要组成部分:医疗保健、交通和通讯作为衡量劳务消费的指标。医疗保健支出与交通通讯支出均增长较快, 1995年~2006年年均增长分别分22.07%和15.11%, 所占消费支出总额比重也上升到2006年的6.05%和10.81%。同期全国平均水平的医疗保健支出的年均增长速度为17.02%, 交通通讯支出的年均增长速度为18.15%;西部地区医疗保健支出的年均增长速度为11.65%, 交通通讯支出的年均增长速度为17.14%。可见, 安徽医疗保健支出的年均增长速度高于全国平均水平及西部地区, 但是其人均支出绝对额仍低于全国平均水平及西部地区的平均水平, 这主要是由于早期安徽城镇居民生活水平较低, 医疗保健支出绝对额较低的缘故。高速增长的趋势说明, 城镇居民越来越重视健康服务, 反映了居民消费结构的优化, 但也应看到安徽医疗保健支出滞后于全国平均水平, 有待于进一步提高。交通通讯支出的年均增长速度低于全国水平及西部地区, 2006年人均支出的绝对额为788.25元, 也低于全国平均水平及西部地区平均水平, 处于中部地区的平均水平, 反映了安徽交通通讯消费的滞后。

(六) 文化教育娱乐消费。

目前, 安徽文教娱乐消费支出在消费支出总额中的比重偏低。由表1的数据可以看出:自1990年以来, 安徽城镇居民恩格尔系数总体呈下降趋势, 而文教娱乐支出的比重却在12%左右上下波动, 略有下降趋势。从文教娱乐支出的内部结构看, 教育及文化娱乐服务项支出均有所下降, 而文化娱乐耐用消费品的比重上升较快, 从而限制了其他两项支出的增长。2004年这种情况有所好转, 文化娱乐耐用消费品支出比重下降, 其他两项支出比重有所上升。1990年以来, 全国城镇居民的文教娱乐消费支出比重一直呈上升趋势, 到了2006年支出比重达到了13.83%, 远高于安徽11.92%的水平。西部地区自1995年开始该项支出的比重就大于安徽, 到2006年达到了13.61%。由此可以看出, 西部地区城镇居民较安徽更注重在文教娱乐方面的投入, 这也是西部地区城镇居民生活水平比安徽提高得快的一个重要原因。从该项支出的内部构成看, 2006年全国城镇居民文化娱乐用品、教育及文化娱乐服务支出占文教娱乐消费支出额的比重分别为25.79%、50.87%、23.34%, 江苏分别为27.57%、49.19%、23.24%, 安徽则分别为23.09%、62.48%、14.43%, 且教育支出比重一直处于较高的水平。这说明, 安徽城镇居民对教育较其他两项更为重视, 但由于受收入水平的影响, 使得教育支出比重占全部消费性支出总额的比重还处于较低水平。

三、问题及对策

通过以上分析我们发现, 总体上安徽城镇居民消费结构渐趋合理, 但在发展中仍然存在一些问题及不足。

(一) 存在的问题。

1、城镇居民生活水平仍然相对较低。这主要表现在可支配收入增长速度及绝对额和消费性支出的增长速度及绝对额均处于较低的水平, 不仅低于全国平均水平, 也低于西部平均水平。2、食品和衣着支出比重仍然偏大, 大于全国平均水平, 吃、穿支出比重大反映了人们的生活质量处于较低水平。3、家庭耐用消费品的消费增长缓慢。4、劳务消费及文教娱方面的支出滞后于全国平均水平。一方面受制于安徽的经济发展水平;另一方面也是受到居民消费观念影响, 反映出安徽城镇居民消费观念落后。

(二) 对策建议。

由上述问题可以看出, 对于安徽城镇居民消费问题, 总量和结构上的问题同时存在。这两个问题实际上是相互联系, 密不可分的。而收入的高低是影响居民消费需求最直接、最根本的因素, 并最终决定着居民的消费层次和消费结构。同时, 除收入水平外, 还有其他因素影响着消费结构, 如消费习惯、环境、心理预期等, 因而政府应出台切实有效的政策措施, 提高居民消费积极性并引导居民消费结构向更加健康、合理的方向演进, 以期全面提高安徽各地区城镇居民的生活质量。有鉴于此, 笔者提出以下建议:

1、坚持发展经济, 努力提高居民收入水平。

收入增长缓慢制约消费增长, 而实现居民收入较快增长的途径便是大力发展经济, 并对失业问题、经济效益问题等给予足够重视, 努力消除或减弱各种制约居民收入增长的因素。大力发展第三产业, 创造更多的就业机会, 提高居民收入;扶持下岗职工及其他低收入者, 确保城市最低生活保障线;对个体经济、中小私营经济实行适度优惠政策。

2、促进居民消费。

培育良好的消费环境, 规范消费市场, 维护消费秩序, 确保居民消费安全;进一步完善社会保障体系;加快发展消费信贷, 继续深入贯彻落实住房改革方案, 全面实行货币分房, 鼓励住房信贷, 刺激居民住房消费需求。

3、引导居民消费。

政府应积极引导居民对房地产、耐用消费品、教育产业的消费, 加大劳务消费的比重。这样不仅有利于提高人们的消费水平、提高劳动者素质, 而且有利于优化产业结构, 促进就业, 增加有效需求。

4、调整产业结构, 满足消费结构升级。

城镇居民住房消费市场调查报告 篇5

调查方法：入户访问

调查地点：全国

调查时间：2000年

被访者：城镇居民

调查机构：国家统计局城市社会经济调查总队

报告来源：经济参考报－2000/04/17

报告内容：

国家统计局城市社会经济调查总队组织了一次大规模的入户抽样调查，调查显示：近七成的家庭拥有了自己的产权房，户均购房金额2．6万元，户均使用面积52平方米；家庭装修已成新产业，三成多的家庭户均装修支出1．4万元；12．9％家庭今年打算购房。以上数据表明购房已成家庭最大消费。

55．7％家庭已经购房，户均2．6万元

随着国家房改力度加大，我国城镇居民已形成掏钱买房住的观念，超过半数居民已购买了住房。

在购房家庭中，户均购房金额2．6万元，为城镇居民家庭平均收入的1．5倍。其中购房改房的家庭占86．9％，户均购房金额1．9万元；购商品房的家庭占9．7％，户均购房金额7．9万元；购买其它住房的家庭占3．3％，户均购房金额3．4万元。户均购房金额小于1万元的家庭占购房家庭总数的31．1％，户均购房金额1至3万元的家庭占46．5％。

购买住房的家庭中，1990年以前购房的家庭只占4．2％，1991－1994年购房的家庭占19.0％，1995－1996年购房的家庭占32.5％，1997－1999年购房的家庭占44．3％。可见随着房改力度的增加，居民购房呈上升趋势。

65．8％家庭住房产权归己

随着我国住房制度改革不断深入，已初步构建起了住房新体制基本框架。它打破了单一的公有制住房产权形式，形成了以居民自主产权为主、多个产权形式并存的格局。

近年来，国家加大了房改力度，公有住房比例下降，私有住房比例上升，其中居民家庭拥有原有私房的为12.0％；拥有房改私房的为48.4％；拥有商品房的为5．4％。近1/3的居民家庭实现了拥有一套产权归自己的住房梦想。传统租赁公房的家庭由1993年的76．8％急剧下降到目前的28．6％。

户均使用面积52平方米

住房面积是衡量居住水平的重要指标，从实际使用面积来看，户均小于20平方米的家庭占总调查户的7.8％；户均20－40平方米的家庭占32.7％；户均40－60平方米的家庭占35.5％；户均60－80平方米的家庭占14．1％；户均80－100平方米的家庭占5.4％；户均100平方米以上的家庭占4．5％。

从不同的行政区域看，使用面积最大的为海南和福建省，户均为76和74平方米，使用面积最小的为上海、北京和天津，户均分别为30、38、38平方米，高、低相差一倍以上。

值得注意的是，在户均使用面积小于20平方米的家庭中，仍然存在着15．2％的三人以上家庭的安居问题。其中，大多是离退休、下岗待业及家庭负担重、就业人口少的低收入家庭。这些家庭的成员因工作单位经济效益差、福利待遇低，住房条件长期得不到改善。

住房成套率达到72．7％

我国城镇居民居住的房屋类型分为7种，58．7％的城镇居民家庭住房结构为二居室或三居室，其中二居室达到39．0％；三居室达到19.7％；一居室和四居室比例较低，分别为9.6％和2．6％；普通楼房和平房居住率达10.1％和17．2％。

绝大部分家庭居住条件较好，拥有比较齐备的生活设施。其中拥有暖气设备的家庭占31.5％；拥有厕所浴室的家庭占40.2％；拥有管道煤气天然气的家庭占30.3％。部分家庭的居住条件较差，生活设备不配套，8.1％的家庭没有单独属于自家的卫生间；38.8％的家庭无暖气设备；17．7％的家庭使用煤炭燃料。

32．3％的家庭户均装修1．4万元

随着生活水平的不断提高，城镇居民对居室环境的要求越来越高，近1/3的家庭进行了住房装修。户均装修支出1.4万元，其中房改房户均装修支出1.3万元，商品房户均装修支出2．4万元。装修家庭中，户均装修支出小于1万元的家庭占58．3％，装修支出1－3万元的家庭占33．7％，3万元以上的家庭占8％。

12．9％的家庭打算购房

有12．9％的家庭打算在2000年购房，其中6．8％的家庭打算购买现住房，3．2％的家庭打算购买商品房。

西安市城镇居民消费函数研究 篇6

［关键词] 消费函数 回归 协整

一、绪言

西安市是我国中西部地区重要的科研、高等教育、国防科技工业和高新技术产业基地。在全国区域经济布局上，西安具有承东启西、东联西进的区位优势，在西部大开发战略中具有重要的战略地位。然而居民收入稳定增长，未来收入信心增强，却并未促进居民消费意愿升高。有关专家指出，目前西安市居民消费受政策影响明显，教育、医疗、水电等服务收费水平居高不下，使居民消费的“挤出效应”突出，低收入居民更为严重。在收入有限的情况下，要保证必要的开支，就要削减其它方面的支出，这将极大地影响消费质量的提高和消费结构升级。

这些充分说明西安城镇居民并没有能充分享受到近年来快速的经济增长带来的实惠，消费需求不足是制约转型时期经济发展的一个关键因素。因此，研究消费需求不足的原因，深入分析制度转型时期各类不确定性因素对居民消费行为的影响，探寻转型时期西安市居民消费行为规律及其变化趋势。在“十一五”时期真正启动消费，切实提高西安居民消费水平，促进西部发展，是转换经济增长方式的必要前提。只有充分考虑到经济发展特定阶段的制度背景，加强公共管理与服务，制定切合实际的扩大城镇居民消费的基本对策，才能使西安经济社会的平稳发展和构建和谐社会的目标得以实现。

二、数据的来源

本章中用到的统计数据均来自西安统计年鉴和西安年鉴，限于数据的可获得性，数据取自1989年～2005年。具体情况如表1：

以上西安城镇居民的相关数据经过相应指数的调整，均为可比数据。

1989年～2005年，西安城市居民家庭人均消费支出和可支配收入逐年增长，2005年的人均消费支出是1989年的2.57倍，2005年的人均可支配收入是1989年的2.85倍，表明收入的增长高于消费的增长。持久性收入也稳步增加，但暂时性收入和暂时性消费却有很大的波动，消费倾向也波动性很强。

三、回归分析

运用eviews5.0软件，应用理论模型，收入和支出的不确定性分别用西安城镇居民各收入组间的收入和消费标准差来替代，对模型进行检验，回归分析得到如下模拟结果:

首先对方程设定整体性进行检验。显然，方程拟合优度良好，各统计量均在10％的水平上显著，总体显著性也很好。统计检验和计量经济学检验均能通过。从方程结果来看，持久性收入对居民的消费影响最大，只有西安城镇居民各收入组间的收入标准差与居民消费成负相关关系，收入差距对居民消费有着反向的影响。收入组的收入标准差对消费的影响说明改革开放二十多年来，贫富差距不断扩大的实际状况对居民消费需求较低的现实影响是不容忽视的。当前，收入分配差距不断扩大，成为影响居民消费的又一重要因素。

再将收入和支出的不确定性分别用暂时性收入和暂时性消费来替代，分析得到:

这里对方程设定进行整体性检验。解释变量 不能通过T检验，因此剔除该变量再进行模拟回归得到:

log(C)=0.3592+0.9274log(Yp)+0.0012UCc

t=(2.73) （45.96)(6.26)

此时方程的各项统计量显著，符合经济学的一般规律，方程拟合优度良好，各项统计检验R2＝0.9976，F＝2490.956，DW＝1.55。当N＝15，q＝2时，dl＝0.70，dμ＝1.25，dμ

传统的线性回归是分析变量间的静态均衡，而几乎所有的经济变量都是随时间的变化而变化，因此仅分析收入消费的静态均衡，具有理论意义。而对变量动态均衡的分析，预测消费者行为的变化，进行宏观调控，更有着很强的现实意义。下一节应用协整分析分方法对西安城镇居民消费收入进行动态分析。

四、协整分析

1.协整概念及检验

协整是对经济时序变量之间相互关系的一种表征，可以理解为经济时序变量之间存在着一种均衡力量，既存在着一种机制的作用，使非平稳的不同变量在长期内一起运动，按照经验的观点，协整可以理解为两经济时序变量{Xt,Yt}在以Xt为横坐标，Yt为纵坐标上，其散点图围绕在某一条直线Yt=a+bXt的周围，直线对点 (Xt,Yt)起着引力线的作用，当(Xt,Yt)偏离该直线时，引力线的作用会使它们回到直线附近，虽然不能立即到达直线上，但存在着回归这条直线的总趋势，下面给出定义:

如果Xt，Yt是I(1)，但存在某个线形组合Zt=m+aXt+bYt是I(0)，且具有零均值，则称Xt,Yt是协整的，(a,b)称为协整向量。一般地，如果Xt,Yt，都是I(I)，则aXt+bYt是I(1)。

根据Engle-Granger两步检验法，首先通过协整回归求得非均衡残差序列，即作静态回归。为检验I(1)序列Xt=(X1t,X2t,L,Xpt)之间的协整关系，选取其中某个变量对其他变量进行回归:

然后，检验残差序列的平稳性，若非均衡残差序列平稳，说明变量间存在协整关系。对上述回归残差Vt作ADF检验:

2.误差修正模型

协整反映了两个或多个非平稳序列之间的一种长期动态均衡关系，组合的结果就是这些序列与均衡之间的误差，称为均衡误差。在模型中包含协整关系，即是用协整组合的均衡误差对模型进行修正，这类模型称为误差修正模型，其思想可简单概括为：某一期出现的非均衡误差将在下一期予以修正。

本文首先对序列进行协整分析，以发现序列之间的协整关系，求出协整系数，并以这种关系构成误差修正项，然后将误差修正项看作一个解释变量，建立误差修正模型。

作个简单的趋势图，发现消费和收入数据具有明显的时间趋势，对消费和收入进行单位根检验，具体分析结果如下表2和表3：

注:（c，t，k）表示检验类型，c表示常数项，t表示带有时间趋势，k代表滞后阶数，0表示没有，下同。

从表中可以看出，取显著性水平为α＝0.05，消费c的统计量为0.0867，大于ADF检验的临界值－3.791。同时，收入y的统计量大于ADF检验的临界值，因此不能拒绝存在单位根的零假设，所以c和y都是存在单位根的非平稳序列。

对消费和收入序列进行一次差分后，进行ADF检验，结果如下表4和表5:

结果显示，ΔC的ADF的t检验统计量为－5.187，小于其α＝0.05的临界值，同样，ΔY的ADF的t检验统计量为－3.853，也小于临界值。所以，得出拒绝含有单位根的零假设，即都是不含单位根的平稳序列。

于是建立消费和收入的协整方程，

C=38.318+.832Y

t=(1.84)(41.51)

R2＝0.991DW＝1.61

方程中的系数0.832是收入弹性，表明收入每增加1％會使消费增加0.832％。对残差序列e进行单位根检验，得到的e是平稳序列。为了考察西安城镇居民消费和收入之间的动态关系，通过估计得到西安居民消费和收入的误差修正项ecm，即回归模型的残差序列e，建立下面的误差修正模型：

ΔC＝17.793＋0.502ΔY-0.224ecmt-1

t = (1.104) (2.456) (-0.652)

R2＝0.473 DW＝2.53

以上模型中的回归系数都可以通过显著性检验，通过DW检验，可以证明模型中不存在序列相关性。误差修正模型描述了均衡误差对消费的短期动态影响，误差修正系数－0.224为负数，符合相反修正机制，也就是说，上一期的均衡误差对消费短期变动有显著影响，如果上一期消费偏低，为负值，本期消费就会相应调高；反之，若上一期消費偏高，本期消费就会调低，从而保证了消费与收入的关系不会明显偏离均衡状态。

五、结果分析

通过以上对统计数据的分析可知，西安市城镇居民的消费确实受到不确定性的影响，这种不确定性即来自收入方面，也来自支出方面。

从模型中可以看到，短期收入变动1%将引起居民消费变动0.830l0，所以，短期收入波动对居民消费的影响是非常大的。国民经济的增长要保持一定的平稳性，这就需要在消费政策的制定方面要保持政策的连续性，对于居民收入波动影响较大的政策制定方面应该谨慎。由此也可以看出，启动居民消费是一项系统工程，需要各项系统措施的平稳推进，保证居民消费水平的平稳过渡，防止大起大落对经济发展造成大的影响。

协整反映的是一种长期均衡关系。消费与收入的长期均衡是受长期因素的影响所致，因此，一些短期措施只能对居民的当前消费起到一定的作用，对长期消费的拉动收效甚微，对于影响短期收入的相关政策，亦是如此。所以，在制定相关政策时应该着眼于政策的长期效果。

在协整模型中，消费倾向为0.832，收入的很大部分都用于消费。在误差修正模型中，误差修正系数(－0.224)，即每年有－22.4％的调整，说明误差修正项对短期消费的调整力度非常大。主要是由于西安城镇居民限于流动性约束的影响等原因，进行跨时资源配置是不容易的，因此，由于不确定性因素的存在，居民在上期出现过度消费后，必然导致本期消费做大幅度的调整。同时，本期的收入在居民消费中还是起着重要的作用。

参考文献:

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[10]宋铮:中国居民储蓄行为研究[J].金融研究,1999，(6)：43-48

贵州城镇居民消费结构分析 篇7

一、扩展线性系统 (ELES) 模型的建立

线性支出系统模型是由英国经济学家斯通 (R.Stone) 于1954年根据柯布—道格拉斯函数提出的需求系统模型, 把需求看成是消费支出与价格的函数。模型的表达式为:

式中, pi表示第i种商品的价格, Ci是对第i种商品的消费支出, C=∑Ci是总消费支出, qi是对第i种商品的基本需求量, piqi是对第i种商品的基本需求支出;∑piqi是对所有其他商品的基本需求, bi表示超过基本需求的支出中用于购买第i种商品的百分比。

显然, 线性支出模型是把消费支出看成是总体消费支出C的函数。事实上, 总消费支出与收入的多少有密切联系, 与其说Ci受C的影响, 不如说受收入的影响更为贴切。因此, 1973年经济学家朗奇 (C.Luch) 在线性支出系统的基础上进行改进, 提出了扩展的线性支出系统模型。模型表达式如下:

式中, Ci为家庭产品i的消费支出, C=∑Ci是总消费支出, qi是对第i种商品的基本需求量, pi、qi分为产品的价格和需求量;piqi为家庭对产品i的基本需求量;bi为剩余收入对第i种商品分配比例, 即边际消费倾向;y为家庭收入 (一般指可支配收入) 。

扩展线性支出模型是线性支出模型的改进, 其基本含义是:在给定的居民收入水平 (y) 下, 居民将首先购买各种基本消费品piqi, 剩下的收入 (y-∑piqi) 再按一定比例b1, b2, …, bi在各类消费支出之间进行分配, 由于一部分收入用于储蓄等其他支出, 所以∑bi<1。

将式变形整理, 可得:

显然, (4) 式是一个一元线性方程, 通过最小二乘法或计算机软件进行回归计算, 可以很容易求出方程的截距与斜率, 前者是居民的基本消费量, 后者则为对产品的边际消费倾向。

二、贵州省城镇居民消费结构ELES模型分析

本文采用1992—2008年贵州省城镇居民的人均可支配收入与消费支出数据为基础, 运用计算机软件SPSS16.0进行回归分析, 求出截距与斜率。以人均可支配收入为自变量, 分别对人均消费总支出、食品支出、衣着支出、家庭设备用品和服务支出为因变量进行回归, 得到各类消费支出的回归方程如下:

各回归方程的斜率 (即边际消费倾向) 、相关系数、判定系数的数据见表1。

B为0.684, 表明在1992—2008年间, 贵州城镇居民每增加1元收入, 将有68.4% (0.684元) 用于消费。具体的分配比例是:食品支出占23.9% (0.239元) , 衣着支出占7.2% (0.072元) , 家庭设备用品及服务支出占2.9% (0.029元) , 医疗保健支出占4.5% (0.045元) , 交通通讯支出占10.2% (0.102元) , 文教娱乐用品及支出占10.3% (0.103元) , 居住支出占7.7% (0.077元) , 杂项商品和服务支出占1.8% (0.018元) 。因此, 1992—2008年, 贵州城镇居民最重要的边际消费依次是食品 (0.239) , 文教娱乐用品及服务 (0.103) 以及交通通讯 (0.102) , 其次是居住 (0.077) 、衣着 (0.072) 和医疗保健 (0.045) 。从边际消费倾向上可以看出, 1992—2008年间贵州城镇居民的消费结构正由原来注重生存消费的阶段, 转向注重享受与发展的小康型消费阶段的过程, 其显著标志就是文教娱乐用品及服务、交通通信、居住、医疗保健等消费已经成为贵州城镇居民消费的重要组成部分, 成为推动贵州城镇居民消费结构的转型主力。

三、2009—2015年贵州省居民消费结构发展数量预测

从相关系数来看, 贵州城镇居民的消费总支出与及各类消费支出与人均可支配收入之间都具有正相关关系 (相关系数均大于0.7) , 但相关的程度不一。除家庭设备用品及服务、杂项商品及服务消费支出外, 其它类消费支出回归的相关系数都在0.93以上, 与人均可支配收入具有强烈的正相关关系;杂项商品及服务支出与人均可支配收入的相关关系也较强, 相关系数为0.907;家庭设备用品及服务支出的相关系数相对较低, 只有0.766, 这说明随着贵州城镇居民生活水平的提高, 此项支出已经基本稳定, 与人均可支配收入的关系已经不是特别紧密。

从回归方程的判定系数来看, 除了家庭设备用品及服务的拟合优度不甚理想之外 (0.586) , 其它回归方程的拟合优度均大于0.8, 表明各类消费支出的变异性能较好地为人均可支配收入的变化所解释, 即人均可支配收入与各类消费支出之间具有较强的线性关系。

在得到各类消费支出与人均可支配收入之间的回归方程后, 就可以运用估计的回归方程对未来几年的消费支出进行估计与预测。在进行预测之前, 首先要估计出预测年份期间贵州城镇居民人均可支配收入的具体数据。由于影响人均可支配收入的因素多且复杂, 因此, 对未来贵州城镇居民人均可支配收入的预测也只能是一个粗略的估计。我们拟利用统计学中的趋势推测法来预测未来几年的可支配收入的情况, 在此基础上预测贵州城镇居民的消费结构。设年份为t, 1992年为起点年 (即t=1) , 2008年为第17年 (即t=17) , 以t为自变量, 以可支配收入 (y) 为因变量, 采用1992—2008年的历史数据进行回归, 得到1个一元线性方程, 其表达式为:

相关系数R为0.963, 判定系数R2为0.927, 表明贵州城镇居民人均可支配收入与时间 (年份) 具有极强的正相关关系, 估计的回归方程也具有一个比较高的拟合优度。以式 (14) 为基础, 运用趋势推测法求出2009—2015年贵州城镇居民人均可支配收入的估计值。再将2009—2015年贵州城镇居民的人均可支配收入的估计值 (y) 分别带入 (5) — (13) 式, 可得出相应年份贵州城镇居民的消费总支出及各类消费支出的点估计值。再以估计值为基础, 算出2009—2015年贵州城镇居民各类消费支出占总消费支出的比重 (表2) 。

基本结论:表3数据显示, 各类消费支出比重的变化不大, 趋于稳定。食品、家庭设备用品及服务的支出比重将略有下降, 但下降的幅度不大。衣着、居住的支出比重基本稳定, 变化不大。医疗保健、文教娱乐用品及服务、交通通讯等支出的比重将进一步上升, 但相对于“九五”、“十五”时期来说, 上升的幅度很小。可以预见, 在2009—2015年间贵州城镇居民消费结构将由前一阶段的升级换代的剧变期到停缓理性调整期, 或者说处于消费结构再一次升级的酝酿时期。这个阶段可能较长, 需要10年左右的时间, 原因是下一次升级的特征将是以居住、交通通讯、文教娱乐等为新的消费增长点, 而住宅、汽车等大众消费品的消费需要一个较长的积累期。

四、促进贵州城镇居民消费结构升级的对策建议

(一) 全面快速提高居民的收入水平

在ELES模型分析中可以看出, 消费与收入存在着很强的正相关关系。因此, 要提高城镇居民的消费水平, 收入水平的提高是首要条件。近几年, 贵州城镇居民的收入水平虽然得到了显著提高, 但是相对于其它省市而言, 收入水平还很低, 一直处于倒数后3位的水平。目前, 贵州省消费结构正向着以轿车、住宅等大宗消费品为特征的新的消费结构转型的酝酿之中, 收入水平的普遍提高可以缩短这一酝酿阶段, 有利于消费结构的升级。

(二) 促进交通通信、居住、医疗保健方面消费的宏观管理与制度完善

交通通信、居住、医疗保健等消费支出项目是近17年来支出比重不断加强的项目, 并且边际消费倾向相对较高, 随着收入增加, 这几方面的支出比重也会增加。因此, 为协调促进结构优化应该注重在这些方面的消费宏观管理制度的完善, 为其发展提供便利条件。1.居住方面:促进房租与房价合理化, 为降低房价因积极发展住房的二级市场和三级市场, 允许个人购买公房和私房上市交易和流通, 以通过活跃住宅流通市场的方式, 促进住房消费。2.医疗保健方面:鼓励交纳养老保险、医疗保险, 并促使养老保险、医疗保险等社会保障制度趋于完善。3.交通通信方面:加强水、电、路、通信等基础设施建设, 彻底解决过高的电费、电话费, 促进交通和通信的消费。

(三) 提高非物质消费的比重

文教、旅游及休闲服务业的提高是消费升级的重要内容, 通过ELES的边际消费倾向分析可以看出, 娱乐文教服务的边际消费倾向为0.103, 仅次于食品, 因此提高上述几个方面对消费升级至关重要。文教娱乐服务消费中教育是十分重要的方面, 因此应在对各类层次教育投入的同时, 进一步加大对高等教育和各类技能教育的政策扶持与引导。在加强旅游消费时, 因加强旅游景点建设, 并鼓励私人资本投向旅游业。注重旅游市场的统一与规范, 强化市场参与者的行业自律意识, 增强消费者的安全感和方便感, 提升旅游业的品味和文化内涵。要引导不同旅游景点和旅游服务公司的联合, 促进旅游信息的流畅, 减少旅游者的消费搜寻成本。要发挥社会舆论的宣传引导作用, 改变居民重物质消费、轻精神消费, 重有形消费、轻无形消费等不合理的消费习惯, 营造一种重视旅游消费, 并积极参与旅游消费的行为, 真正使旅游消费成为一种时尚。此外, 在基本的物质生活满足后, 休闲成为人们追求的新的消费方式, 因此也应该加强对休闲服务业的引导。

参考文献

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[4]周建军, 王韬.近十年我国城镇居民消费结构研究[J].管理科学, 2003 (4) .

中国城镇居民消费实证分析 篇8

一、消费假说与模型函数

消费函数是解释消费者行为的基础理论,是反映消费支出与影响消费支出的因素之间关系的数学表达式。各种消费函数模型是以各种不同消费者行为假说为基础的,根据不同消费假说,可以建立不同的消费函数模型。

第一种假说是凯恩斯在1836年发表的《就业、利息和货币通论》中提出了消费的绝对收入假说,他认为在影响消费的各种因素中,当前收入是消费的惟一的决定因素,收入的变化决定消费的变化。随着收入的增加,人们的消费也增加,但消费的增加低于收入的增加,消费支出与收入之间存在着稳定的函数关系,实际消费依赖于实际收入。消费函数可用线性计量模型表示为:

这里,βο为自发消费,β1为边际消费倾向,一0<β1<1。

第二种假说是1949年杜森贝里提出的相对收入假说。他认为,家庭的收入用于消费的部分取决于他的收入与其邻居或相同社会阶层的收入的相对水平,及过去时期的收入和消费的影响,也就是说消费具有攀比性和习惯性,收入中用于消费的部分不仅取决于收入的绝对水平,而且还取决于他同别人相比的相对收入水平。在这种假设下,消费与收入的关系可以表示为自回归或分布滞后的模型:

其中,Ct-1、Yt-1分别为第t-1期的消费和收入。

第三种消费假说是弗里德曼在1957年提出的持久收入假说,该假说弥补了相对收入假说“前瞻性”缺失问题。他认为居民消费支出主要不是取决于现期收入的绝对水平,也不取决于现期收入和以前最高收入的关系,而是取决于居民可以预料到的未来收入,即“持久收入”。持久收入理论将居民收入分为持久收入和暂时收入,持久收入是指在相当长时间里可以得到的收入,是一种长期平均的预期内得到的收入,一般用过去几年的平均收入来表示。暂时收入是指在短期内得到的收入,是一种暂时性偶然的收入,可能是正值(如意外获得的奖金),也可能是负值(如被盗等)。消费函数模型为:

其中,YTt表示暂时收入,Ypt表示持久收入。

本文将利用1990—2008年中国城镇居民收入与消费的有关数据,研究相对收入假说与持久收入假说在中国城镇居民中的适用性。

二、数据来源

由于收入变量和消费变量应该用消除价格因素影响的个人可支配收入和实际消费支出。因此,本文把城镇居民家庭人均可支配收入和人均消费分别除以当年的消费价格指数,所得值用来表示收入、消费的实际值。

资料来源:1992年—2009年《中国统计年鉴》。

三、模型设定与分析

(一)相对收入假说检验

一般认为,1978年以前,因为短缺经济的存在,城镇居民的消费行为是被动的短期行为,收入与消费之间的关系符合当期收入决定当期消费的绝对收入假说。改革开放后,随着经济水平的不断提高,中国逐步告别短缺经济。

首先检验相对收入假说。将数据代入模型Ct=βο+β1Yt+β2Yt-1μt中,得到估计结果如下:

Yt-1的系数为负,其经济意义不合理。Yt-1经检验得Yt-Yt-1与之间之间存在严重的共线性。

改用Yt与Ct-1作为解释变量,则可得到估计结果如下:

Ct-1的系数不显著,模型仍然不符合计量经济学检验要求。实际上,Yt与Yt-1之间的相关系数为0.997838,也是高度相关。

因此,在现有数据条件下,相对收入假说的函数模型对于中国城镇居民消费是不适用的。

(二)持久收入假说检验

关于暂时收入和持久收入的数据,按照弗里德曼(1957)的方法:

这里,取k=2,,并采用双对数线性函数,得到的估计结果如下:

经检验,该模型符合计量经济学检验要求,是适合中国城镇居民消费模式的。相对于消费,持久收入的弹性为0.841432,即1单位持久收入的变动将带动0.841432单位的消费,暂时收入的弹性为0.049953,即1单位暂时收入的变动只能带动0.049953单位的消费。由此可以看出,中国城镇居民的消费主要是由持久收入决定。

四、基于实证结果的结论与建议

通过上文中从消费函数的角度对中国城镇居民消费与收入关系的分析可以看出,目前城镇居民的消费行为符合持久收入假说,也就是说,消费者的消费行为并不完全是由当期收入水平决定,而是从他可以支配和预期得到的全部收入的角度来进行合理消费。

第一,通过增加城镇居民收入,提高居民实际消费能力来增强消费,促进经济增长。在经济发展的途径选择上,一般有两种:一种是“投资推动型”,另一种是“消费需求拉动型”。虽然投资能在短期内促进经济的快速增长,但从长远来看,依然存在很多不足,如诱发物价上涨,经济增长效益偏低等。而以需求为导向的消费拉动型经济,可以通过消费需求及其满足拉动国民经济不断运转,实现生产与消费的良性循环。因此,从长远看消费拉动经济发展的思想更有利于经济的协调发展。消费的增长必须有收入的增长做保证,只有努力为城市居民创造就业机会,保证居民收入不断增长,才能带动消费需求的增长。在考虑社会公平与效率的前提下,合理调整收入分配政策,建立新的收入分配机制,以收入增长做后盾,保证居民消费需求不断提高,促进国民经济快速健康发展。

第二,加大对民生领域和社会事业支持保障力度,为城镇居民消费建立一个稳定的社会环境。由于居民消费不只取决于现期收入,还受长期收入的影响,如果预期未来支出增加,则消费者会减少消费,以保持以后消费水平不降低或者用于教育、养老等其他目的。我国目前仍处于低收入、低福利发展阶段,公共医疗、教育等制度的不完善导致中国城镇居民为预防未来不确定因素而谨慎消费,收入中用于医疗、养老等的储蓄所占比例较大,在一定程度上阻碍了消费水平的提高。通过完善公共医疗、教育、社会保障制度体系,可以为城镇居民建立一个相对宽松、稳定的社会环境,形成稳定的收入预期,从而改变其对长期支出的不确定性预期。同时,民生、社会保障、医疗体系改革等方面的财政倾斜,能有效提高城镇居民的生活质量,降低居民的生活成本。当生活中的各个方面都有保障了,居民才敢于消费。保持稳定的收入来源、生活得到有效保障,是建立居民消费长效机制的基础。

第三,积极推广消费信用制度,促进城镇居民消费档次的提高。消费信用是企业。银行等金融机构向消费者个人提供的直接用于生活消费的信用。目前,我国城镇居民的货币收入相对于高档耐用品和住房等来说较低,居民依靠短期货币收入购买高档耐用消费品具有一定困难,购买力的限制会影响消费品价值的实现。因此,适当发展完善消费信用制度,推行分期付款制度和贷款制度,是促进消费的另一个可行的解决方案。建立个人信用体系,以保障消费信贷市场能够健康稳定运行,可以有利地疏通和活跃商品流通,也便于刺激生产和引导居民消费。

参考文献

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[8]郭惠英,宋慧涛.我国居民消费函数特征研究[J].生产力研究,2002(2)

城镇居民收入群体消费函数分析 篇9

一、城镇居民收入群体的划分方法及结果

(一) 城镇居民收入群体的划分方法

在进行测算之前, 要清楚测算方法所确定的收入线是受具体时间、空间条件限制的, 任何地区在不同时期应有不同的标准。随着技术进步、经济发展、人民生活质量提高, 相应的标准也会提高。

如何选择数值化的指标来确定高、中、低收入水平的区间, 选择指标应当考虑到便利性、可靠性和实用性。所谓便利性是指收集数据比较方便, 可靠性是指数据是可靠的, 是实际调研得来的, 而不是推测、估算得来的, 实用性是说指标及其数值能为社会各界方便使用, 不能仅限于学界所知和使用。综合考虑以上三个条件, 需要从现行统计体系中选取可以用的指标。

在我国统计体系中, 反映城镇居民收入状况的指标有:“城镇居民的年收入”、“年生活费收入”、“年可支配收入”等, 都是各地统计部门按国家统计局统一口径对当地城乡居民常年抽样调查、汇总处理形成的, 其中“年可支配收入”包含工薪收入、经营收入、财产性收入、转移性收入等, 扣除了当期不可支配部分, 这较比其它指标更准确地反应城镇居民所处家庭的实际经济状况①。此外, 这一指标见于各年的《中国统计年鉴》中, 便于研究人员收集, 并且数据具有可靠性好、实用性强等优点, 是适宜的指标。

笔者使用“年可支配收入”来确定高、中、低收入水平的区间, 参照有关学者的方法②, 提出以下方法:首先确定中等收入的区间③。每一年的统计年鉴把收入调查的居民分为“低收入户”、“中等偏下户”、“中等收入户”、“中等偏上户”和“高收入户”④, 其中“低收入户”分为“最低收入户 (10%) ”和“低收入户 (10%) ”两部分, “高收入户”分为“高收入户 (10%) ”和“最高收入户 (10%) ”。这样形成了七个收入分组, 每组都有按组内户的收入总和组内人数总和计算得出的组内人均可支配收入, 即组内人均年可支配收入。

根据研究者对“低收入户”比例的设定⑤ (10%或20%) , 确定中等收入的区间, 但是要保证中等收入下限要小于平均收入, 如以20%为例⑥:

第一步:高收入户人均年可支配收入-低收入户人均年可支配收入=全距

第二步: (高收入户人均年可支配收入+低收入户人均年可支配收入) /2=中值

第三步:中值+ (全距/6) =中等收入上限

中值- (全距/6) =中等收入下限

其次, 中等收入下限以下就是低收入线, 中等收入上限以上就是高收入线。这种方法的优点:只要有每年的高收入户人均可支配收入和低收入户人均可支配收入两个指标, 便可计算出高中低收入线的区间, 这两个指标在全国、各地方统计年鉴上均有公布。另外, 结合当年其他家庭统计资料, 可以推算出各层次的大致户人数。

(二) 城镇居民收入群体的划分过程及结果

为了分析的需要, 假设1985年开始我国城镇居民可以划分为高中低三个收入群体。根据《中国统计年鉴》的1985-2006年的分组数据, 首先把“最低收入户”和“低收入户”两组数据进行合并, 后把“最高收入户”和“高收入户”两组数据进行合并, 这样就得到五组户数均为20%的数据样本。其次, 计算城镇居民中等收入群体的上限和下限。最后, 计算高中低三个居民收入群体的人均可支配收入和消费量, 并且扣除掉消费价格指数。

二、消费函数的计量经济学方程与验证的结果

这里选取五个消费函数理论, 探讨计量经济学方程。这五个消费函数理论分别是凯恩斯的绝对收入假说消费函数理论、杜森贝里的相对收入假说消费函数理论、莫迪里安尼的生命周期假说消费函数理论、弗里德曼的持久收入假说消费函数理论、霍尔的理性预期假说消费函数理论。

(一) 消费函数的计量经济学方程

1.凯恩斯主义的绝对收入假说消费函数的计量经济学方程为:

Ct=α+βYt+ε (1)

其中, Ct是第t期的消费支出, Yt为第t期的实际可支配收入, α表示自发性消费, α>0, β为边际消费倾向, 0<β<1, ε为残差。

2.杜森贝里的相对收入假说消费函数的计量经济学方程为:

Ct=β0Yt+β1Yt0+β2Yt+ε (2)

其中, 0<β0<1, 0<β1<1, 0<β2<1, Ct为第t期的消费支出, Yt0为第t期前的最高收入, Yt为第t期所有人的可支配收入, ε为残差。

3.莫迪里安尼的生命周期假说消费函数的计量经济学公式为:

Ct=β0Yt+β1At (3)

其中, Ct为第t期的当其收入, Yt为第t期的当期收入, At为第t期消费个人所拥有的资产。由于缺少个人资产的数据, 通过变换得到如下的经济学模型:

Ct=β0Yt+β1Yt-1+β2Ct-1+ε (4)

其中, 0<β0<1, 0<β1<1, -1<β2<1, Yt为第t期的可支配收入, Yt-1为第t-1期的可支配收入, Ct-1为第t-1期的消费支出, ε为残差。

4.弗里德曼的持久收入假说消费函数经济学模型为:

Cundefined=KYundefined (5)

其中, Cundefined为第t期的持久消费;K为持久消费占持久收入的比例, 它受到收入以外的因素如利率、财富占收入的比例以及影响消费者现期消费或积累财富的其他因素的影响;Yundefined为第t期的持久收入。弗里德曼用实际收入Yt的几何级数对其进行测定, 通过考伊克变换, 可以得到如下的计量经济学方程:

Ct=KλYt+ (1-λ) Ct-1+ε (6)

其中, 0

5.随机游走假说消费函数的计量经济学方程为:

Ct=α+βYundefined (7)

其中, Ct是消费者第t期的消费, Yundefined是收入在t期的预期值。

这里认为消费者采用理性预期, 那么收入预期值Yundefined是现期实际收入Yt与前一期预期收入的加权和。

Yundefined= (1-λ) Yt+λYundefined= (1-λ) (Yt+λYt-1+λ2Yt-2+…) (8)

经过简单的代数运算, 就可得到合理预期的消费函数的计量经济学模型:

Ct=α (1-λ) +λCt-1+β (1-λ) Yt+ε (9)

其中, 0<λ<1, 0<α, 0<β (1-λ) <1, ε为残差。

(二) 消费函数的验证过程与结果

采用城镇居民收入群体的人均可支配收入和消费支出的数据, 先对以上数据做平稳性检验, 以保证人均可支配收入与消费支出两者之间不存在协整关系。

考虑到1988年我国商品市场出现的“抢购风潮”, 在前面的5计量经济学方程中均加入虚拟变量D, 1988年D=1, 其余年份D=0。计量经济模型均采用Eviews软件中的带Newey—West异方差和序列相关修正方法来估计, 模型中为对应参数的t检验值。

1.城镇居民低收入群体

模型 (1) :

Ct=119.8740+0.721607Yt+9.634072D (10)

(14.44141) (88.57252) (1.641641)

R-squared= 0.995049 及Adjusted R-squared= 0.994528, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。F-statistic= 1 909.424 , Prob (F-statistic) = 0, F检验的相伴概率为0, 反映变量间呈高度线性, 回归方程高度显著。Durbin-Watson stat= 0.865012, 对于n=22, p=2时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.284, dL= 0.914, 根据判定法则残差序列存在自相关。因此, 该模型是不可以接受的。

模型 (2) :

Ct=1.037041Yt+0.586756Yt0-0.494297Yt+12.71986D (11)

(5.240549) (4.212697) (1.641641)

(1.154854)

R-squared= 0.990221及Adjusted R-squared= 0.988495, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 0.612869, 对于n= 21, p= 4时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.554, dL= 0.718, 根据判定法则残差序列存在自相关。平均收入的回归系数是负值, 与函数理论不相符, 加之残差序列存在自相关, 此模型不可接受。

模型 (3) :

Ct=0.630617Yt-0.555102Yt-1+0.919059Ct-1+14.33382D (12)

(3.195880) (-1.923256) (8.203140)

(3.577273) R-squared= 0.995553及Adjusted R-squared= 0.994768, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 1.677076, 对于n= 21, p= 4时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.554, dL= 0.718, 根据判定法则残差序列不存在自相关。前期收入的回归系数是负值, 与消费理论不相符, 此模型不可接受。

模型 (4) :

Ct=0.256415Yt+0.743633Ct-1+9.963724D (13)

(4.496276) (10.31760) (1.527310)

R-squared= 0.993730及Adjusted R-squared= 0.993034, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 1.969986, 对于n= 21, p= 3时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1. 408, dL= 0.803, 根据判定法则残差序列不存在自相关。λ= 1- 0.743633= 0.256367, k= 0.256415/0.256367= 1.000187> 1, 这与消费函数不符, 此模型不可接收。

模型 (5) :

Ct=73.39853+0.318793Ct-1+0.516874Yt+

7.272327D (14)

(2.753200) (1.762606) (4.324066)

(1.202298)

R-squared= 0.995737及Adjusted R-squared= 0.994984, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。F-statistic=1 323.509, Prob (F-statistic) = 0, F检验的相伴概率为0, 反映变量间呈高度线性, 回归方程高度显著。Durbin-Watson stat= 1.261061, 对于n= 21, p= 3时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.408, dL= 0. 803, 根据判定法则无法判断残差序列是否存在自相关。

λ的值为0.318793, a= 73.39853/ (1-0.318793) = 107.7478, 0< b (1-λ) < 1, b= 0.516874/ (1-0.318793) = 0.758762, 这符合经济学理论。

因为含有自变量的一阶之后变量, 需要进一步检验。这里选择游程检验法来检验, 检验结果说明该模型的残差没有明显的趋势, 是平稳的。因此, 城镇低收入群体比较适合随机游走假说, 当期边际消费倾向为0.516874, 长期边际消费倾向为0.758762。

2.中等收入群体

方程 (1) :

Ct=246.6846+0.582397Yt+8.320991D (14)

(14.23311) (57.14484) (0.719865)

R-squared= 0.993554及Adjusted R-squared= 0.992876, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。F-statistic=1 464.330 , Prob (F-statistic) =0, F检验的相伴概率为0, 反映变量间呈高度线性, 回归方程高度显著。Durbin-Watson stat= 1.759640, 对于n= 22, p= 2时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.284, dL= 0.914, 根据判定法则残差序列不存在自相关。此模型可以被接受。

方程 (2) :

Ct=-1.005877Yt+0.236798Yt0+1.784036Yt+97.20328D (15)

(-0.824877) (0.579897) (1.440349)

(2.049408)

R-squared= 0.936627及Adjusted R-squared= 0.925443, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 0.882266, 对于n= 21, p= 4时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.554, dL= 0.718, 根据判定法则无法判断残差序列是否存在自相关。但是第一项自变量的回归系数小于零, 这与该函数理论不相符合, 故此模型不被接受。

方程 (3) :

Ct=1.064249Yt-1.148711Yt-1+1.051818Ct-1+44.10428D (16)

(3.019089) (-2.633693) (11.66302)

(3.811458)

R-squared= 0.991934及Adjusted R-squared= 0.990510, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 2.774034, 对于n= 21, p= 4时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.554, dL= 0.718, 根据判定法则无法判断残差序列是否存在自相关。第二项自变量的回归系数小于零, 这与该函数理论不相符合, 故此模型不被接受。

方程 (4) :

Ct=0.207934Yt+0.765247Ct-1+36.90129D (17)

(2.120269) (5.431022) (1.707143)

R-squared= 0.979303及Adjusted R-squared= 0.977003, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 2.464531, 对于n= 21, p= 3时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.408, dL= 0. 803, 根据判定法则残差序列不存在自相关。

λ= 1- 0.765247= 0.234753, k= 0.207934/0.234753= 0.885757, 这些系数符合该消费理论。因存在因变量的滞后变量, 对残差进行游程检验, 发现其没有明显趋势, 是平稳的序列。故该模型可以被接受。

Ct=273.3575-0.089614Ct-1+0.627808Yt+6.151942D (18)

(4.298354) (-0.354792) (4.662348)

(0.471760)

R-squared= 0.993383及Adjusted R-squared= 0.992215, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。F-statistic= 850.6687, Prob (F-statistic) = 0, F检验的相伴概率为0, 反映变量间呈高度线性, 回归方程高度显著。

Durbin-Watson stat= 1.558931, 对于n= 21, p= 3时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1. 408, dL= 0.803, 根据判定法则判断残差序列不存在自相关。第二个解释变量的回归系数小于零, 这与该函数理论不相符合, 故此模型不被接受。

对于中等收入群体来说, 方程 (1) 、 (4) 初步通过了计量方程的显著性检验, 并且符合各自的消费函数理论。但是观察两者的R-squared和Adjusted R-squared, 可以发现, 方程 (4) 中自变量数目的增加没能使方程的拟合程度有所增加, 所以对于该群体, 凯恩斯的绝对收入假说是比较适合的。

3.高收入群体

方程 (1) :

Ct=223.3499+0.616321Yt+61.42938D (19)

(13.15780) (120.6556) (4.378852)

R-squared= 0.998128及Adjusted R-squared= 0.997931, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。F-statistic=5066.531, Prob (F-statistic) =0, F检验的相伴概率为0, 反映变量间呈高度线性, 回归方程高度显著。

Durbin-Watson stat= 1.546968, 对于n= 22, p= 2时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.284, dL= 0.914, 根据判定法则残差序列不存在自相关。故该模型可以被接受。

方程 (2) :

Ct=0.409523Yt+0.073064Yt0+0.475237Yt+131.4832D (20)

(3.238561) (0.648919) (4.028745)

(4.263536)

R-squared= 0.994234及Adjusted R-squared= 0.993216, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 0.970157, 对于n= 21, p= 4时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.554, dL= 0.718, 根据判定法则无法判断残差序列是否存在自相关。第二项解释变量的回归系数的t值过小, 因此该解释因素不是很显著, 故该模型不被接受。

方程 (3) :

Ct=0.783301Yt-0.756826Yt-1+0.932391Ct-1+59.31614D (21)

(8.434656) (-6.350210) (16.73160)

(4.594857)

R-squared= 0.997810及Adjusted R-squared= 0.997423, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 2.956089, 对于n= 21, p= 4时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.554, dL= 0.718, 根据判定法则无法判断残差序列是否存在自相关。第二项解释变量的回归系数小于零, 与消费函数理论不相符, 故该模型不被接受。

方程 (4) :

Ct=0.360848Yt+0.524586Ct-1+98.60195D (22)

(2.964690) (2.718836) (2.283695)

R-squared= 0.993108及Adjusted R-squared= 0.992342, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 1.786992, 对于n= 21, p= 4时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1. 408, dL= 0.803, 根据判定法则残差序列不存在自相关。但是自变量存在因变量的滞后变量, 所以D.W.检验就不是很准确, 对残差进行游程检验, 发现其没有明显趋势, 是平稳的序列。

λ= 1- 0.524586= 0.475414, k= 0.360848/0.475414= 0.759018, 符合消费函数理论, 故该模型可以被接受。

方程 (5) :

Ct=210.9854+0.030536Ct-1+0.601102Yt+63.28574D (23)

(6.427481) (0.274852) (9.997804)

(4.051907)

R-squared= 0.998132及Adjusted R-squared= 0.997802, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。F-statistic=3 027.382, Prob (F-statistic) = 0, F检验的相伴概率为0, 反映变量间呈高度线性, 回归方程高度显著。

Durbin-Watson stat= 1.738091, 对于n= 21, p= 3时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1. 408, dL= 0.803, 根据判定法则判断残差序列不存在自相关。但是自变量存在因变量的滞后变量, 所以D.W.检验就不是很准确, 对残差进行游程检验, 发现其没有明显趋势, 是平稳的序列。

λ= 0.030536, a= 210.9854/ (1- 0.030536) = 217.6309796, 0< b (1-λ) < 1, b= 0.601102 / (1- 0.030536) = 0.620035401, 都符合消费函数理论, 故该模型可以被接受。

对于高收入群体来说, 方程 (1) 、 (4) 和 (5) 都初步通过了计量方程的显著性检验, 并且符合各自的消费函数理论。方程 (4) 和 (5) 的t检验值没有方程 (1) 的显著, 加之观察两者的R-squared和Adjusted R-squared, 可以发现方程4和5中自变量数目的增加没能使方程的拟合程度有所增加。所以对于该群体, 凯恩斯的绝对收入假说是比较适合的。

三、结论

通过计量分析可知城镇低收入群体居民的消费行为, 比较符合理性预期消费函数假说, 这一理论还是能够反映我国目前低收入群体的生活状况的:除了满足家庭的基本生活支出外, 其余的大部分低收入家庭的资产都会储存起来, 来预备未来的教育支出和医疗支出两个主要方面。城镇高中收入群体居民的消费行为比较符合凯恩斯的绝对收入消费函数假说。当高中收入群体的可支配收入增加时, 其用于消费的数额就会增加, 但是消费增量在收入增量中的所占比重是下降的, 这表明高中收入群体的边际消费倾向均大于低收入群体的长期边际消费倾向。因此, 对城镇低收入群体进行转移支付有助于提高居民整体的消费率。

摘要：城镇居民消费函数的建立应该充分考虑到居民之间消费行为的差别, 这样就可以使得消费函数更加准确地描述居民的生活状况。依据我国的城镇居民可支配收入数据把城镇居民划分成高、中、低三个收入群体, 并且结合消费数据对三个收入群体的消费函数形式进行计量检验, 证明提高低收入群体的可支配收入水平有利于提高消费率。

关键词：收入差距,收入群体,消费函数

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全国城镇居民消费支出结构分析 篇10

关键词：城镇居民,消费支出,消费结构

一、建立模型

中共十六大以来, 城镇居民发展性和享受性消费比重不断提高, 食品支出比重持续下降, 具有以下特点: (1) 恩格尔系数下降; (2) 发展性和享受性消费比重提高; (3) 服务性支出比重提高; (4) 城镇居民居住支出增加较多。

城镇居民的消费支出主要分为食品支出、衣着支出、居住支出和医疗保健支出, 因此本文采用多元线性回归来对全国城镇居民消费支出结构进行分析。

设定模型:Y=c+β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+μY:平均每人消费性支出, X1:食品, X2:衣着, X3:居住, X4:医疗保健。

数据取自1993年至2009年全国平均每人消费性支出Y、食品支出X1、衣着支出X2、居住支出X3和医疗保健支出X4, 进行加权最小二乘法。

经计算, X1和X2的相关系数为0.99, X1和X3的相关系数为0.97, X1和X4的相关系数为0.95, X2和X3的相关系数为0.95, X2和X4的相关系数为0.93, X3和X4的相关系数为0.98, 故解释变量存在高度的线性相关, 模型存在严重的多重共线性。

运用OLS方法逐一求Y对各个解释变量的回归来对方程进行修正。经分析, 加入解释变量X1, 虽然改进了R2, 但是不显著, 应去掉。

运用White检验法对原模型的异方差性进行检验, 证明该模型不存在异方差性。

由直观的图检法可以看出, Residua曲线呈现锯齿状, 原模型可能存在自相关。运用DW检验对模型的序列相关性进行检验, 对于样本量为17, 3个解释变量, 5%显著性水平的模型, 查DW统计表可知道:dL=1.02, dU=1.54。模型中d U

最终模型估计如下

Y代表全国城镇居民消费性支出, X2代表衣着支出, X3代表居住因素支出, X4代表医疗保健支出, 从上述模型及下图1中可以看出:

1. 将模型参照原始数据, 可以看出, 对于全国城镇居民家庭平均每人全年消费性支出结构而言, 最主要的影响波动的因素在于衣着、居住与医疗保健因素。就单项来看, 居住消费与衣着消费的单位波动均会对居民消费结构产生较大的、显著的影响。医疗保健消费的单位影响小于衣着与居住, 这符合对于模型的预期。

2. 衣着消费在1996年下降之后在1999年开始上升, 且在2004年以后增长速度加快, 这说明人们在衣着上的消费越来越多。

3. 居住方面, 居住成本对于模型影响很大, 全国居住成本保持了较快增长, 人们的居住消费比例越来越大。

4. 医疗保健方面, 在1998年上升速度很快, 到2000年之后稳步上升。说明人们在医疗保健的消费上逐年增加, 国家需要增加医疗保健的投入, 完善医疗机制, 更好地为人民服务。

二、结论与建议

1. 大力发展生产力, 增加居民收入

生产力水平越高, 物质产品越丰富, 为改善消费结构提供了物质基础, 而居民收入增加后, 则会直接影响到消费结构层次的提升。

2. 积极推进各项制度改革, 使各项支出更趋合理

应大力推进住房、医疗、养老、教育、保险等各项改革, 特别是应完善住房商品化市场, 取消各项不正当收费, 降低房价, 促进住房销量的增加, 使住房真正成为主导性消费品, 成为消费热点。—旦住房销量增加, 那么用于装饰装修方面的开支也会不断增大, 从而带动整体影响消费支出结构的变化。

在居住与衣着方面应保持稳健, 因为模型反映这两方面的影响权重极大, 将在很大程度上影响居民消费结构和生活负担。医疗保健方面, 国家应逐步增加投入, 虽然模型反映的系数不大, 但是其影响是显著的。同时, 医疗保健作为居民健康的保障, 其完善的服务是社会稳定的基础。

3. 引导合理消费, 改变居民的消费观念

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。同时, 还应鼓励居民合理而科学地进行精神文化消费, 改变居民的量入为出的传统消费观念, 使居民逐渐接受“信贷消费”的新观念, 以便提升消费层次, 促进消费档次的不断提高。

参考文献

[1]曾璧钧.我国居民消费问题研究[M].中国计划出版社, 1997.

[2]范剑平.居民消费与中国经济发展[M].中国计划出版社, 2000.

城镇居民家庭消费 篇11

关键词：可支配收入；消费水平；SPSS；异方差性

中图分类号：F063.2 文献标识码：A 文章编号：1006-8937（2016）05-0128-02

随着中国经济的快速发展，人民生活水平不断提高，居民消费水平也不断增长。但在看到这个整体经济趋势的同时，还应看到全国各地区经济发展速度不同，居民消费水平也有明显差异。为了研究西部地区居民消费水平及其变动的原因，需要作具体的分析。研究影响各地区居民消费支出有明显差异的最主要因素，并分析影响因素与消费水平的数量关系，可以建立相应的计量经济模型去研究，本文主要分析居民可支配收入对居民消费水平的影响。

1 模型的设定

本文研究的对象是西部地区居民消费的差异。居民消费可分为城市居民消费和农村居民消费，由于各地区的城市与农村人口比例及经济结构有较大差异，最具有直接对比可比性的是城市居民消费。而且，由于各地区人口和经济总量不同，只能用“城镇居民消费水品”来比较，而这正是可从从统计局网站中获得数据的变量。所以模型的被解释变量Y选定为“城镇居民消费水平”，建立的是2013年西部十二省截面数据模型。

影响各地区城市居民人均消费支出有明显差异的因素从理论和经验分析，最主要的影响因素应是居民收入，其他因素可以不列入模型，即便它们对居民消费有某些影响也可归入随即扰动项中。“城镇居民可支配收入”作为解释变量X。另外，在分析解释变量：“城镇居民可支配收入”的同时，在理论上能够解释解释变量的变量有“城镇居民就业人数”，“当年固定资产投资”等，在这我们仅选取这两个变量对“城镇居民可支配收入”进行解释。

2 所选用计量软件和计量方法

本文所选用的计量软件为SPSS-19，其分析方法主要为异方差分析和回归分析。

3 对城镇居民消费水平的分析步骤

3.1 回归分析

首先对西部十二省城镇居民可支配收入和消费水平进行回归分析操作，检验其所构造回归方程是否通过F检验和T检验，如果通过检验，则证明方程显著。经SPSS分析后所得结果如下：经检验其拟合优度R2为0.773.调整后的拟合优度为0.75。在计量经济学上来讲是一个很高的数值，表明模型在今后由可支配收入来预测居民消费水品有较高的可信度。西部十二省城镇居民可支配收入和消费水平F检验结果，见表1。

由上表可得出其F统计量为34.040，其P值远小于0.05，故拒绝原假设，由此可以得出结论：所构造的方程是显著的，方程通过F检验。西部十二省城镇居民可支配收入和消费水平回归分析结果，见表2。

由上表可得模型变量城镇居民可支配收入的系数T值为5.834，其P值远小于0.05，故拒绝原假设，本模型中唯一解释变量系数显著，方程通过T检验。

3.2 异方差性检验

运用等级相关系数法来检验模型异方差性，即检验残差绝对值与解释变量间的关系，经SPSS计算处理，可以看出，等级相关系数r=-0.063，残差绝对值与城镇军民可支配收入间相关性非常小，并且其P值=0.846，P值大于0.05，我们可以认为残差绝对值与解释变量不显著相关，所以不存在异方差性。

3.3 回归方程

因为模型不存在异方差性，所以不需要做加权最小二乘回归分析，直接进行回归分析，由表最终所得回归方程为：

Y=-10180.192+1.317X

方程表明：城镇居民消费水平与城镇居民可支配收入之间大致呈一元线性关系，城镇居民消费水品随城镇居民可支配收入的增大而增大。想要提升居民消费水平，应从提高居民可支配收入方面着手。

4 对城镇居民可支配收入的分析步骤

在我们分析完城镇居民消费水平与可支配收入关系后，是什么影响居民的可支配收入，对此我们提出两个影响因素：城镇单位就业人员和当年固定资产投资，因为投资的多少能反应一个地区在一定时间段利率的变化；此外，就业人员的多少也与居民可支配收入息息相关。由于数据的不可测性和数据获得的限制，我们在此只考虑这两个影响因素。

4.1 回归分析

首先对西部十二省的城镇居民可支配收入、城镇单位就业人员、当年固定资产投资进行回归分析，见表3。经SPSS数据处理可得：R2=0.769，调整后R2=0.718。这处于一个很高的水平，表明所建立模型在今后预测方面有很高的可信度。

由上表可得其F统计量为15.021，其P值远小于0.05，故拒绝原假设，此模型构造的回归方程是显著的，模型通过F检验。西部十二省的城镇居民可支配收入、城镇单位就业人员、当年固定资产投资回归分析结果，见表4。

由上表可得模型变量城镇居民就业人数T值为-3.866，P值=0004，远小于0.05，故拒绝原假设，解释变量城镇居民就业人数和固定资产投资的系数显著；固定资产投资系数T值=4.976，P值=0.001，远小于0.05，故拒绝原假设，解释变量系数显著，方程通过T检验。

4.2 异方差性检验

同样运用等级相关系数法来检验模型异方差性，经SPSS处理后所得结果。经过等级相关系数分析可得，等级相关系数r=0.049，表明残差绝对值与城镇居民就业人数相关性较低，并且其P值=0.88，P值大于0.05，认为残差绝对值与解释变量不显著相关，所以表明模型方程不存在异方差性。

4.3 回归方程

在这里令城镇居民可支配收入为Y，城镇居民就业人数为X1，固定资产投资为X2。因为模型不存在异方差性，所以不需要做加权最小二乘回归分析，最终所得回归方程为：

Y=20140.626-13.297 X1+0.668 X2

由方程可以看出城镇居民可支配收入、城镇居民就业人数、固定资产投资之间大致呈一元线性关系，城镇居民消费水平与城镇居民就业人数之间呈反比，与固定资产投资之间呈正比。所以，要想增加城镇居民可支配收入可以通过增加固定资产投资来实现。

5 分析结果解读

在一个社会中，消费可以拉动经济的快速增长，在我们已经建立的模型当中，提高居民消费水平必须提高居民可支配收入，而提高居民可支配收入需要降低就业率或增加固定资产投资，据此，可以提出几点建议：

①政府可以通过降息、降税等措施来鼓励投资，提高固定资产投资额，进而影响居民可支配收入，达到提高居民消费水平，促进经济发展等目的。降息使企业增加向银行贷款，从而增加投资；降税政策降低企业运营成本，使企业敢于投资，提高投资拉动内需进而刺激市场发展。

②由菲利普斯曲线可得，通货膨胀率和就业率呈反向变动关系，这从我们的模型中可以反映出来：城镇居民可支配收入和城镇居民就业人数之间存在反比例线性关系。温和的通货膨胀非但不是坏事，而且意味着经济的稳步增长，是社会经济发展的正常现象。政府要发展经济，需要制定一些列的有效政策，把失业率控制在经济发展条件下合理的比例，不可盲目发展经济而导致失业率的大幅提高，得不偿失。

③居民消费水品可以反映居民的生活水平，最直接体现在居民的可支配收入上，在考虑居民可支配收入问题上，我们仅考虑固定资产投资和城镇居民就业人数，事实上，影响居民可支配收入的因素有很多，如医疗卫生补助，社会福利政策，免税政策等等。政府一直以来以GDP增速来确定经济发展水平，但真正能够把经济发展起来的是本国国民，政府应该着重考虑的问题是民生，人民富则国家富，提高国民生活水平是国家发展战略中的重中之重。

参考文献：

[1] 郁菁.回归模型异方差性的检验与消除研究—以SPSS为分析工具[J].

长沙民政职业技术学院学报，2007，（12）.

[2] 马骊.空间统计与空间计量经济方法在经济研究中的应用[J].理论新 探，2007，（19）.

[3] 高远东，陈迅.中国省域产业结构的空间计量经济研究[J].系统工程理 论与实践，2010，（6）.

[4] 吴玉鸣.中国省域经济增长趋同的空间计量经济分析[J].经济分析，

我国城镇居民消费结构比较研究 篇12

近年来, 我国宏观经济形势发生了重大变化, 经济发展速度加快, 城镇居民的收入稳定增加, 并且在国家连续出台的各项改革措施和经济政策的影响下, 各省市城镇居民的消费支出也强劲增长, 消费结构发生了巨大变化, 结构不合理现象得到了一定程度的调整。为了进一步改善消费结构, 正确引导消费, 提高城镇居民的消费水平和生活质量, 本文对我国31个省市2011年的消费结构进行了分析, 对各省市城镇居民的消费结构之间的异同进行考察并做比较研究, 以期发现特点和规律, 为政府制定发展计划和长远规划提供参考。

二、研究方法与结果

目前, 研究城镇居民消费结构, 一般可将我国个人消费的货物和服务按用途分为八大类。由于消费结构涉及到多因素、多指标, 为便于比较各省在消费结构上的异同点, 采用多元统计分析中的系统聚类方法对其中29个省市的消费结构进行分类。 (不包括山西、河南)

首先对反映城镇居民消费水平的八项指标进行系统聚类, 最终可得聚类谱系图1所示。

从指标聚类谱系图来看, 各省城镇居民的消费可分为三个层次:第一层次由医疗保健、家庭设备用品及服务、杂项商品和服务、衣着、居住五个指标构成;第二层次由交通和通信、教育和文化两个指标构成;第三层次由食品一个指标构成。

其次度量省与省之间的相似程度, 对我国29个省市的消费结构进行聚类, 聚类结果如下: (如图2所示)

由于缺少山西、河南两项, 所以对这两省做判别分析, SPSS运行结果显示, 贝叶斯判别法的输出结果为: (表1所示)

各类贝叶斯判别函数如下:

第一组:F1=-204.813+0.032X1+0.009X2+0.046X3-0.034X4-0.013X5+0.026X6-0.021X7+0.061X8

第二组:F2=-127.471+0.037X1+0.028X2+0.044X3+0.002X4-0.015X5+0.013X6-0.036X7-0.056X8

第三组:F3=-76.888+0.031X1+0.031X2+0.037X3+0.008X4-0.014X5+0.000X6-0.026X7-0.065X8

将各样品的自变量值带入上述三个贝叶斯判别函数, 得到三个函数值。比较这三个函数值, 哪个函数值比较大就可以判断该样品判入哪一类。

Fisher's linear discriminant functions

也可由个案观察结果表得到山西和河南都归为第三类。

三、统计分析

结合原始数据分析三类城市的消费结构, 第一类城市上海在消费的八大方面都有较高的支出, 说明上海是我国消费水平和生活质量都较高的城市;第二类包括北京、天津、江苏、浙江、福建、广东六个省市, 它们在消费的第二、三层次, 即食品、交通和通信、教育文化娱乐服务方面有明显的消费支出, 在衣着、居住、医疗保健、家庭设备用品及服务、杂项商品和服务方面的消费水平处于全国的中上等;第三类省在八大消费领域的消费水平都不高。 (表2所示)

进一步分析三大类省在各个消费领域支出的变化情况, 计算各类省在各个消费领域的平均支出。由上表可见, 随着消费水平的提高, 三大类省市城镇居民在反映生活水平高低的重要指标食品方面的支出在总量上呈现上升趋势 (第一类、第二类、第三类分别是7776.98元、6038.713元、4156.4元) , 但占总消费的比重却呈现下降趋势 (第一类、第二类、第三类分别是0.335、0.355387、0.368572) , 在衣着和医疗保健方面也存在这种现象, 而在交通和通信、教育文化娱乐服务方面, 无论是消费支出总量还是比重都随着省市类别的提高呈现上升趋势。说明随着省市类别的提高, 城镇居民不仅物质生活质量较高, 而且更注重精神文化层面的消费, 在保证基本生存消费的基础上, 相对更注重发展和享受消费, 其消费结构更为科学、合理、进步。

我国各省市城镇居民的消费状况虽然受价格水平、消费习惯、消费环境、消费心理预期等诸多因素的影响, 但归根结底仍取决于居民的收入水平, 要提高城镇居民的消费支出, 必须增加居民收入。因此, 采取切实有效的措施增加城市居民的可支配收入, 不仅可以提高城镇居民的总体消费水平, 促进消费结构向着更加健康、合理的方向发展, 而且在启动内需、促进各省市经济发展方面有着重大的现实意义。

参考文献

《中国统计年鉴2011》