城镇人均消费支出

城镇人均消费支出（精选8篇）

城镇人均消费支出 篇1

一、研究背景、目的及意义

依据西方经济学理论, 人均消费和人均可支配收入成正相关关系。这一关系是否在中国也成立呢, 为此, 我们收集相关数据, 假设在中国人均可支配收入与人均消费支出存在正相关关系, 并进行相关的实证分析。这可以帮助我们了解中国居民的消费倾向, 并且对指导相关政策有一定的意义。

二、样本及研究方法

为了深入分析研究中国的城镇居民的生活费支出与可支配收入的具体数量关系, 收集了中国城镇居民月人均可支配收入 (SR) 和生活费支出 (SC) 2007~2009年各月度数据序列 (数据来源:中经网统计数据库)

因时间序列数据的特殊性, 其平稳性需要进行检验, 此时可以使用EG两步法确认是否存在协整, 并且对模型进行一定的误差修正。

三、实证与分析

根据EG两步法的理论, 首先考察生活费支出和人均可支配收入的单整阶数.通过软件Eviews中的具体操作过程如下:

首先检验序列 (SR) 的平稳性, 选带截距项, 在滞后差分项下选2阶, 通过估计结果来说, 单位根检验的临界值分别为-3.577723, -2.925169, -2.600658, 分别对应着在1%, 5%, 10%三个显著性水平检验, t检验的值为-3.438827大于1%临界值, 因此无法拒绝H0, 这说明人均可支配收入 (SR) 为非平稳序列, 因存在单位根.

在单位根检验中, 为了确定人均可支配收入 (SR) 序列的单整阶数, 选择确定对一阶差分序列进行单位根检验并且带有截距项, 选择2阶滞后差分项, 通过估计的结果来说, 单位根检验的临界值分别为-3.581152, -2.926622, -2.601424, 分别对应在1%, 5%, 10%三个显著性水平检验, t检验的值为-9.361364小于临界值, 因此拒绝H0, 可判断人均可支配收入 (SR) 的差分序列是平稳的, 因不存在单位根, 也就是说, (SR) 序列是一阶单整的, SR~I (1) 。

通过以上的理论方法同样可以可检验生活费支出 (SC) 序列也是一阶单整的, 即SC~I (1) 。

为了分析可支配收入 (SR) 和生活费用 (SC) 序列数据之间是否协整, 理论上应先对两个变量进行回归检验, 然后通过对回归残差的平稳性的检验来判断。

将以上的生活费支出 (SC) 变量作为被解释变量, 而人均可支配收入 (SR) 为解释变量, 估计的回归模型为

为了得出回归残差是否平稳的特性, 设et=Resid, 从而可以将et进行单位根检验。另外可以看到, 因残差的均值是零, 因此做截距项为零的DF检验, 检验的估计结论为:, 在5%的显著新水平下, t检验的值为-4.141953, 小于临界值, 因此可以拒绝原假设, 这说明残差序列是平稳序列不存在单位根, (SR) 与 (SC) 之间存在协整关系。

生活费支出 (sc) 与可支配收入 (SR) 之间存在协整关系, 说明它们之间保持有长期的均衡关系。可是在短期内出现失衡的状况是可能的., 为了提高回归模型的判断精度, 把误差项et在回归模型中作为均衡误差看待, 因此下一步可以通过建立误差修正模型将SC与SR的之间的短期行为与长期变化联系起来。

误差修正模型的结构如下:

将作为 (35) SCt被解释变量, 以 (35) SRt和et-1作为解释变量, 估计回归模型, 最终得到误差修正模型的估计结果为:

四、结论

通过以上的分析可以看到, 城镇居民月人均生活费用支出的变化食欲可支配收入的变化紧密联系的它不仅仅根据可支配收入的变化而变化, 更重要的是它还因上一期生活支出对均衡水平的不同而有所偏离, 即消费支出是有惯性特征的, 误差项et (-1) 估计的系数-0.541695说明了模型对偏离的修正, 这进一步说明如果上一期对均衡水平的偏离如果越远, 那么本期对模型的修正的量就会越大, 也就是说, 此模型系统是存在误差修正机制的。

参考文献

[1]庞皓.《计量经济学》.北京, 科学出版社, 2006.

[2]易丹辉.《数据分析与Eviews应用》.中国人民大学出版社, 2009.

[3]William H.Green, Econometric Analysis, , Prentice-Hall International Inc., 1997.

[4]Robert S.Pindyck&Daniel L.Rubinfeld, Ecnometric Model and Economic Foreasts, forth edition, McGraw-Hill Companies, 1998.

城镇人均消费支出 篇2

2013年，宝塔区着力落实惠民政策，城镇居民家庭收入稳定增长，消费结构继续优化。据抽样调查显示，2013年全年，宝塔区城镇居民人均可支配收入为28378元，同比增长11.2%，人均消费性支出为19569元，比年同期增长11.6%。从消费结构来看，八大类消费支出呈现七升一降的态势。

1.食品消费支出5479.33元，同比增长0.6%。随着宝塔区城镇居民生活质量的提高以及物价水平的持续升温，居高不下，城镇居民饮食结构发生变化，食品消费向高蛋白、低脂肪、低热量、绿色无公害发展，其中肉禽蛋水产品类支出同比增长18.7%、蔬菜类支出同比增长23.4%、干鲜瓜果类支出同比增长12.5%、糕点，奶及奶制品支出同比增长9%。然而，由于国家酒驾入刑等法律政策的逐步落实以及居民安全意识、健康意识的提高，今年糖烟酒饮料类支出的下降使得食品消费支出基本与去年持平。2013年宝塔区城镇居民糖烟酒饮料类支出同比下降14%，其中烟草类支出同比下降14.5%，酒类支出同比下降48.1%。

2.衣着支出2533.06元，同比增长4.9%。随着人们收入水平的不断提高以及消费观念的逐步改变，人们对衣着的需求也有所提高，更加注重衣着的新颖、流行程度。受不断上涨的物价影响以及今年冬季温度变化不大，天气比较暖和等其他因素影响，本季度居民对衣着需求有所下降，从而衣着支出增幅较小。

3.居住支出1895.44元，同比增长24.9%。1-12月份，居民人均居住支出1895.44元，同比增长24.9%，增幅跃居八大类支出第三位。其增长的原因有：

一、受宝塔区旧城改造工程等影响，大量民居面临拆迁，造成租赁房房租支出有所增长。据统计数字显示，2013年全年宝塔租赁房房租支出为人均491.58元，同比增长2.1倍；

二、居住服务费支出的快速增长也是居住支出快速增长的原因之一。其中维修服务费支出同比增长23.3%。

4.家庭设备用品及服务支出1495.83元，同比增长29%。随着居民收入的增加，再加上临近半年、年终的商家换购、降价等优惠措施的推行，使得全年宝塔耐用消费品支出同比增加了306.48元，同比增长了55.9%，此外，家庭日用杂品支出同比增长了17.9%。

5.医疗保健支出1883.78元，同比增长80.7%。医疗保健支出的增加与今年第三季度天气状况多变、第四季度天气干冷少雨雪，从而中老年人患疾概率增加有关。2013年全年居民医疗费支出同比增长1.6倍。同时，随之增加的是居民的保健意识。宝塔今年全年滋补保健品支出同比增长85.1%；同时，由于国家药品监管力度的加大，居民药品费支出增幅较小，同比增长4.3%。

6.交通和通信支出3132.97元，同比增长7.8%。其中，交通支出2244.28元，同比增长16.3%。随着人民生活水平的逐步提高和居民生活节奏的不断加快，居民出行方式逐渐发生变化。交通支出中，火车支出同比增长48.6%，市内公共交通支出同比增长16.3%。市内公共交通支出的大幅增长与五月份起延安公交公司实行的公交卡刷卡8折优惠引起的居民办公交卡、公交卡充值有关。

7.教育文化娱乐服务支出2283.48元，同比增长4.3%；其他商品和服务支出865.14元，同比下降0.1%。其中，托幼费支出同比下降19.1%；培训班支出同比下降15.7%，体现着国家对义务教育政策以及减负行动的实行力。在其他商品和服务支出中，美容费支出同比增长

城镇人均消费支出 篇3

拉动经济增长的“三驾马车”是投资、消费、出口。改革开放30年来我国经济取得了举世瞩目的成绩。但经济增长背后却隐藏着危机,过分依赖投资与出口,所以对居民消费的研究就显得尤为重要。

1 我国人均消费水平的计量经济模型

根据消费理论,某一时期消费水平由该时期收入所决定。在我国,居民消费是在国内生产总值(GDP)经过初次分配和再次分配后形成的。而在进行收入分配时,必须考虑已达到的消费水平状况,以保持政策连续性;当年消费安排必须考虑上年已实现的消费。因此,在建立我国消费函数模型时,以某一时期人均消费水平作为被解释变量,以当期人均GDP和上期人均消费水平作为解释变量。当然,影响消费的因素还有很多,如利率、价格、预期、收入分配等。

由于人均(可支配)GDP以及人均消费支出都是用货币来衡量的,所以为了弄清实际变动情况必须剔除通胀因素的影响,也就是我们通常说的价格因素。实际人均消费支出(GDP)是用从前某一年作为基期(本文以1978年为基期)的价格计算出来的人均全部最终产品的市场价值。实际人均消费支出是用从前某一年作为基期计算出来的实际人均消费支出,其公式为:

实际人均GDP=当年名义人均GDP÷当年的CPI

实际人均消费支出=当年名义消费支出÷当年的CPI

根据一般消费理论来研究消费行为的定量关系,建立以下消费函数模型:[1]

其中:Ct是某年人均居民消费水平;Ct-1是当年消费物价指数;GDPt是当年国民生产总值;μ是除当年GDP和上一年消费支出以外的因素,如消费习惯、消费政策等,为模型随机误差项。

2 我国人均消费水平的计量分析

2.1 样本数据

选择1981-2003年我国人均居民消费水平作为样本,其样本数据如表1。

根据样本数据作出被解释变量Ct与解释变量GDPt、Ct-1之间关系可以判断Ct与GDPt、Ct与Ct-1之间存在明显的线性关系,选择模型(1)来研究我国人均消费水平的定量关系。

资料来源:《中国统计摘要》(2007年),国家统计局编,中国统计出版社出版,2007。

2.2 模型参数估计

利用EVIEWS软件对模型(1)及上述样本用OLS方法估计模型[2],得回归方程:

2.3 模型检验

2.3.1 经济意义检验从经济意义上检验参数估计量,各值均大于零,没有明显的错误。

2.3.2 计量经济学检验

(1)序列相关性检验。由于模型含有滞后内生变量使DW统计量失效,DW检验法不能运用。运用回归检验法进行检验,et作为被解释变量,et-1作为解释变量。

显然,该方程得拟合优度、总体显著性极差,方程变量的显著性也极差,说明原模型不存在一阶自相关。依次对二阶序列相关进行类似检验,结果相同,说明模型不存在序列相关性。

(2)异方差性的检验。采取怀特(White)方法进行异方差检验,运用OLS方法得如下回归方程:

其中:n是样本观测量;R2是检验回归式的拟合优度。M近似服从自由度为K(除常数项以外回归系数的个数)的χ2分布。于是可由相伴概率作出是否拒绝原假设的结论。[3]

从表2中看出,检验的相伴概率是0.619 137,不能拒绝零假设,即认为模型无异方差。

(3)多重共线性检验。利用判定系数法来检验解释变量之间的共线性,OLS方法估计结果如下:

可以看出,变量显著性和方程的显著性极高,拟合优度也很好,说明变量之间存在共线性。利用差分方法来消除模型的共线性,将原模型变换为:

用OLS方法估计结果如下:

△C赞=0.523 460 2△GDPt+0.282 352 2△Ct-1(7)

从统计检验看,方程显著性很好,变量△GDPt很显著,但变量△Ct-1显著性水平仅为0.13。检验此方程序列相关性、异方差性,可知这两种情况均不存在。根据实际的模拟结果,此方程相对波动范围相当大,因此考虑去掉变量△Ct-1,即在原理论模型(7)中删除变量。

(4)模型最终回归方程形式。删除变量Ct-1,运用OLS方法得到新模型:

的回归方程为:

方程总体线性高度显著,变量高度显著,拟合优度很高,具有很好的统计性质,运用回归检验法戈里瑟法对方程进行计量经济学检验,可知方程不存在序列相关性和异方差性。模型(9)对样本期的模拟结果如表3,从模拟结果看相对误差很小,模型拟合很好。

3 结论和建议

从对1980-2006年我国人均消费水平的计量分析可知,我国人均消费水平主要由人均GDP决定,且我国人均消费水平与人均GDP呈线性关系。之后的人均消费水平相对当年人均消费水平的影响是不显著的。从模型经济意义上分析,我国人均GDP每增加1%,人均居民消费约增加0.71%。如何正确处理我国人均消费水平与人均GDP关系提出以下建议:

(1)主要依靠增加我国人均GDP来提高我国人均消费水平。

由于目前我国已经达到的消费总水平较低,上年的消费水平相对当年消费水平的影响是不显著的,当年人均消费水平状况主要由当年国内生产总值水平来决定的。因此,要显著的提高我国人均消费水平主要依靠显著提高我国人均GDP的水平。

(2)正确认识人均消费水平与人均GDP之间动态变化关系。

由于随着人均消费水平的不断提高,滞后的人均消费水平将影响(减弱)我国党旗人均消费水平的提高,即随着人均GDP的不断增加,我国人均消费水平不断提高,但其增速呈逐年递减的趋势,这是正常现象,也符合我国居民消费的实际情况。

(3)正确处理我国消费与积累的关系。扩大内需,拉动消费,促进国民经济持续、快速、健康发展。

根据消费理论,消费与积累之间的关系存在相互影响相辅相成的关系。[4]当某一年的国民总收入(GNP)总量一定时,用于消费的部分越多,则用于积累和扩大再生产投入的部分就越少。而积累和扩大再生产投入减少,必将影响下一年的GDP的增加,固定资产投资对GDP具有显著影响,从而影响下年居民消费水平。应该正确处理还消费与积累的关系,确定一个适当的消费与积累的比例,以保持国民经济持续快速健康增长和居民生活水平的适量提高。

由于各种原因,当前我国居民储蓄水平持续高涨,但居民有效需求不足,消费对国民经济的拉动力度不强。因此,为保持国民经济持续、健康、快速发展,在采取货币政策相对紧缩的同时,必须刺激内需,积极扩大和引导居民消费,以消费拉动经济增长。

参考文献

[1]罗伯特S.平狄克、丹尼尔L.鲁宾菲尔德:《计量经济模型与经济预测》[M];机械工业出版社,2006:51-59。

[2]何晓群等:《应用回归分析》[M];中国人民大学出版社,2001:105-110。

[3]段晓强:《90年代初以来我国城乡居民消费的实证分析》[J];《当代经济研究》2004(8):21-23。

城镇人均消费支出 篇4

2011年, 鞋类国内消费数量估算为33亿双, 其中城镇人均鞋类消费数量约为3.0双, 金额370元。

今年以来, 鞋类销售仍保持双位数增长, 但是增速回落。2012年1～8月份, 社会消费品零售总额同比增长14.1%, 其中限额以上服装鞋帽、针纺织品零售企业零售额5864亿元, 同比增长17.5%, 同比回落6.5个百分点;8月份, 全国百家大型零售企业增速为8.41%, 增速同比回落13.57个百分点;8月份, 商务部监测的千家重点零售企业鞋帽销售额增速为10.5%, 同比回落2个百分点。

在鞋类消费增速放缓的同时, 鞋类零售价格继续增长。1～8月, 鞋类零售价格同比增长2.6%。

城镇人均消费支出 篇5

在一定的生产力条件下,消费引导产业发展和产业结构变化,从而决定经济增长。扩大内需、推进消费来增进国民经济增长是“十二五”规划和党的十八大报告明确提出的战略。因此,释放居民消费潜力,使经济发展更多依靠内需特别是居民消费需求拉动,是解决现阶段中国经济发展问题的现实选择。

国内学者张邦科(2012)、朱琛(2012)、杭斌、闫新华(2013)等基于西方消费理论对我国居民的消费行为进行解释或检验。这些文献将城镇居民、农村居民统一在一起进行分析,研究结论掩盖了中国居民消费的差异化特征。实际上,中国的城市消费者与农村消费者在对待产品的价格、产品品牌以及产品的分类和促销上有截然不同的态度,由此导致农村居民与城市居民在生活消费方面的巨大差异。于淑波等(2011)认为中国城乡二元结构造成城乡居民收入差距的悬殊,必然导致城乡居民消费差异拉大。潘文轩(2009)发现我国城乡居民消费行为的差异性表现在相邻期间消费关联性、自发消费、边际消费倾向和消费行为稳定性等方面。李辉等(2011)发现,农村居民的消费更为谨慎,而且消费惯性和制度变迁等因素对城乡居民的消费均无显著影响。涂立桥(2013)研究城乡居民的边际消费倾向动态曲线,发现城镇居民和农村居民的消费差异。因此,只有将城镇居民和农村居民进行比较研究才能揭示中国居民消费的行为特征。当然,这些文献仅仅分析收入对消费的影响,研究结论带有一定的局限性。因此,对城镇居民和农村居民的消费状况的比较分析应用多维视角。

二、城乡居民人均消费的定性分析

(一)城乡居民消费偏好的差异

城镇居民由于自身的受教育程度和所处的城市氛围,更倾向于娱乐消费、超前消费;城市住房商品化改革,使得将收入的大部分用于购买住房和精神文化等支出。农村居民大多具有传统观念,加之社会保障体系相对薄弱,他们满足吃、住基本生存的消费外,现有收入的大部分主要进行储蓄,消费偏好趋向保守谨慎。

(二)城乡居民消费环境的差异

城乡居民消费环境中商流、物流和信息流的流动性是导致个人消费支出差异的一个重要因素。主要表现在:一是大多数企业对农村市场的调查不够,加之商品销售网络和服务体系的不完善,商流信息不对称使得农村居民消费需求得不到释放。二是交通、通信、供电等基础设施不均衡,产品流通渠道不畅,使得质优价廉的货物难以到达农村,影响了城乡居民对家用电器和现代化工业产品的消费支出。三是信用环境、金融环境的差异,城镇居民工作稳定,有能力进行消费信贷,而农村居民收入稳定性差,对消费信贷的强烈愿望难以实现。

(三)城乡居民消费层次的差异

不管是城镇居民还是农村居民,恩格尔系数均小于50%,如图所示。说明截至2012年中国城乡居民的温饱问题已经基本解决;农村居民的恩格尔系数在这13年间均高于城镇居民的恩格尔系数,这是符合恩格尔定律的。

城镇居民和农村居民的恩格尔系数出现两个比较明显的呈上升趋势的拐点:2004年恩格尔系数的上升原因一是农村优惠政策的实施(义务教育免费、低保等)开始显见成效,二是中国的城乡居民在满足基本的温饱需求之后,开始关注食品的营养消费;2008年城镇居民和农村居民的恩格尔系数均有明显的上升,主要源于金融危机的爆发,加大了居民的基本生活支出。

2000-2012农村居民和城镇居民家庭恩格尔系数

三、城乡居民人均消费差异化的实证分析

基于ELES模型和2012年城镇和农村居民个人消费支出的数据,用Eviews5.0软件对边际消费倾向和消费结构进行估计,结果如表1所示。

注:交通通信和其他商品及服务的消费支出相关估计经过异方差处理。

表中显示,城镇居民每一项消费支出β的t检验在1%的显著性水平显著,且八项消费支出均在1%的显著性水平下通过F检验,说明模型的整体效果较好;而服装、医疗保健、交通通信和其他商品及服务的决定系数较低(0.5以下),表明城镇居民的消费支出与人均可支配收入的相关度不高。农村居民八项消费支出的可决系数均高于0.5,而食品、医疗的决定系数则高于0.8,表明农村居民个人消费支出与人均收入相关度较高。

(一)城乡居民边际消费热点的差异

表中βi反映城乡居民的消费倾向:城镇居民排在前三位的是食品、交通通信和教育文化娱乐;农村居民位列前三位的是食品、医疗保健和居住。随着城镇居民的收入逐年提高,基本的生活需求得到满足后,人们开始追求更高质量生活,开始注重“享乐型”消费,消费热点向交通通信水平和文教娱乐的需求转移。对于农村居民而言,食品类的边际消费倾向在消费支出中仍然占据最大的一项,主要是因为生活水平的不断提高,农村居民更加注重饮食质量和生活质量,更多考虑“吃好”;此外,他们历来都习惯将收入花费在建房上,较多地考虑“住”。

(二)城乡居民消费结构的差异

对比各项具体的消费支出,农村居民对食品、衣着的消费倾向高于城镇居民,主要是因为收入的增长对城镇居民的食品、服装消费影响相对较小,而农村居民食品消费水平的变化空间较大,并且开始追求服装的款式和样式。由于城市房价上涨的压力,在很大程度上会抑制城镇居民的购房需求,而农村居民的自建住房成本和质量的上升,使得居住消费倾向高于农村居民。农村居民和城镇居民的家庭设备用品服务的消费倾向相当,但产生的原因不同,城镇居民对家庭设备产品的升级换代显著,更多追求高档的个性化消费,在品牌、款式和售后服务方面的支出较大;农村居民则开始接纳品质好、科技含量高、功能多的产品。由于农村医疗保健制度尚未惠及每个居民,而城市相对完善,农村居民的医疗保健消费支出高于城镇居民。随着家用汽车、智能手机和移动通信网络普及,城镇居民在交通通信消费支出方面变动较大,而此类消费支出在农村市场有较大发展潜力。

(三)城乡居民消费趋势比较

平均消费倾向能够反映当前消费与未来消费的关系,如表3。城镇居民平均消费倾向仅在2002年出现了上升,整体呈逐年下降趋势,主要原因是在2002年,中国继续实施扩大内需的积极财政政策,一定程度上增强了城镇居民的消费信心。农村居民平均消费倾向变动趋势不明,主要原因是农村居民对未来的不确定性,使得其人均消费支出徘徊不定。但对比2005-2012年的平均消费倾向,农村居民均高于城镇居民,主要原因是2005年农村居民收入快速增长和2009年“家电下乡”等拉动新一轮消费刺激政策的实施,农村居民消费需求得以进一步释放。

四、政策建议

(一)建立和调节城镇居民相应的收入分配制度,缩小不同阶层之间的收入差距

持续推进农村城镇化和农业现代化进程,促进农村居民收入的较快增长。

(二)完善社会保障体系,改善居民消费偏好

在增加农村居民收入的基础上,需要进一步完善社会福利保障体系,减少农村居民对未来预期的不确定性,增强其现实消费需求,促进消费结构升级。城镇居民的个人消费比较超前,更需要杜绝不合理的消费,引导其健康、适度的消费,形成可持续发展的消费观念。

(三)积极创造消费条件,改善消费环境

全国城镇居民消费支出结构分析 篇6

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.

浅谈政府支出对城镇居民消费影响 篇7

在长期内, 政府总体支出对全国及城乡不同利益群体消费都具有挤出效应, 且对于城镇居民消费支出的挤出效应大于农村居民。政府的投资性支出和消费性支出对全国和城镇居民的消费支出都具有挤出效应, 但是对农村居民而言, 投资性支出表现为正向影响;在短期内, 政府投资性支出对全国和城乡居民消费都具有挤出效应, 消费性支出对于全国和城镇居民消费都有挤入效应, 但是对于农村居民却是挤出效应。

在中国转型背景下, 住房、教育、医疗等方面的大额支出, 往往构成影响居民消费边际倾向的最重要的不确定因素。我国农村居民本来收入水平就远远低于城镇地区, 再加上政府财政支出中教育、医疗等支出在城镇与农村地区投入的不平衡性, 低收入和不确定性增强必然导致农村居民边际消费倾向锐减。城镇和农村居民消费支出的变化周期与经济体制改革的进程紧密相关。

1、城镇和农村居民收入增长是消费增长的主要影响因素。无论城镇居民收入增长率还是农村居民收入增长率, 对其消费增长率都是显著的正向影响。这说明, 居民收入仍是居民消费的主要影响因素, 与城镇和农村的二元经济结构无关, 故要想提高居民消费就要增加居民的可支配收入。

2、城镇居民对消费支出的不确定性大于农村居民。城镇居民受消费支出波动率影响为负, 而农村居民受上期消费支出波动率影响为正。因此, 当城镇居民的某些消费属于被动消费或不确定支出时, 城镇居民必然会在下期进行储蓄以减少消费, 来应对未来消费的不确定性。

3、社会保障支出对城镇和农村居民消费存在相同的正影响。人均社会保障支出变化率对城镇居民和农村居民消费增长率均有比较显著的正向影响。社会保障支出对居民消费增长具有明显地改善作用。这是因为, 社会保障支出是具有转移支付性质的财政支出, 能够直接改变消费者收入预算线并有助于改善收入分配结构, 这就再次证明了直接影响到居民收入预算线的财政支出对居民消费影响最有效。在未来的扩大内需政策中除努力增加居民收入外, 应当参考社会保障支出所具有的直接影响居民消费的特点, 研究制订财政支出政策。

4、教育和卫生支出对城镇居民影响大于农村居民。人均教育支出和人均卫生支出对城镇居民消费增长率影响为正且比较显著, 而教育和卫生支出对农村居民消费增长率影响不显著。在过去十几年来的财政支出政策, 我国的教育支出政策和医疗卫生支出政策更多地向城镇居民倾斜, 直到2007年才开始加大针对农村的教育和医疗投入。教育支出本身增长幅度比较平稳, 加上原来农村教育基础比较薄弱, 很难有显著地影响;而医疗卫生支出在过去十年来并没有直接针对农村居民医疗保障的相关政策。因此, 农村居民消费增长受到教育支出和医疗卫生支出的影响较小。

5、支农支出对农村居民消费增长有显著的正向影响。人均支农支出增长率对农村居民消费增长率有显著的正影响。农村居民消费增长率与支农支出增长率的趋势基本呈现一致。这是因为农村居民的生产和生活交织在一起, 支农支出对农民的影响比较直接。

近年来我国政府对教育、医疗卫生和社会保障的支出有较快增长, 有力促进了经济发展和社会和谐。但这些支出在财政总支出中的比重没有明显变化, 还显著低于国际平均水平, 并已对居民收入和消费产生较大影响。

首先, 加大农村基础设施的政府投资力度, 促进农村相关消费的增长。

由于农村地区人口密度和居民购买力相对较低, 规模效应相对较弱, 因此农村基础设施的经济效益通常不明显甚至无经济效益, 具有较强的外部性和公益性特征, 民间资本一般不愿进入, 需要政府承担主要的投资责任。但长期以来, 中央财政对城镇基础设施建设投入了大量资金, 而农村基础设施建设基本上靠农民自己投入, 从而造成了城乡在基础设施建设方面的差距拉大。为此, 要以社会主义新农村建设为契机, 加大农村基础设施建设的财政投入力度, 改变农村基础设施落后的状况。

在卫生领域, 据2002年世界卫生组织统计显示:中国人均政府卫生支出水平在191个成员国中排名131位, 仍属低下水平。从公共卫生保健支出占GDP的比重看, 2000年世界平均为5, 4%, 高收入国家为6, 0%, 中等收入国家为3, 0%, 中低收入国家为2, 7%, 而中国仅为1, 9% (世界银行, 2004) 。再从政府负担比重看, 2000年发达国家的政府负担了卫生总费用的73%, 转型国家的政府负担了70%, 最不发达国家的政府负担了59, 3%, 其他发展中国家的政府负担了57, 2%, 中国则只负担了39, 4%, 政府支出所占的这一比例是世界各国中最低的之一 (王绍光, 2003) 。

其次, 加大社会保障和收入支持的政府支出力度, 稳定居民支出预期。

中国政府在社会安全网方面的支出差距是很大的。在发达市场经济国家的公共财政体系中, 社会保障及福利方面的公共消费或者说收入支持方面的支出是政府最主要的支出项目, 占财政支出的比重一般高达30%-50%, 占GDP的比重也大都在10%-30%之间。而中国的这两个比例2004年分别仅为12, 08%和2, 15%。如果以较宽的口径计算, 即国家加社会 (主要是企业) 的社会保障支出, 2002年也仅占到GDP的7, 15% (蔡社文, 2004) 。正是由于社会安全网的不健全, 居民的预防性储蓄动机较强, 从而抑制了即期消费。因此, 要进一步提高政府在社会保障上的支出力度。

城镇人均消费支出 篇8

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).