中国居民消费水平

中国居民消费水平（共12篇）

中国居民消费水平 篇1

0 引言

众所周知,要讨论收入差异和总消费的关系就必须在消费理论的框架内进行,但现有的消费理论并未给出二者之间关系的明确结论,一般来讲,这种关系隐含在消费函数逻辑推理的后面(1)。在直觉上收入差异对消费水平确有影响,该命题的支持者往往借鉴于凯恩斯(Keynes,1936)消费理论中的“边际消费倾向递减”规律来说明,坎贝尔和曼昆(Campbell and Mankiw,1989;1990;1991)的假说的理论核心也是凯恩斯的“边际消费倾向递减”规律,而该命题的反对者则更多引用基于莫迪格利亚尼和布拉姆伯格(Modigliani and Brumberg,1954)与弗里德曼(Friedman,1957)提出的生命周期假说(Life Cycle Hypothesis,LCH)和永久收入假说(Permanent Income Hypothesis,PIH)形成的标准生命周期理论来反驳。本文的研究结果表明收入差异对消费水平有一定影响。文章首先介绍了凯恩斯“边际消费倾向递减”规律对二者之间关系的解释,然后讨论分析收入差异的衡量方法和适合中国居民的消费函数,最后在基于上述理论的基础上论证两者之间的关系。

1 凯恩斯消费理论中收入差异和消费水平的关系

凯恩斯在《就业、利息和货币通论》中这样写道:“消费倾向是一个比较稳定的函数,从而,总消费量一般取决于总收入量(二者皆以工资单位加以衡量)。”(2)根据凯恩斯的论断,消费与收入之间可能存在如下所示的稳定的函数关系:Ct=χ(Yt),χ′>0。

其中Ct和Yt分别表示第t期的消费和可支配收入。同时我们可以得到如下的消费函数:Ct=a+bYt。

其中Ct和Yt分别表示第t期的消费和可支配收入,a和b是两个常数,a>0而0<b<1,a表示自发性消费,b表示边际消费倾向(MPC),(a/YT+b)则表示平均消费倾向(APC)。凯恩斯认为,边际消费倾向b是递减的:收入Yt越高,则b值越小。可以说这一点符合我们的日常观察,但凯恩斯认为这一关系的存在是先验的人性使然。由于a>0、0<b刍1,则a/YT+b>b。又由于a是个常数,b是递减的,所以平均消费倾向a/YT+b将随着收入Yt的增加而减小。这表明一个人的收入越高,消费在其收入中的比重越小,储蓄所占的比重越大。这也就意味着对整个社会而言,如果采取“劫富济贫”式的收入再分配政策(即缩小社会居民整体之间的收入差异),整个社会的平均消费倾向(APC)就会越高,社会总消费必然越高;但如果相反,极端的收入分配不均(即社会居民收入差异值接近于1)就会使社会整体的平均消费倾向降低,必然产生社会需求不足。

这是当前整个理论界关于收入差异和消费需求关系的讨论中,缩小收入差异有利于提高总消费的最有力的观点。然而,该理论主要是建立在凯恩斯对消费心理的主观判断上的,缺乏经济学意义上的微观基础。

2 收入差异和消费水平的关系论证

虽然凯恩斯的“边际消费倾向递减”规律已经给出了收入差异和消费水平的负相关性关系这一结论,但他的论述是以先验的人性来说明的,缺乏逻辑性。

在本节中,文章将对二者之间的关系加以推理论证。为此,本章首先寻求衡量收入差异的指标,其次是在引用了叶海云(2000)(3)的短视消费模型的基础上对收入差异和消费水平的关系加以论证。

2.1 收入差异的衡量方法

2.2 收入差异与消费水平的关系论证

要研究收入差异与消费水平的关系,我们还必须分析我国居民的消费行为,从而得到我国居民的消费函数。对于消费函数的研究,本文直接引用叶海云(2000)(3)的短视消费模型,即:

其中C0表示消费者的现期消费,r表示利率,A0表示其初始流动性资产水平,y0表示现期收入,y1代表下期收入,R*是消费者本期的实际储蓄目标。

上式中的yi代表消费者i的可支配收入,我们用y0i表示消费者i的本期可支配收入,则对于含有n个消费者的整个经济体而言,他们的本期可支配收入满足:

由(2)式我们可得含有n个消费者的经济体的总消费:

将(4)式带入上式我们得到如下所示的收入差异和总消费的函数关系:

通过本节对居民收入差异和消费水平的关系论证,我们得到如下的结论:调整居民之间的收入再分配可以缩小居民之间的收入差异,从而可以提高居民的消费水平。虽然这一结论在先前的经济理论中不止一次被提到,但这些理论大都是通过凯恩斯的“边际消费倾向递减”规律来寻找解释,而本文主要是将二者结合在一个经济模型中,通过寻找二者之间内在的数学逻辑关系来加以证明解释的。同样,任何一个结论都需要通过检验,下面本文将对上述结论进行检验并加以分析。

3 中国居民收入差异与消费水平关系的验证与分析

通过第二章的讨论,我们论证了居民收入差异和消费水平之间的关系,这一关系就是:收入差异和消费水平之间存在负相关,缩小居民之间的收入差异将有利于提高居民消费水平。为了使上述论证更具可靠性,在本章中我们将对下式所表示的收入差异和消费水平之间的负相关关系进行验证。

如前所述,通过对上式的分析我们发现,整个经济体居民总消费∑C和变异系数Vn2的平方之间存在负相关性,因此如果缩小居民之间的收入差异,即缩小变异系数Vn,则整个经济体居民消费水平将增加。

表1是1991-2000年中国居民消费价格指数和收入指数列表。

数据来源:根据1991-2000年历年《中国经济年鉴》和《中国统计年鉴》.其中2000年农村居民收入指数缺失.

根据表1中的消费价格指数和收入指数,我们可以将我国城镇居民和农村居民1991-2000年消费值稍做处理:首先是分别计算出历年城镇居民和农村居民消费均值;其次是扣除消费价格指数和收入指数对城镇居民和农村居民的消费值的影响,即将所得到的各消费均值除以消费价格指数和收入指数(此处虽然农村居民消费价格指数和收入指数的基年不同,但不影响最后结论)。最终我们得到如下表2所示数据。

如表2所示,经处理后的数据扣除了消费价格指数和收入指数的影响,因而在经济学上具有可比性。因此,我们可以认为上述数据是全国居民经过多次不同收入再分配而得到的10组不同收入数据。在此,为了便于和变异系数比较,我们还需对表2中的数据加以处理,即将表中数据由城镇居民消费值计算得到的数据除以1000,而由农村居民消费值计算得到的数据除以500。由于每次收入再分配均会影响变异系数的变化,因此我们可以将再次处理得到的数据和根据1991-2000年历年城镇居民和农村居民可支配收入通过计算得到的变异系数加以比较来说明收入差异和消费水平的关系,将历年变异系数和处理得到的数据结合在一个图表中即得如图1。

从图1我们可以看出,对于城镇居民来说,居民收入差异和消费水平的负相关关系还是比较明显的:当城镇居民的变异系数比较小时该年份的居民消费值比较高,相反,当变异系数比较大时该年份的消费值比较低。在1991年城镇居民的变异系数为0.205065,经处理后的城镇居民消费值为0.29335;从1992-1996年间城镇居民的变异系数不断变大,而城镇居民消费值基本上是逐渐变小的;在1997年,变异系数再度下降,同期城镇居民消费值升高;此后,变异系数逐年升到2000年的0.280699,而城镇居民消费值由1997年的280.52下降至275.30。

对于农村居民而言,检验结果表明农村居民收入差异和消费水平的负相关关系却不是那么明显。其实农村居民之间的收入差异还是比较大的,但是在我国农村一直存在农村消费需求不足问题,这主要由于:一是在我国仍有部分农村居民尚处在解决温饱阶段;二是农民教育、医疗支出大幅增加以及盖房、子女结婚等其他经济负担越来越重;三是农村市场体系不健全、消费环境不好,农村配套基础设施建设相对滞后,农村消费信贷环境欠佳。这些因素明显降低了农民的消费力。因此,整体而言,不论是高收入者还是低收入者,其消费需求变化均不如城镇居民那么明显。因而居民之间的收入差异对消费水平的变化没多大影响也就不足为奇了。

通过上述分析,验证的结果不如直接由理论推导得到的结论明显。考虑其原因主要有以下两个:一是我们仅仅以全国31个省、市的收入和消费均值来验证,所选的数据虽然具有代表性但缺乏普遍性,因此数据的选取对验证结果产生了一定影响,在一定程度上造成了验证结果与理论的不一致;二是在寻求居民总消费时,我们是将单个消费者的消费函数直接加总得到的。虽然这在理论上是成立的,但在具体的验证过程中,我们可能会遇到把微观变量加总为宏观变量时产生的“收入分配”效应,即宏观消费函数的函数形式和系数不仅取决于微观消费函数的形式和系数,还取决于整个经济体的收入分配状况。虽然这一点还需更多的理论支持和计量验证,但不可否认,该效应的存在无疑对验证结果增加了不确定性。

综上所述,对居民收入差异和消费水平关系的验证结果表明二者之间的确存在负相关性,因此调整我国居民特别是城镇居民的收入分配、缩小收入差异将有利于提高整体居民的消费水平。

摘要：本文是在西方经济学消费理论的框架内,着重分析和研究了一个经济体中居民收入差异和该经济体消费水平的相关性。本文与其他相关研究虽然在结论上一致,但研究方法不同:在此之前的研究都是借用凯恩斯的“边际消费倾向递减”规律来定性说明居民收入差异和消费水平之间存在负相关关系,而本文则建立了一个同时含有收入差异和消费水平的消费模型,并通过对该模型的数学分析来论证二者之间的负相关性。

关键词：收入差异率,变异系数,短视消费模型

参考文献

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中国居民消费水平 篇2

此次的调查数据中发现，中国游客在日“爆买”显神威，第一季度消费2775亿日元，占比39.3%，成为起爆日本国内消费的生力军。此外，第一季度外国游客的人均访日旅行支出为171028日元，较去年同期的149517日元增加了14.4%。首季访日总人数达413万人，较去年的287万人增加了43.7%。访日外国人的首季消费总额达到7066亿日元，较去年增加了64.4%，同时也超过了过去最高的20__年第四季度5605亿日元，再次大幅刷新记消费纪录。

此次消费者市场调查数据，包括住宿、饮食、交通、娱乐、购物等费用。日元持续贬值、去年10月扩大免税对象商品范围、今年1月放宽面向中国的签证条件等因素，是促进外国人访日消费的重要原因。其中，中国访日消费大幅上升是拉抬外国游客全体访日消费的主要原因。第一季度访日中国游客达92.35万人，同比增长93.2%；在日人均旅行消费额达到了300434日元，较去年的248000日元增长了20.9%；在日消费总额2775亿日元也同比增长了39.3%。中国人领衔外国游客在日消费首次突破人均30万日元，其次是澳大利亚247643日元、泰国179276日元。

中国游客的消费内容方面，住宿费52868日元、饮食费43501日元、交通费20256日元、娱乐费5184日元、购物费176975日元、其他1651日元等。这与第二的澳大利亚访日重食宿和娱乐消费不同，国人将近18万日元的购物费用约占消费的六成，绝对第一。

中国人口抚养比与居民消费 篇3

关键词：（中）关键词人口抚养比；居民消费率；生命周期理论

中图分类号：（中）中图分类号C92-05文献标识码：A文章编号：1000-4149（2013）05-0003-07

收稿日期：（中）收稿日期2013-01-27；修订日期：（中）修回日期2013-05-29

基金项目：（中）基金项目教育部人文社会科学基金资助项目（10YJA790129）。

作者简介：（中）作者简介罗光强（1963-），湖南湘乡人，湖南农业大学经济学院副院长，教授，博士生导师，管理学博士。研究方向：产业经济与组织。

正文

一级标题一、引言

中国目前处于人口年龄结构的转型期，社会人口老龄化趋势越来越明显。由图1可以看到，近30年来，0～14岁少儿人口占总人口的比例是逐年下降的，由1982年的336%下降到2011年的165%；与之同时，65岁及以上老年人口占总人口的比例是逐年上升的，由1982年的49%增加到2011年的91%。这种人口年龄结构变化给中国的经济社会发展带来了一系列问题，其中比较突出的问题是社会养老负担加重和人口红利消失。蔡昉认为中国的人口红利将在2013年后迅速消失，今后一段时期内中国将不得不实行经济结构转型，提高社会生产率，以维持经济的持续增长[1]。中国的人口年龄结构变化除了对社会养老和人口红利产生影响外，还可能对居民消费产生影响。按照莫迪利安尼（Modigliani）等人提出的生命周期理论的观点，一个国家的人口年龄结构与该国的居民消费率存在着相关关系，即一国的人口抚养比（包括少儿抚养比和老年抚养比）越高，则该国的消费率越高[2]。本文基于生命周期理论的基本观点，从人口抚养比与居民消费之间的关系入手，探讨人口结构变化对内需增长的影响。

（中）图题图11982～2011年中国人口年龄结构和居民消费率变化

数据来源：国家统计局统计数据库（http：//wwwstatsgovcn/tjsj/），经作者计算整理而得。

一级标题二、文献回顾

在莫迪利安尼等人提出生命周期理论后，人口年龄结构在研究居民消费的文献当中开始受到关注[3]。特别是在20世纪80年代后，不同国家之间居民消费率的巨大差异让人费解，越来越多的学者希望在经验研究中通过加入人口年龄结构变量（比如人口抚养比等）来解释这种差异性。但不同学者的经验研究结果并不一致，有的结果支持人口抚养比与消费率之间的关系，有的结果则不支持。列夫（Leff）利用跨国的宏观时间序列数据做横截面回归分析，结果表明人口抚养比与消费率之间不存在统计上的显著性关系[4]。威尔逊（Wilson）通过对澳大利亚和加拿大的储蓄时间序列数据做协整回归并进行了对比性分析，其结果也不支持人口抚养比与消费之间存在相关关系[5]。迪顿（Deaton）等人利用家庭调查数据对中国台湾、泰国、英国和美国等四个国家和地区的经济和人口增长与储蓄率之间的关系进行了研究，其结果表明人口抚养比并不能解释经济增长与储蓄率之间的联系[6]。德梅瑞（Demery）等人的研究表明，人口年龄结构与消费率之间存在关系，他们对英国的家庭支出数据进行了研究，发现家庭数据夸大了青壮年的储蓄率而低估了中老年人的储蓄率，个人储蓄率与“驼峰状”（hump shape）的生命周期模型更为接近[7]。

随着中国经济发展的加速和影响的扩大，有关中国的抚养比与居民消费率（或储蓄率）之间关系的相关研究越来越多。克雷（Kraay）使用中国30个省份的家庭调查数据的研究表明，人口抚养比对储蓄率（或消费率）的影响系数非常小，并且在统计上不显著[8]。霍瑞尔卡（Horioka）等人运用生命周期模型对1995～2004年的中国分省家庭调查数据进行了动态面板分析，发现中国的消费率主要取决于消费习惯和收入增长率，只有1/4的样本数支持人口抚养比与居民消费率之间存在着统计上的显著性关系[9]。而莫迪利安尼等人的研究表明，儿童抚养比的倒数与中国的高储蓄率呈正相关关系，换言之，儿童抚养比与消费率也会呈正相关关系[10]；保罗·舒尔茨对这一研究结果持怀疑态度，他认为当期消费与人口年龄构成之间不存在依存关系[11]。其后，李文星等人[12]、李魁等人[13]、王霞[14]的研究表明人口抚养比对消费率有一定的影响，但在影响系数的大小方面，他们的研究结论存在较大差异。这可能与他们的模型变量选择、数据处理、估计方法有关：李文星等人、李魁等人都选择GMM估计方法，虽然GMM方法可以解决变量的内生性问题，但不同工具变量的选择会导致不同的估计结果；王霞对变量都进行了对数化处理，使得估计结果很难解释（因为模型中大部分变量的数据单位是百分比）。另外，李春琦等人[15]、陈冲[16]的研究表明人口抚养比对农村居民消费具有显著性的负向影响，但他们的人口抚养比数据是全部人口抚养比而不是农村人口抚养比，因此，其研究结论的可靠性不高。

基于此，本文研究的不同之处在于以下三点。第一，样本期的选择。居民消费率容易受到宏观经济环境的干扰，为了减少这种干扰，本文选择宏观环境相对稳定的时期（2001～2011年）作为样本期。第二，选择生命周期理论作为模型的理论基础。前面大多数文献研究的目的是弄清影响消费率的因素有哪些，其一般选择约简型消费模型（其实是混合消费模型），这种模型的优点是可以摆脱各种消费模型约束条件的限制，缺点是因变量与自变量之间理论联系较弱，研究结果容易受到经验数据和估计方法的影响。本文研究的出发点是考察人口年龄结构变化对消费率的影响，而生命周期理论可以很好地拟合这种想法。第三，在模型中加入人口抚养比与收入的交互变量，以考察人口抚养比对消费率影响的依赖条件。

一级标题三、计量模型和数据

二级标题1计量模型

本文的计量分析以霍尔模型为基础。霍尔（Hall）将理性预期理论和生命周期理论的基本思想结合起来，构建了随机游走模型[17]：

其中，Ct、Ct-1和ε分别表示当期消费、前一期消费和随机扰动项。（1）式说明个人的当期消费主要是受前一期消费的影响，意味着个人的消费行为较为稳定。如果将（1）式中个人消费（C）理解为整个社会的居民消费率（CR），则可以将（1）式改写为：

一个人在生命各阶段的收入是不同的，如果一个人在各生命阶段保持大致相等的消费水平，那么他在非工作年龄阶段（少儿和老年）的消费率比较高（此阶段收入较低），而在工作年龄阶段的消费率较低（此阶段收入较高）。因此，对一个国家或地区而言，人口抚养比的升高会导致居民消费率的增加。可以在（2）式中加入人口抚养比变量（少儿抚养比YD和老年抚养比OD）来考察其对居民消费率的影响程度：

在最近的一项的研究中，莫迪利安尼等人对生命周期理论作了进一步的拓展，认为居民收入增长率会对居民消费率产生重要影响[18]。他们假定国民财富（W）与一国的收入（Y）成正比（即W=αY，α与收入Y无关），由于储蓄可以被认为是财富的增加（即S=ΔY），则居民消费率（CR）与收入增长率（GR）的关系可以表示为：

（4）式表明居民消费率与收入增长率呈负相关关系。另外，莫迪利安尼等人在文献中也论述了通货膨胀率对消费率的影响。通货膨胀率的存在使得收入分离为实际收入和名义收入，从而影响到居民的实际收入及消费和政府的税收及消费；同时通货膨胀率使居民的理性预期发生偏误，干扰了居民的消费行为。至于通货膨胀率对消费率的影响程度如何，则视情况而定。在（3）式中加入居民收入增长率（GR）和通货膨胀率（INF）变量，便得到以下计量模型形式：

考虑到对于不同的居民收入增长率，人口抚养比对消费率的影响大小可能不同，即存在人口抚养比对居民消费率影响的偏效应；也就是说，在居民收入增长率高的地区，人口抚养比对消费率的影响可能更大。为了考察这种影响，在（5）式中加入人口抚养比与居民收入增长率的交互项：

二级标题2变量说明

本文选择中国31个省市自治区2001～2011年的相关统计数据作为研究样本，所有变量的数据来自《中国统计年鉴》（2002～2012）。居民消费率（CR）等于居民消费支出与地区生产总值的比值；少儿抚养比（YD）是指0～14岁人口占15～64岁人口的比例；老年抚养比（OD）是指65岁及以上人口占15～64岁人口的比例。由于各地区的居民收入数据难以获得，所以用实际人均地区GDP增长率作为居民收入增长率（GR）的代理变量；通货膨胀率（INF）是用各地区CPI同比指数换算而得。各变量的样本数据的统计性描述见表1。

本文采用的是面板数据，在计量模型估计之前，先要对变量进行平稳性检验和内生性检验。由表2可以得知各变量是平稳的。根据经验常识，实际人均地区GDP增长率（GR）可能是内生的，因为实际人均地区GDP增长率（GR）可能与随机误差项（ε）中某些因素有关。对实际人均地区GDP增长率（GR）的内生性检验步骤如下：先将GR对（5）式所有的外生变量（CR（-1）、YD、OD、INF）和工具变量GR（-1）作混合OLS回归，得到残差RESID；接下来，将RESID作为外生变量添加到（5）式中作回归，如果RESID的系数不显著，则说明变量GR是外生的。由表3可以得知，RESID的系数不显著，表明变量GR是外生的。

二级标题2估计结果分析

面板数据模型主要可以分为三类：混合模型、固定效应模型和随机效应模型，根据F检验和Hausman检验结果，本文选择个体固定效应模型。考虑到面板数据容易出现异方差的情况，组内估计法的估计结果会有偏误，本文采用可行广义最小二乘法（FGLS）对估计结果进行了修正。由表4可以看到，与组内估计法相比，可行广义最小二乘法的估计结果有了明显的改善：除了变量GR的统计显著性（t值）有所降低，其他变量的统计显著性明显提高，模型的拟合效果也有所增加。

注：1Levin， Lin & Chu检验的原假设是面板数据中的各截面序列有一个相同的单位根过程，FisherADF和FisherPP检验的原假设是面板数据中的各截面序列有不同的单位根过程；2、、分别表示在显著性水平1%、5%、10%的情况下拒绝原假设；3括号内为P值。

根据表4的估计结果，少儿抚养比（YD）和老年抚养比（OD）都在1%的水平上通过了显著性检验。少儿抚养比对居民消费率（CR）的影响系数为02267，即少儿抚养比每提高1个百分点，居民消费率增加02267个百分点；老年抚养比对居民消费率的影响系数为-04153，即老年抚养比每增加一个百分点，居民消费率下降04153个百分点。这一结果与生命周期理论并不完全一致，按照生命周期理论，少儿抚养比和老年抚养比对居民消费率的影响系数应该都为正。为什么老年抚养比的估计系数为负呢？这可能与中国特定的社会背景有关。本文中的老年抚养比是指65岁及以上人口占15～64岁人口的比例，而65岁及以上的人口是1950年前出生的；在那个年代出生的人，由于经历过十分艰难的社会生活，基本上保持着俭朴节约的生活习惯。老年人口日常消费支出比例较低，但他们有一定的收入，包括劳动收入、养老保险金、子女赠与、其他资产收益，等等，因此，老年抚养比的增加会降低居民消费率也是有可能的。除此之外，老年人口还有可能通过子女的预防性储蓄压低居民消费率：比如当父母逐渐年迈时，子女有可能增加储蓄以应对父母生病时的医疗支出等。由图1可以看出，我国老年抚养比在逐步升高，这在某种程度上解释了中国居民消费率逐步下降的趋势。另外，老年抚养比系数的绝对值大约是少儿抚养比系数的两倍，这似乎违背了经验常识，按理说少儿抚养比系数的绝对值应该更大一些，由图1也可以看到近年来少儿抚养比要明显大于老年抚养比。中国目前实行的是免费的九年义务教育制度，0～14岁人口正处于义务教育阶段，政府的公共教育支出替代了家庭的部分教育支出（比如学杂费等），这可能是少儿抚养比对居民消费率影响系数较小的原因。

少儿抚养比与实际人均地区GDP增长率的交互项（YDGR）在10%的水平上没有通过显著性检验，并且影响系数非常小，只有-00039，表明少儿抚养比对消费率的影响并不存在明显的偏效应。老年抚养比与实际地区GDP增长率的交互项（ODGR）在1%的水平上通过了显著性检验，影响系数为00211，即老年抚养比对消费率的偏效应为00211GR，也就是说在老年抚养比保持不变的情况下，实际地区GDP增长率每增加1%，老年抚养比对居民消费率的影响就增加00211%。这说明在实际地区GDP（或居民收入）增长越快的地区，老年人口的消费率就越高。老年抚养比对消费率影响的总效应为-04153+00211GR，当GR=20时，即实际地区GDP增长率为20%，老年抚养比对消费率的影响将趋于0；不过，在未来几年里实际地区GDP出现20%的增长速度几乎是不太可能的，所以在未来几年里，老年抚养比对消费率的影响总体而言是负向的。但是随着居民收入的提高，老年人生活观念的改变，老年抚养比对消费率的影响将逐步从负向转向正向。

为什么老年抚养比对消费率的影响存在偏效应而少年抚养比不存在呢？如果换一种角度思考，则可以认为老年抚养比对消费率的影响依赖于实际人均地区GDP（或居民收入）增长率，而少儿抚养比并不依赖这样的条件。这影射着中国普遍存在的一种社会现象：赡养老人是有条件的，而爱护幼儿是无条件的。对于一般的家庭而言，只有当青少年的正常消费需求被满足后，老年人的消费需求才会得到满足。这意味着收入水平对青少年的消费影响较小，对老年人的消费影响较大；只有当收入水平较高时，老年人的消费需求才会被逐步满足。这就解释了为什么交互项YDGR不显著而ODGR显著。

滞后一期居民消费率（CR（-1））、实际人均地区GDP增长率（GR）、通货膨胀率（INF）都在1%的水平上通过了显著性检验。滞后一期居民消费率的影响系数比较大（07415），是主要的解释变量，这与生命周期理论的观点相符。实际人均GDP增长率影响系数为-03147，说明经济增长率每增加一个百分点，居民消费率下降03147个百分点。通货膨胀率的影响系数为-01441，表明控制通货膨胀率将有助于增加居民消费率。

一级标题五、结论与讨论

本文基于生命周期理论的基本思想，运用中国2001～2011年的省际面板数据分析了人口抚养比对居民消费率的影响。实证结果表明，居民消费率与少儿抚养比有显著的正相关关系，老年抚养比对居民消费率有显著的负向影响，表明少儿抚养比越低、老年抚养比越高，居民消费率越低；这一结论在一定程度上解释了近年来中国居民消费率逐年下降的现象。少儿抚养比对消费率的影响不存在明显的偏效应，即少儿抚养比对消费率的影响并不依赖于居民收入水平的状况；而老年抚养比对消费率的影响有显著的正偏效应，即老年抚养比对消费率的影响与居民的收入增长率呈正比例关系，说明居民收入水平越高的地区，老年人口的消费率越高。就目前而言，老年抚养比对消费率的影响总的来说是负向的，但随着中国居民收入水平的提高，老年人生活观念的改变，老年抚养比对消费率的影响将逐步由负向转向正向。在未来的十几年里，人口老龄化趋势会越来越明显，对经济社会的影响也会越来越大，因此，促进我国内需的持续增长必须改善人口结构和老年群体消费的供求结构。

由于受统计数据的限制，本文中使用少儿抚养比和老年抚养比作为对劳动人口抚养负担的描述变量，但这两个变量的界定存在一定的缺陷，并没有十分真实地反映中国劳动人口的抚养负担。随着高等教育和职业技术教育的逐渐普及，越来越多的青少年人口（18～22岁）处于受教育阶段，用15岁作为劳动人口（15～64岁）和青少年人口（0～14岁）的分界线已失去现实意义。因此，青少年人口抚养比对居民消费率的影响在本文中被严重低估。

另外，宏观的省际面板数据虽然可以把握变量之间总量的经验关系，但是复杂的宏观坏境会影响到估计结果的稳健性。本文中某些结论及推测由于缺乏微观家庭数据的佐证，难免带有一定的主观性，比如本文认为免费的义务教育导致了少儿抚养比对居民消费率的影响较小、中国老年人口“俭朴节约”的生活习惯导致了老年抚养比对居民消费率的影响系数为负；这种解释表面上并不存在逻辑错误，但是也不能认为它客观地描述了居民的消费行为。因此，如果要进一步研究人口抚养比对居民消费率影响的微观基础，寻求微观家庭调查数据的支持则是十分必要的，这也是笔者进一步研究的方向。

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[18] 同[10]

中国城镇居民消费实证分析 篇4

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。

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中国居民消费水平 篇5

一．引题

近年来，在各种媒体报道上不断出现这样的说法：中国居民消费占GDP比重连年下降，说明国民收入分配体制严重失衡。（如《人民日报》2010年10月18日的《普通民众为何不敢花钱？》，就是一例）。

从统计数据看，中国居民消费占GDP比重的确从1978年的48.8%下降到2009年的35.6%。我们首先需要弄清楚的是，居民消费真的下降了吗？仔细观察统计数据会发现，中国居民最终消费“绝对值”非但没有萎缩，反而连年上升。最终消费增长率一直在高位运行，2004年为12.31%，之后一直保持两位数增长，2007和2008年都达到15%以上。2009年，消费增长率有所下降，但仍然达到9%。除了2009年之外，最近几年，消费增长速度都快过GDP增速。

和世界各国相比，中国居民消费上升的速度大大超过美国、英国、法国、德国、日本等发达国家，和巴西、印度、韩国等相比也毫不逊色。在这里，数据打架了。一方面，居民消费支出绝对值在持续高速上升，另一方面，这类支出占GDP的比重，确实在逐年下降。

表面上看，数据打架的原因很清楚：在1997年亚洲金融危机以后，中国大幅增加政府投资，基本建设投资增长速度惊人，这是导致消费占GDP比重逐年下降的根本原因。同样的，在2008年美国和欧洲遭遇金融危机之后，中国政府再次大幅度增加政府主导的投资，推出4万亿元刺激计划，使得消费占GDP比重进一步下降。

与此同时，因为中国居民需要为养老、医疗、子女教育和购房积累资金，不敢过快增加消费开支，很大程度上抑制了居民消费原本可以增长更快的潜力。

但以上分析的都是表面原因，下面我们来看一下其主要原因。

二．我国居民消费比重逐年下降的主要原因

（一）导致我国居民消费需求不足的最直接、最主要的原因是居民收入比重下降，城市化进程缓慢

从改革开放以来的变动趋势看，农村居民消费是我国消费变动的主要影响因素 从消费增长速度看，1979年-2007年，农村居民消费年均实际增长5.7%，城镇居民消费年均实际增长11%，政府消费年均实际增长11.2%。只有农村居民消费增速低于总消费增速(9.4%)，是总消费增长较慢的主要原因。从消费率看，2007年我国总消费率为48.8%，比最高峰时的1981年下降了18.3个百分点。其中，农村居民消费率下降了22.9个百分点，对总消费率变动的贡献度为-125.3%；城镇居民消费率上升了5.9个百分点，贡献度为32.3%；政府消费率下降了1.3个百分点，贡献度为-7%。农村居民消费率大幅下降，是我国总消费率下降的主要原因。

从消费贡献率看，2007年消费对GDP增长的贡献率只有39.4%，比1981年下降了54个百分点。其中，农村居民消费贡献率下降了43.8个百分点，占比为81%；城镇居民消费贡献率下降了6个百分点，占比为11%；政府消费贡献率下降了4.2个百分点，占比为8%。农村居民消费对GDP增长的贡献大幅下降，是我国消费贡献率下降的主要原因。

居民收入水平相对下降是消费率下降的主要原因，城镇化进程对提高消费率有重要促进作用

改革开放以来，我国城乡居民人均收入占人均GDP的比重均呈下降态势。城镇居民人均收入占人均GDP的比重从1978年的91.7%下降到2007年的53.4%，对城镇居民消费率变动的贡献约为-300%。农村居民人均收入占人均GDP的比重从1978年的35.7%下降到2007年的20.3%，对农村居民消费率变动的贡献约为-44%。

1978年以来，我国城乡居民消费倾向总体上也呈下降趋势。城镇居民平均消费倾向从1978年的1.18下降到2007年的0.86，下降了0.32，对城镇居民消费率变动的贡献约为-133%。农村居民平均消费倾向从1978年的1.03下降到2007年的0.79，下降了0.24，对农村居民消费率变动的贡献约为-26%。

1979年-2007年，居民消费率对总消费率变动的贡献度为-93%。其中，城乡居民收入比重下降对总消费率变动的贡献合计约为-152%，城乡居民人口结构变动(即城市化率的提高)对总消费率变动的贡献合计约为135%，城乡居民消费倾向下降对总消费率变动的贡献合计约为-76%。可以看出，城乡居民收入比重下降是我国消费率下降的最主要原因，城乡居民消费倾向下降对消费率下降也有较大影响。特别要指出的是，城市化率提高是我国消费率变动的惟一正向促进因素。城镇化率偏低，城镇化进程落后于工业化进程，也是我国消费率低、投资和消费失衡的重要原因。

（二）国民收入分配向政府和企业集中，向城市集中，向少数人集中 收入是消费的主要决定因素，收入分配结构决定了消费分布结构。从国民收入分配结构变动趋势来看，我国国民收入在上世纪90年代后在不断向政府和企业集中。

一是国民收入向政府和企业集中，导致居民收入比重下降。在我国GDP结构中，劳动者报酬所占比重在1995年以后开始逐年下降，固定资产折旧所占比重基本稳定，而生产税净额和营业盈余比重总体上呈上升趋势，国民收入分配不断向政府和企业集中。2007年，劳动者报酬占GDP的比重仅为39.7%，比1995年下降了11.7个百分点；生产税净额占GDP的比重为14.2%，比1995年提高了1.9个百分点；营业盈余占GDP的比重为31.3%，比1995年提高了8个百分点。

从国民可支配总收入分配结构来看，也反映出国民收入在加快向企业集中。1992年-2005年，企业(包括金融部门)占国民可支配总收入的比重从11.7%上升到20%，上升了8.3个百分点；政府占国民可支配总收入的比重先降后升，2005年为20.5%，与1992年接近；居民占国民可支配总收入的比重从68.3%下降到59.4%，下降了8.9个百分点。尤其是进入新世纪以后，企业占国民可支配总收入的比重基本呈逐年上升的态势，而居民所占比重基本上是逐年下降。

二是城乡居民收入差距扩大，农村居民收入比重大幅下降。1983年以后，我国农村居民收入占居民总收入1的比重基本上逐年下降，从1983年的66.9%下降到2007年的27.3%，下降了39.6个百分点；而城镇居民收入所占比重逐年上升，从1983年的33.1%上升到2007年的72.7%，提高了39.6个百分点。尤其是2000年以后，二者有加速变动的趋势，城乡居民收入比重差距急剧扩大。

三是城乡居民内部收入差距扩大，占人口比重大多数的中低收入家庭的收入比重在下降。以城镇居民为例，2000年-2007年，按各收入组权重计算的城镇居民可支配收入加权平均增长10.9%。其中，占城市家庭60%的中等收入以下组的贡献率只有52%，占城市家庭40%的中等收入以上组的贡献率达到48%。10%的最高收入组的贡献率为14.3%，而10%的最低收入组的贡献率只有6.2%。这说明，城市居民收入的增长主要是由高收入家庭贡献的，居民收入正在向少数高收入群体集中，大多数居民的收入增长较慢，收入比重下降。

四是居民收入差距扩大，导致社会消费倾向下降。一般来说，高收入居民的消费倾向较低，而低收入居民的消费倾向较高。因此,如果收入分配更加平等，则会提高整个社会的消费倾向。反之，收入分配差距越大，社会的消费倾向就越低。利用城、乡居民住户资料和基尼系数的回归分析结果表明：收入分配与我国城乡居民消费成反比关系，即收入分配差距越大，平均消费倾向越低。而且，农村内部收入差距扩大对农村居民消费倾向的影响更大。

工资性收入增长较慢是城镇居民收入比重下降的主要原因，也是城乡差距扩大的主要原因

从城镇看，与劳动者报酬对应的工薪收入是城镇居民收入的主渠道。1990年-2007年，城镇居民人均可支配收入年均名义增长13.9%。其中，工薪收入年均增长13.7%，比重从76.1%下降到74.2%，仍是主要收入来源，也是导致居民收入比重下降的主要因素。转移性收入年均增长14.7%，比重从21.7%上升到24.6%，是第二收入来源。经营净收入年均增长24.5%，比重从1.5%上升到6.8%，是增长最快的部分，也是第三收入来源。财产性收入年均增长20%，比重从1%上升到2.5%，增长较快但比重仍然很低。

从农村看，工资性收入已成为农民增收的主要来源。1990年-2007年，农村居民人均纯收入年均名义增长11.1%。其中，家庭经营纯收入年均增长8.9%，比重从75.6%下降到53%，仍是主要收入来源；工资性收入年均增长15.4%，比重从20.2%上升到38.6%，是第二收入来源，也是增长最快的部分；转移性收入年均增长12%，2007年比重达到5.4%，是第三收入来源；财产性收入年均增长9.1%，比重从4.2%下降到3.1%。从发展趋势看，工资性收入在农民收入中的比重还会持续提高。

从城乡居民收入差距看，对城乡居民收入差距影响较大的也是工资性收入。从2007年看，工资性收入差距对城乡居民收入差距的贡献率接近90%。

导致我国居民消费需求不足的还有其他原因，如历史文化、社会年龄结构、流动性约束等，但最直接、最主要的还是居民收入比重下降，城市化进程缓慢。三．改善措施

如何在确保居民消费绝对值上升的同时，提高消费占GDP的相对比重？首先，要看政府是否会长期保持高投资水平。

在上个世纪30年代大萧条期间，美国推行罗斯福新政，加大政府投资，建设了一系列重点交通和水利工程，对经济起到了良好提振效果。2008年金融危机爆发之后，奥巴马政府却已很难模仿罗斯福新政，因为美国已经找不到多少值得大规模投资、并能带来较好经济效益的建设项目了。在美国，高速公路早已四通八达，该修桥的地方早就修了桥，连十来万人的小城市都修了机场。中国和美国处在不同的经济发展阶段。中国经济还在起飞阶段，有许多值得投资的基本建设项目。许多美国经济学家就非常羡慕中国能够实施4万亿投资计划。正是由于大规模基础建设，在全球经济一片萧条的情况下，中国在2009年依然保持了8.7%的高速增长。但再过几十年，中国也会超越这个发展阶段，将很难持续采用投资基础建设来拉动内需。

大规模增加政府投资也存在很大隐患。铁路、公路和其它基础设施建设都需要投入大量资金。政府大规模投资的资金主要来源于政府债券融资或者增发货币。如果公共债务不断上升，对于未来经济发展很不利。寅吃卯粮，当时舒坦一阵，后患无穷。倘若以增发货币的方式扩大投资，更是饮鸩止渴。一旦触发恶性通货膨胀，很可能颠覆经济增长趋势。2009年，中国银行贷款猛增9.6万亿元，大部分贷款给了国有企业，投入了基础建设。银行不良贷款风险上升，不得不加倍警惕。

再看方程式中的另一个变量——居民消费。要提高居民消费水平，需要多管齐下。

第一，增加生产永远处于第一位。消费水平的提高应当是增加生产、增加物质财富存量的结果。在没有充分提高产出的情况下空谈提高消费水平，只不过是望梅止渴。第二，通过减税，增加居民可支配收入。目前，中国政府财税收入占GDP比重过大，在世界各国当中名列前茅。尽管税收负担很重，但地方政府依然入不敷出，债务高达7万亿元。要刺激消费，夏季要削减政府开支，减少居民税负。第三，稳定金融，控制货币发行量和信贷总额，减缓通胀预期。只有切实保证居民的未来购买力，人们才能放心增加当期消费。第四，加速推进社会保障体制改革，为低收入群体提供更加完善廉价的医疗、失业和养老保险，消除他们的后顾之忧。第五，大力发展中心城市的廉租房和经济适用房，为低收入群体提供住所，安居之后才可能增加消费支出。

中国居民消费水平 篇6

自上世纪90年代中期到现在，中国经济一直存在消费不足的问题，并且近几年这一问题变得更加严重，这点可以从中国居民储蓄不断增加，同时外贸出口也持续增长这一事实得到基本证明。很多学者从各个角度对中国的消费不足问题进行了精辟的分析，认为消费不足与中国社会保障机制不健全、贫富收入差距大、二元经济结构以及传统的节俭和遗产动机明显等因索有密切的关系。本文则从城镇居民与其教育相关的支出、居住支出和与医疗相关的支出等三项支出对城镇居民消费总支出的影响的角度展开分析，旨在从上述角度找出影响中国城镇居民消费不足的原因。

二、实证分析

中国城镇居民消费支出包括食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通通信、教育文化娱乐服务、居住和杂项商品与服务等8项，其中食品、衣着、家庭设备用品及服务、交通通信和杂项商品与服务等5项的消费支出对消费总支出的后续影响力比较小。尽管从2000年开始，食品、衣着和交通通信的支出比重大于或接近10％，占消费总支出的比重较大，而且交通通信支出所占的比重逐年上升，但是这5项不是本文的研究重点。而医疗保健、教育文化娱乐服务和居住这3项消费支出对消费总支出的后续影响力较大，并且这3项支出所占消费总支出的比重近些年基本呈逐年上升趋势，2000年后达到30％左右，尽管医疗保健所占比重一直低于10％，所以医疗保健、教育文化娱乐服务和居住这3项支出是本文的研究重点。同时，中国城镇居民消费不足的程度可以通过其消费总支出占其可支配收入的比重变化来衡量。

后续影响力可以定义为，居民某项消费支出的价格或其占居民消费总支出的比重的变化会影响当期及下期居民消费总支出的增长速度或居民消费性支出所占居民可支配收入的比重。

从中国当前的现实来看，从1995年到2004年，中国城镇居民医疗保健的价格指数有较大的波动，2000年前呈上升趋势，2000年后呈下降趋势，医疗保健支出所占消费总支出的比重则基本趋于上升。从1995年的3.11％上升到2004年7.35％；教育文化娱乐服务支出(尤其是其中的教育支出)的价格指数呈逐年上升趋势，从1995年的104.5上升到2004年的113.9，同时其支出所占消费总支出的比重也趋于上升，从1995年的8.84％上升到2004年的14.38％；居住支出的状况与教育文化娱乐服务类似。同时，从1995年到2004年，中国城镇居民的消费总支出占可支配的比重基本呈逐年下降趋势，从1995年的82.6％下降到2004年的76.2％。

从以上分析可以看出，除了医疗保健的价格指数与城镇居民消费支出的比重变化没有一贯的一致性外，教育文化娱乐服务和居住的价格指数以及医疗保健、教育文化娱乐服务和居住的比重均与城镇居民消费总支出的比重呈反向相关关系。从中国的现实来看，医疗保健、教育文化娱乐服务和居住这3大项的支出抑制了城镇居民的当期和下期的消费，倾向于多储蓄，抑制了城镇居民的消费总支出，导致城镇居民消费不足。

三、原因分析

从医疗保健支出方面来看，其价格指数的变化趋势与其占消费总支出的比重变化趋势相反，同时中国人均可支配收入却呈逐年递增趋势，这可能是因为2000年后中国城镇居民在医疗保健方面的消费量增长较快的结果。但中国至今还没有建立起覆盖大多数城镇居民的医疗保障体系，即使已经进入了该体系的居民也有相当部分难以获得充分的医疗保障，这致使医疗保健支出抑制了城镇居民增加当期和下期消费支出的积极性。

从教育文化娱乐服务支出方面来看，其价格指数的上升趋势使得人们预期将来在这一方面的支出会很大，同时其占消费总支出的比重呈上升趋势。这一方面会使得居民立刻降低当期的消费支出以增加将来的消费能力；另一方面会使得居民的消费可行集缩小，约束了居民的消费，这两方面都会导致消费不足。

从居住支出方面来看，其原因与教育文化娱乐服务支出类似。但有一个方面不同：单笔居住支出往往很大，尤其是居住支出中的购房支出，这使得居住支出对单个家庭来说可能会呈现出阶段性，在不购房的时候，居住支出往往会很小。

四、结论

中国城镇居民医疗保健、教育文化娱乐服务和居住3大项的支出所占其消费支出比重的增大抑制了城镇居民的当期消费积极性，同时教育文化娱乐服务和居住的价格上升加大了未来支出增大的预期，也抑制了城镇居民的当期消费需求，从而造成消费不足。

中国城乡居民消费结构比较研究 篇7

关键词：消费结构,城镇居民,农村居民,比较研究

一、引言

消费作为“三驾马车”之一, 是拉动经济增长的主要内生动力;特别是在我国经济进入新常态的背景下, 经济增速趋于放缓, 投资对经济增长的拉动力显著下降, 消费成为新常态下经济增长的关键动力, 对于国民经济的平稳健康增长至关重要。城乡居民消费作为消费的关键组成部分, 其结构的优化程度及变化方向, 不仅关系到消费本身的发展, 对于国民经济的发展方向也有着重要的导向作用;通过比较探寻城乡居民消费结构的内在规律, 对于提高居民生活质量、促进经济结构优化升级、推动经济健康可持续发展具有重要的理论与实践指导意义。

二、消费结构的文献回顾

马克思很早就指出:离开了消费就没有生产, 消费是生产的最终动力。在一定程度上, 人类的所有经济活动都围绕着消费, 生产是为了满足消费, 消费决定了民众的生活质量;同时, 在拉动经济增长的三驾马车, 即消费、投资和净出口之中, 消费对于生产的拉动是最根本的, 是经济增长的内生动力, 决定了经济增长的速度和效率。消费对于经济增长的积极作用, 以及消费本身对于居民生活质量的根本体现, 吸引了大批学者对消费结构的相关内容展开了广泛考察。

1、关于消费结构的理论考察

对于消费结构的理论考察, 一是对其理论内涵的分析。林松 (2006) 指出, 消费结构就是在一定的社会经济条件下, 人们在消费过程中所消费的各种不同形式的消费资料的比例关系;类似的, 周金环 (2006) 、李娅玲 (2007) 等研究认为人们为了满足自己生存和发展的需要、以及物质和文化的需要, 就需要消费各种各样的资料, 这些资料的数量或者价值的比例就是消费结构。二是对消费结构的重要意义的研究。苏筠等 (2002) 研究了消费结构对生态环境的影响, 认为消费结构的优化对生态环境也有重要的意义。袁志刚等 (2009) 指出, 居民消费结构是经济结构的重要组成部分;消费结构是否处于良性运行状态将直接影响到产业结构的发展, 进而影响国民经济的持续发展。陈海波 (2012) 指出, 消费结构变化是产业结构变化的重要影响因素之一, 促使技术升级。

2、关于消费结构的实证分析

对居民消费结构的实证分析, 一是对居民消费结构的影响因素的考察, 常静娟 (2006) 研究发现影响广东省城镇居民消费结构的因素主要包括经济因素、社会因素、科技进步和居民消费偏好。石瑶 (2007) 认为收入差距对城镇居民消费结构的影响较大。蒋云飞 (2008) 研究发现地域差异和经济发展情况对消费结构有重要影响。俞剑、方福前 (2015) 考察了城乡居民消费结构升级对经济增长的积极影响。二是对居民消费结构的优化策略的探讨, 龙志和 (2001) 认为完善消费结构的关键在于建立完善的市场化社会保障制度, 增加居民可支配收入。郑浩杰 (2008) 建议通过增加居民收入、完善社会保障、加快信贷步伐和稳定房价等四个方面提升消费能力, 优化消费结构。赵跃杰 (2010) 、张红伟、吴瑾 (2011) 、李静 (2012) 等研究认为消费结构优化的重点是需要全面提高收入, 合理控制收入差距, 调整产业结构;同时通过健全完善社会保障制度, 促进即期消费和促进信贷市场的良性健康发展。

三、城乡居民消费结构比较分析

居民消费包括食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通讯、居住、杂项商品与服务等8个方面;消费结构就是上述8个方面各自在总消费支出中的占比。为了实证考察中国城乡居民消费结构的变动规律, 本文借助相关年份《中国统计年鉴》, 收集整理得到主要年份城乡居民的消费结构 (表1、表2) ) 。

由表1和表2知, 在所考察的典型年份里, 我国城乡居民消费结构表现出一系列的变动特点和发展规律。

(1) 食品支出占比即恩格尔系数比较。城镇与农村居民的恩格尔系数都呈现出明显的下降趋势, 但城镇居民的恩格尔系数较之农村居民恩格尔系数为小。在1990年时, 城乡恩格尔系数分别为54.25和58.80, 农村高出4个百分点。到2000时, 城乡恩格尔系数分别为39.44和49.13, 差距达到约10个百分点。恩格尔系数是评判一个国家或地区经济富裕程度的重要指标, 根据联合国粮农组织的标准, 恩格尔系数在40%~50%为小康, 30%~40%为富裕。这表明, 在我国城镇居民在2000年迈入富裕阶段时, 农村刚刚勉强进入到小康层次;此10年间, 城乡收入差距呈现出扩大的趋势, 由1990年的4个百分点的差距, 扩大到2000年的10个百分点左右的差距, 城乡经济协调发展的任务艰巨。此后, 到2010年, 城乡恩格尔系数分别为35.67和41.09。二者差距趋于缩小, 但城镇已经基本达到中等富裕水平, 农村依然处于小康阶段。到2014年, 城乡恩格尔系数再次分别缩小到30.05和33.57, 农村迎头赶上, 跨入基本富裕的阶段, 城乡经济差距显著缩小, 全面建成小康社会的发展目标取得了显著成效。

(2) 居住方面支出的城乡比较。在居住方面的支出占比, 城乡均基本呈现出上升趋势, 但城镇上升速度远为突出。在1990时, 城乡居住支出占比分别为6.98和17.34, 农村远为高。到2010年, 这一比重分别上升至9.89和19.0, 农村依然远远高于城镇;而到2014年, 短短4年时间里, 城镇居民的居住支出占比迅速攀升至22.48, 一跃而超过同一时期农村居民的居住支出占比21.03。这一阶段, 农村居民的居住支出的温和上升, 是经济发展的自然结果;而城镇居民的居住支出的迅猛增长, 短短4年时间支出占比由9.89上升到22.48, 占比翻了1番有多, 再结合支出绝对量的上升, 意味着城镇居民的居住消费支出上涨了数倍。这一发展结果显然与这一时期城镇房地产的过度扩张密切相关。

(3) 文教娱乐支出方面的比较。在文教娱乐方面的支出占比, 城乡之间的差异呈现出不规则状态。在1990年时, 比重分别为1.20和5.37, 农村为高。在2010时, 城镇为14.73, 农村为8.37, 城镇高于农村6个百分点。但在2014年, 城乡在文娱用品及服务方面的支出, 城镇下降为10.73, 而农村上升为10.25。文教娱乐是居民消费的较高层次内容, 其数值大小反映了居民消费层次的高低。综合看, 我国城乡居民文教娱乐消费支出占比偏小, 消费层次相对较低;特别是城镇居民在这方面的支出占比, 与经济发展水平很不相适应——尽管经济发展取得了显著成就, 但对于精神和更高层次的消费支出比重偏小, 发展较为不足。

(4) 其他各项消费支出的占比, 包括衣着、家用品及服务、交通通讯、医疗保健、其他商品及服务等, 城乡之间的差异不甚明显, 且相对稳定, 未见有明显变动趋势。

四、城乡居民消费结构的优化策略

伴随我国经济进入新常态, 经济增长速度放缓、经济增长动力转变;此前30年时间里, 由于各项基础设施落后, 以基础设施投资为代表的投资增长极大地促进了经济增长, 成效显著, 从而执掌了经济增长的绝对主导力量。进入新常态后, 投资对经济增长的拉动效果渐趋下降;而另一方面, 在2020年前全面建成小康社会的发展目标, 意味着提升消费水平和质量, 既是经济发展的需要, 也是提高居民生活质量的需要。为此, 必须采取有效措施, 促进居民消费结构的优化升级, 确保新常态背景下我国经济健康稳定增长的目标得以实现。

一是以深化改革为保障, 提升居民消费信心。不断深化与居民消费意愿具有密切关系的各项改革, 重点是推进住房、医疗、养老、教育、保险等各项改革, 使各项支出趋于合理。特别是加强房地产市场调控, 稳定住房价格, 倡导理性住房消费理念, 重构住宅市场价值体系, 确立科学合理的市场结构, 实现住房消费多元化的新格局。同时, 加快推进以改善民生为重点的社会建设, 切实保障人们的各项生活需要, 切实实现消费结构优化和生活质量提高的同步发展。

二是以增加收入为基础, 提高居民消费能力。消费结构的优化, 需要以居民消费能力的提升为基础, 其最根本的要求在于努力提升城乡居民收入水平。一方面要通过转变经济增长方式有效提升劳动者报酬在国民收入中的比重, 特别是提升中低收入者收入水平, 加大向低收入阶层的转移支付力度, 不断扩大中产阶级规模, 有效培育和扩大中产阶级消费。另一方面, 需要通过深入推进收入分配体制改革, 缩小收入差距, 形成居民对未来的良好预期, 大力增强消费意愿降低谨慎预防性储蓄, 促进即期消费增长, 不断提升居民消费能力。

三是以宣传引导为依托, 培养合理消费意识。加强宣传导向作用, 倡导科学消费。一方面, 需要坚决反对铺张浪费、穷奢极欲的高消费生活方式, 反对腐化享乐的消费主义。另一方面, 积极促成居民传统消费观念的转变, 由于传统上崇尚节俭, 使得多数居民习惯于省吃俭用, 不注重生活质量的提高, 使得消费需求长期偏低, 制约经济的可持续发展。这需要正向的宣传引导, 树立科学合理的消费观, 引导居民适当合理的消费需求, 提高生活质量。

四是以重点发展为抓手, 优化升级消费层次。实证研究表明, 我国城乡居民的消费层次整体上偏低, 在文教娱乐等方面的消费支出占比小, 特别是对于城镇居民而言, 则尤其突出, 意味着人们的精神需求并没有与经济发展而同步进步。而教育竞争力正是区域经济社会综合竞争力的关键和源泉, 因此要大力激励教育消费需求, 通过重点发展居民在文教娱乐方面的消费支出, 提高人均教育文化支出占人均消费支出的比重, 积极鼓励居民合理而科学地进行精神文化消费, 提升居民的消费档次, 促进消费结构的不断优化升级。

五是以生态消费为模式, 倡导新型消费文明。生态消费以消费增长与生态保护相适应为出发点, 追求“人-自然-社会”的和谐共生, 在经济新常态和生态文明建设背景下, 面对资源与环境的双重约束, 大力发展生态消费、科学构筑生态消费机制, 倡导生态型消费文明, 是化解经济发展与环境保护之间矛盾、促进二者协调双赢发展的关键, 是今后很长一段时间的必然选择, 意义重大。

参考文献

[1]龙志和.我国城镇居民消费结构分析[J].经济体制改革, 2001, (2) .

[2]袁志刚、夏林锋、樊潇彦.中国城镇居民消费结构变迁及其成因分析[J].世界经济文汇, 2009, (4) .

[3]赵跃杰.基于面板模型的城乡居民消费结构实证检验[J].统计与决策, 2010, (2) .

[4]张红伟、吴瑾.我国城乡居民消费结构的实证研究[J].大连理工大学学报, 2011, (1) .

[5]温涛、孟兆亮.我国农村居民消费结构演化研究[J].农业技术经, 2012, (7) .

中国居民消费水平 篇8

关键词：中国居民消费水平,数量关系分析,统计预测

一、研究背景

改革开放以来, 随着我国经济的迅速发展, 人民的生活水平也日益提高, 同时, 居民的消费水平也在不断提升。要想维持持续稳定增长的居民消费水平, 研究居民消费水平的规律性以及预测其变化发展趋势就变得尤为重要, 这就需要研究居民消费水平与经济发展之间的数量关系。

二、理论综述

分析居民消费水平的影响因素, 可以从多个角度分析, 影响其水平高低的因素也有多种, 然而根据理论及经验, 首要应考虑的因素为经济发展, 经济发展对居民消费水平有着最主要的影响。理论上, 经济增长越多, 居民消费水平越高。

三、指标的选取和数据的说明

1.指标 (变量) 的选取。选择居民消费水平作为被解释变量Y, 国内生产总值作为解释变量X。衡量一国经济发展水平的指标可以有多种选择, 但是人均国民收入, 即国内生产总值GDP是用来衡量一国或地区经济发展水平的通用的指标, 故这里选择GDP作为解释变量X。

2.数据的收集与说明。数据来源于中国统计局数据库, 数据范围的选择为1978年-2013年该36年间的中国全体居民消费水平以及国内生产总值的数据。数据选择自1978年开始, 是考虑到我国的国情状况, 改革开放前经济波动较大, 所以选择改革开放前的数据没有较强的现实意义, 所以这里选择改革开放后的数据, 来反映经济增长对居民消费的影响及两者之间的数量关系。

四、模型的设定与估计

1.模型设定。为了分析居民消费水平Y和人均GDP的关系, 做散点图, 如下:

通过散点图可以看出, 居民消费水平Y和人均GDP之间的关系大致呈线性关系, 为了接下来研究居民消费水平与国内生产总值之间的数量关系的规律性, 建立以下简单线性回归模型:

2.参数估计。用Eviews作一元线性回归得到估计方程为:

五、模型检验

1.经济意义检验。方程中估计的变量X前的参数为0.02532, 说明国内生产总值GDP每增加一亿元, 居民消费水平平均增加0.02532元, 这与经济学理论相符合, 通过经济意义检验。

2.拟合优度和统计检验。R2=0.976432, 说明模型整体上对样本数据的拟合程度较好。此外, 由t=37.53213, 大于临界值, 通过t检验, 说明国内生产总值对居民消费水平有显著的影响。且n R2=35.151552, 大于临界值, 说明该模型存在异方差。

3.自相关检验。运用DW检验法, DW=1.0901723<dt临界值, 说明模型存在正相关, 做自相关图发现, 模型可能存在一阶自相关。对模型进行调整。

4.异方差检验。对调整后的模型进行异方差检验, 模型中不存在异方差。调整后的方程为:

六、结论与政策建议

1.结论。 (1) 居民消费水平与国内生产总值之间存在正相关关系, 表现为:国内生产总值每增加一亿元, 居民消费水平平均增加0.023783元。 (2) 国内生产总值对居民消费水平存在显著影响, 国内生产总值常被公认为衡量国家经济状况的最佳指标, 它可以反映一个国家的经济发展水平。国民收入提高, 在其他因素不变的情况下, 居民购买力提高, 从而消费水平增加。

2.推论及政策建议。 (1) 改善收入分配制度, 提高居民收入水平。居民收入水平和消费倾向是决定居民消费需求的两个重要因素, 而消费倾向在很大程度上与收入分配的状况有关, 因此要扩大居民消费需求, 应目力提高城乡居民收入水平。 (2) 调整消费政策, 改善消费环境, 继续整顿和规范市场经济秩序, 加快生活基础设施建设, 尤其是要加快改造农村电网、广播电视网、邮政通讯网、信息网等消费环境, 扩大农民的消费需求。 (3) 培育消费热点, 促进消费节后和产业结构升级, 扩大居民教育消费, 在知识经济时代, 增加居民教育消费, 是提高居民消费层次和质量的关键, 增加居民信息消费, 对着国民经济和社会信息化快速推进, 信息消费渐已成为居民消费的热点之一, 要加快信息产业信息服务业发展, 扩大信息产品及网络的共给, 促进信息服务的社会化和市场化。 (4) 加强宣传教育, 转变居民消费观念, 大力倡导信用消费, 建立信用消费与保险、担保相结合, 分散和降低消费信贷风险。扩大消费信贷范围, 加快信用消费体系建设, 制定和完善与信用消费有关的法律法规, 为开展消费信贷清除障碍。

参考文献

[1]国家统计局.2010年中国统计年鉴[M].北京:中国统计出版社, 2010.

[2]王燕.应用时间序列分析[M].北京:中国人民大学出版社, 2005:82-88.

[3]易丹辉.数据分析与Eviews使用指南[M].天津:南开大学出版社.2003:96-101.

中国居民消费水平 篇9

关键词：中国内地,城乡居民,边际消费倾向,实证分析

一、问题的提出

消费倾向的决定是消费理论研究的内容，现代消费理论起源于凯恩斯。凯恩斯认为收入差距是社会分配的必然结果，但不应太大。凯恩斯理论打破了供给恒等于需求的教条，承认市场调节会带来盲目失衡，但是局限于总量分析，只看到收入影响消费而不能进一步揭示影响消费的收入背后是收入的分配，所以他不可能从根本上揭示收入分配和消费的结构差异。

消费函数被用于分析国民收入的使用动向及研究居民的生活水平与收入水平的关系，从而帮助政府制订宏观经济政策进而实施宏观调控等。国内一些学者对此进行了深入分析并得出了一些有指导性的结论。如林江鹏(2007)的研究表明我国农民的收入与消费支出水平呈高度正相关，收入是影响城乡居民消费最直接的决定性因素。张文爱(2010)的研究表明城镇居民长期平均的边际消费倾向较稳定，而农村居民的边际消费倾向则有较大波动。乔为国(2005)的研究表明当经济发展到一定程度时，居民收入差距在一定范围内的变化不会影响消费倾向的变化，但超过一定范围后，收入增加，消费倾向变低。

综合前人研究可以看出这些成果比较丰富，但边际消费倾向是随着时间不断变化的。根据凯恩斯的消费理论，边际消费倾向随着收入的增加而下降，如果城镇居民的人均可支配收入水平和恩格尔系数相当，而城乡居民的收入水平相差10年，那么农村居民的边际消费倾向应该比城镇居民要高。该理论在中国城乡“二元”结构差异明显的情况下是否成立，需要通过实证分析加以验证。本文对我国城乡居民边际消费倾向是否相同进行验证，如出现相同结果指出其相同的边际消费倾向是多少及相同的原因;对出现不同回归结果也进行同样的分析论证。

二、模型的设定与变量的选择

根据我国统计年鉴的数据，对于城镇居民来说收入是指可支配收入，对于农村居民来说收入是指纯收入。为了满足研究的需要模型采用人均收入表示收入变量。同样消费也采用人均的形式。根据农村居民或城镇居民的边际消费倾向，分别设计计量经济学模型：

农村居民：Yi=α1+α2Xi+μi1i=1, 2, 3∧，n1

城镇居民：Yi=β1+β2Xi+μi2i=1, 2, 3∧，n2

根据上述两个模型结果的比较，则可能出现下述四种情况中的一种：

(1)α1=β1且α2=β2，即截距与斜率都相同，两个回归相同

(2)α1≠β1但α2=β2，即斜率相同，回归的差异仅在其

截距;

(3)α1=β1但α2≠β2，即截距相同，回归的差异仅在其斜率;

(4)α1≠β1且α2≠β2，即斜率和截距都不相同，两个回归完全不同。

上述两个计量经济学模型可以通过引入虚拟变量Di将两个模型合并成一个模型，根据虚拟变量Di估计的系数就能够达到预期目的。合并后的模型为：

本文研究对象只有城镇和农村两类，因此引入一个虚拟变量Di，农村居民取值1，城镇居民取值0，则：

分别表示城镇居民消费函数与农村居民消费函数。在显著性检验中，如果β4等于0的假设被拒绝，则说明农村居民与城镇居民边际消费倾向不同。如果β4等于0的假设不能被拒绝，则说明城乡居民边际消费倾向相同。

三、实证分析

（一）数据来源

本文所使用的数据来源于2011年中国统计年鉴。数据是2010年我国北京、天津、河北等内地31个省、自治区、直辖市城镇居民人均可支配收入、人均消费和农村居民人均纯收入、人均消费的截面数据。从2011年中国统计年鉴看出，由于模型中城镇居民和农村居民各有31个观测值，所以模型的数据样本一共有62个观测值。

（二）模型的回归结果与分析

根据表1的数据，用Eviews5.0进行普通最小二乘法回归，结果如下：

将其表示为等式的形式，结果如下：

回归结果显示拟合程度较好，调整可决系数的值为0.9773, F的值是876.47，说明变量整体解释能力较强。对于X的t的统计值为23.6646，通过了统计学检验，说明X的系数显著的不等于0。在回归模型的截距项中，截距项中的虚拟变量D1的系数值为-221.9854，但是它的t统计值为-0.3523，相对较小，无法通过统计检验。所以认为，城镇居民与农村居民在两个回归模型的截距项上是不存在差异;斜率项的虚拟变量D1X, t的统计值为-0.3432，未通过统计学检验，说明斜率项上没有明显差异。综上所述，由β3与β4的t检验值可知，该两参数并非显著地不等于0，显示2010年城乡居民的边际消费倾向并无显著差异，无需区分，他们有着共同的消费函数：

根据新的模型，重新用Eviews5.0对其进行回归分析，表示为等式的形式为：

从回归模型的样本数据中估计出的参数值X的系数为0.6871得出，2010年城镇农民与农村居民边际消费倾向的值大约为0.6871。但是由于样本数据为截面数据具有一定的局限性，因此构造在90%、95%、99%的置信区间。根据统计学相关知识，在1-α的置信度下βj的置信区间是：

四、结论与政策含义

研究结果显示：2010年中国内地城镇居民与农村居民的边际消费倾向不存在差异，他们有着共同的消费函数Yi=294.07+0.6871Xi，居民的边际消费倾向在90%的置信区间为(0.6649, 0.7093);在95%的置信区间为(0.6605, 0.7137);在99%的置信区间为(0.6517, 0.7225)。该结论表明我国城乡居民的边际消费倾向并没有随着收入的增加而降低。这并不与凯恩斯消费理论相悖，原因是：第一居民的边际消费倾向在收入一定范围内可能是稳定的;第二因为城乡居民不是同一个群体，要想验证凯恩斯消费理论是否符合中国实情需要采用时间序列对同一主体进行深入研究。

本研究结论有明显的政策含义：第一，我国城乡居民的边际消费倾向不高，与OECD国家相比明显偏低，这说明要拉动经济增长，从刺激消费的角度挖掘潜力仍然有很大空间;第二，我国农村居民消费情形基本上和城镇居民相差10年，要想缩小差距，还要靠大规模的新型城镇化和工业化，使更多的农民变市民，使农村一定的资源禀赋上承载较少的农民;第三，农村居民和城镇居民边际消费倾向的相似性表明城镇居民的消费习惯或模式是农村居民的“榜样”，政府在制定刺激农村消费政策的时候可以根据城镇居民的消费来判断农村居民消费所处的阶段并制定相应的政策。

参考文献

[1]林江鹏.我国城乡居民收入与消费支出关系的实证研究兼论——影响农民收入及其差距的因素[J].经济问题探索, 2007 (4) :116-119.

[2]张文爱.居民边际消费倾向的城乡比较——以四川省为例[J].经济与管理, 2010 (2) :17-21.

中国居民消费水平 篇10

根据萨缪尔森等经济学家的观点, 消费的决定因素包括:当期可支配收入、个人财富、物价指数、货币流通量以及永久收入等。

(1) 可支配收入是指国民收入减去所有家庭和公司交纳的直接税, 再减去企业净储蓄, 最后加上家庭从政府那里获得的转移支付。其计算易出现误差且仍然由国民收入决定, 因此本文采用国民收入代替计算。

(2) 货币流通量指货币离开金库在市场上流通的货币数量。投放货币就增加了货币流通量, 反之, 回笼货币就减少了货币流通量;增加或减少货币流通量主要是适应经济和社会发展需要。

(3) 城市居民消费价格指数是反映城市职工及其家庭所购买的生活消费品和服务项目价格变动趋势和程度的相对数。

(4) 财富通常每年变化不大, 因此财富效应很少会引起消费的急剧变动。而且, 财富值难以计算——计量标准难以统一把握, 这里约去了财富的影响。

综上所述, 本文选取“城镇居民消费总额”作为被解释变量;选取“国民收入总额”、“年平均货币流通量”、“城市居民消费物价指数”和“前一年城市居民消费总额”为解释变量, 构建计量经济模型。

2 数据收集与预处理

本文从国家统计局网站和中国国家财政部网站上获得相关数据, 由于我国的经济运行机制在此之后有了较大改变, 人民的生活水平也有所提高, 因此选用样本是1987—2007年的数据。

3 模型构建、检验和调整

3.1 初始模型设定模型如下:Y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+εt

其中Y为城市居民消费额, x1为国民收入总额, x2为年平均货币流通量, x3为城市居民物价指数, x4为前一年城市居民消费额, 此数据由被解释变量滞后一期生成, εt为随即扰动项。

利用Eviews软件进行回归分析及统计检验, 得到回归模型如下:

undefined

(8.078) (-7.117) (-0.237) (3.431)

由结果知, 可决系数R2=0.990785, 说明拟合优度较高;undefined, 模型总体显著;然而x3的t检验没有通过, 且系数符号和经济意义不符, 由此可判断方程中存在多重共线性;由模型的DW值1.19836, 说明模型存在自相关。

3.2 模型的修正

(1) 逐步回归法以消除多重共线性。

利用Eviews软件, 将被解释变量Y分别与每个解释变量Xi (i=1, 2, 3, 4) 进行回归, 分步回归模型如下:

Ⅰ:undefined

Ⅱ:undefined

Ⅲ:undefined

Ⅳ:undefined

上述四个方程中, 第四个方程的可决系数最大, 其次为第一个方程。说明对于城镇居民消费总额, 影响最大的为前一年城镇居民消费总额和国民收入总额。以x4为基础, 顺次加入其他解释变量, 最终逐步回归结果如下:

undefined

(4.40) (8.98) (-7.77)

R2=0.990 F=571.269

(2) 运用广义差分法对自相关进行修正。

原回归模型中DW=1.19836, 查Durbin-Wastson表得知n=21、k=2条件下, DW下限临界值d1=1.125, 上限临界值du=1.538, 显然DW值小于du, 说明模型存在自相关。本文采用广义差分法对自相关进行修正。

由DW=1.173928, 计算得到undefined, 分别对x1、x2和Y做广义差分, 记:

undefined

从结果可以看出DW=1.685108, 比起修正之前的DW值有明显的提高, 自相关得到修正。最终方程为:

Y*=138.7137+0.054877X*1+0.174502X*2

(24.93141) (0.006287) (0.042726)

R2=0.997940 F=4117.148 DW=1.685108

总体上看来回归系数符合经济意义, 拟合优度很高, 切t检验、F检验均显著, 说明方程回归整体有效, 回归系数显著。

3.3 模型评价

最终模型表明, 前一年的消费额、国民收入和年平均货币流通量对居民消费的影响具有系统显著性。根据经济理论, 联系客观实际, 可以说, 这三者对居民消费影响较大, 并且城镇居民受国民收入总额影响最大。但是消费总额对当年物价指数反应相对不明显, 说明居民相对来说更注重经济的安全性。

4 经济意义评价与政策建议

综上所述, 居民可支配收入是居民消费的基础和前提, 但是居民收入也许还存在其他方面的影响。研究表明, 除了根据当前可支配收入水平之外, 人们还根据长期收入趋势来决定其消费数量, 长期稳定的收入——即永久性收入变动才会提高消费。

研究表明健康的消费增加对经济的拉动作用良好。结合前文, 本文作出如下政策建议:

(1) 稳定增加居民收入, 增强居民消费信心。并在此基础上形成合理收入差距。即培育一个强大的中等收入阶层, 强化居民整体消费倾向。

(2) 营造一个完善的消费的环境。一方面, 保证充足的商品与服务供给。另一方面, 提高商品和服务的质量和配套环节。这样, 才能满足许多潜在可实现的消费。

(3) 加快货币的“无纸化”。金融学家认为电子货币、信用卡等非纸化货币的广泛使用, 可以减少人们手中持有的货币——降低人们将手中闲置货币“被动储蓄”的可能, 加快货币流通速度, 提高货币流通量。

中国居民消费水平 篇11

摘要：在中国农村家庭成员构成中，子女数量普遍偏多，且男女比例很不协调，对家庭消费造成了较大影响。通过对中国农村居民消费需求变动与子女性别、数量的数据整理，调查研究两者之间的定性、定量关系，分析两者之间存在联系的原因，揭示了子女数量性别对家庭消费的影响，提出促进中国农村居民消费增加，培育和开拓农村消费市场的措施和办法。

关键词：农村居民消费；子女性别；数量

一、引言

近十年来，中国经济一直维持着接近两位数的高速增长，但这一“奇迹”的背后，是大量的出口和投资，消费所占的比重越来越低。2008年以来，受金融危机的影响，出口大幅受挫，进一步凸显了这一结构性矛盾。在这种背景下，合理引导农民消费、持续推动农村居民消费能力和消费水平的增长成为了推动我国经济持续高速发展的关键。

2006年，政府工作报告正式提出新农村建设的问题，并相继出台了家电下乡、汽车下乡、建材下乡等一系列政策，试图增加农村居民消费，但效果都并不理想。要真正能够促进农村消费，首先要做的就是深入考察农村居民消费的影响因素。

二、文献综述

雷钦礼使用中国农村居民的住户调查数据对理论模型中导出的欧拉方程进行估计的结果表明，除了收入和家庭财富以外，消费习惯和预防性储蓄动机确实也都是影响我国农村居民家庭的消费与储蓄决策的重要因素。

荣昭、盛来运、姚洋利用国家统计局1999年农户家计调查的横截面数据，采用改进的probit模型，对影响中国农户家电需求的因素进行了计量分析。熊汉富结合我国计划生育政策实践，以独生子女核心家庭为研究对象，揭示其不同于多子女核心家庭的生命周期，以及不同阶段消费热点、消费方式和消费模式的特点与变化。

Wei and Zhang考察了子女性别对家庭消费的影响，但其侧重点并不在农村，并且没有考察子女的数量。本文的研究可以对其作一些参考，并作为其研究的深化和补充。

三、数据和计量模型设定

China Health and Nutrition Survey(CHNS)的数据是由专门的国际调查研究团队采集获得的，收集了来自九个省份(辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西、贵州)的19000多个多级整群随机样本。本文使用了2006年的截面数据。

由于数据库包含信息较大，其中有许多数据是本文所不需要的，这样就加大了分析的复杂程度，有必要对数据进行变量筛选和整理。

1.变量选择及量化法

(1)子女性别、数量：在中国农村家庭成员构成中，子女数量普遍偏多，且男女比例很不协调，据中国国家统计局抽样调查显示：中国乡村出生人口男女性别比例为122.85：100，远远高于世界平均水平。男女比例失衡的结果是婚姻市场的竞争压力升高，迫使男方增加储蓄，提高竞争地位。农村家庭子女的婚娶、教育支出比较大，根据生命周期消费理论，农民必须减少现在的一部分消费，以应对未来不可预测的风险。

度量子女的性别与数量，分为家庭男孩数量和女孩数量两个变量。

(2)勤勉程度：生命周期消费理论针对的是成熟经济(城市)，农村居民的收入具有弹性，土地要素的回报率不稳定，更重要的，由于勤勉程度的不同，部分农村居民可能选择从事副业、手工业或外出务工。但勤勉程度是人的主观意识，无法准确度量，本文用家庭所从事的行业总数来近似代表勤勉程度，因为勤勉程度越高的人，越可能从事多种行业。

(3)收入水平：CHNS数据库调查了每个家庭前一年的各项收入，本文就用前一年收入总和的自然对数表示收入水平。

(4)消费水平、家电消费及教育支出：消费水平由家庭交通工具消费、农业机械消费、家具消费、家电消费、生活费总和的自然对数表示。家电消费构成了家庭耐用品消费的很大一部分，是极具代表性的一类消费。本文中，家电消费由家用电器总价值的自然对数表示。教育支出由变量所有家庭成员教育支出总和的自然对数表示。

2.计量模型设定

本文建立多元线性回歸模型，通过所求回归系数描述不同数量的男孩、女孩对家庭勤勉程度、收入水平、消费水平、家电消费、教育支出的影响。

利用SPSS软件生成消费水平的频率直方图如下图所示，其基本服从正态分布，说明样本具有代表性。

四、模型结果与分析

本文主要研究对象是农村居民消费，下表以不同的组合报告了农村样本的线性回归结果，以探讨子女性别、数量对中国农村居民消费的影响。

组合1中显示，男孩数量和女孩数量都在1％的水平上显著，证明子女的数量越多，促使农村居民越勤勉，这与本文的预期结果是一致的。且男孩数量的回归系数大于女孩数量的，说明男孩数量的增加对勤勉程度的影响更大。这可能是因为在婚姻市场上，男方要承担更多的费用(例如购房等)，更促使勤勉程度的提高。

组合2表明，收入水平主要受勤勉程度的影响，与男孩数量有一定的关系，但与女孩数量的多少关系不大。

“养儿防老”观念会促使孩子越多的家庭现阶段消费水平越高，因为根据生命周期理论，居民会默认在其老年阶段，会有一部分来自子女的收入，这部分收入平摊到整个生命周期内，就会增加现阶段的消费。另一方面，在婚姻市场上，聘礼(或嫁妆)越多，就会使子女越有竞争力，这笔巨大的消费又会使另外个阶段的消费减少。组合3表明，消费水平与男孩数量、女孩数量呈负相关的关系。这也说明，孩子数量越多的家庭，越是省吃俭用，消费水平越低，来自婚姻市场的压力已经大过了“养儿防老”的观念。

从消费水平中选出两类消费，一类以家电消费为代表，这类消费来自于全家需求；另一类以教育支出为代表，这类消费主要来自于子女的需求。组合4表明，家电消费与收入水平在统计意义上基本没有关系，主要受消费水平、勤勉程度、女孩数量、男孩数量的影响。子女数量越多，家电消费越少，女孩数量的影响还要大于男孩，这可能是由于“嫁妆”主要由父母来准备，而“聘礼”可以由男孩和父母一起来准备的原因。在这里需要注意，勤勉程度越高的家庭，家电消费越低，而且这种影响还十分显著。这可能是因为，勤勉程度越高的居民，享乐需求反而会更低，从而减少了家电消费量。组合5显示，教育支出随着子女数量的增加而增加，符合课题预期结果。在组合4、5中，消费水平都在1％的水平上显著，这可能是由于家庭在一种需求上的消费观，很容易会被带到另一种需求上。

五、总结与政策建议

中国农村消费的研究刚刚起步，对子女性别数量因素的研究更是少之又少。本文从农村子女性别数量出发，揭示了不同家庭结构对父母勤勉程度、家庭消费等的影响。

从研究可以看到，在子女的消费中，教育消费是不容忽视的重点。从全国范围来看，目前城乡大学生的比例悬殊。建立健全农村教育体系，提高农村家庭对子女的教育重视程度迫在眉睫，从而促进农村教育消费，加大推动农村消费。

中国居民消费问题的计量经济分析 篇12

“十一五”规划中明确表示, 中国现在应该转向逐渐依靠个人消费、在较大程度上可自我持续的国内需求模式, 消费已成了值得关注的一大要点。

许多经济学家都对消费理论进行了研究, 提出了很多经典学说。Keyness (1936) 提出的绝对收入假说指出:消费支出和收入之间有稳定的函数关系, 收入增加对消费需求的扩大具有促进作用。美国经济学家Modigliani和Brumb (1950) 认为, 理性的消费者要根据自己一生的收入和财产来安排自己的消费和储蓄, 使一生的消费和收入相等, 这就是生命周期假说。Friedman (1957) 提出了持久收入的消费函数理论, 该理论认为:消费者的消费支出不是由他的现期收入决定的, 而是由他的持久收入决定的。

本文基于上述问题, 建立中国居民消费行为的计量经济模型, 以期能以量化的数据来明确解释其相关因素对中国居民消费的影响及其形象程度的大小。

二、变量的选取及模型的建立

人均纯收入:X1 (元/人年) 。依据:凯恩斯的假说认为, 消费支出的数量依赖于当期的收入水平, 收入水平提高了, 消费水平相应就会提高。因此我们引入该因素作为解释居民消费的变量之一。

储蓄:X2 (元/人年) 。依据:由于储蓄具有流动性和安全性, 代表着更现实的购买力, 在居民的流动资产中占很大比重, 所以居民拥有的储蓄额对当期消费更有意义, 这就是流动资产假说。因此我们引入该因素作为解释居民消费的另一变量。

前期人均纯收入:X3 (元/人年) 依据:费尔德曼提出了持久收入的消费函数理论, 该理论认为:消费者的消费支出不是由他的现期收入决定的, 而是由他的持久收入决定的。因此, 我们选取了属于持久收入的一部分———前期人均纯收入来作为另一解释变量。

在此基础上以中国居民消费为被解释变量, 人均纯收入、储蓄、前期人均纯收入为解释变量而建立的多元线性回归模型为:Y=C+C1X1+C2X2+C3X3+U, 其中, 其中, C1、C2、C3是未知参数, 称为回归系数, U是随机误差。

三、数据及处理

数据主要来源于《中国统计年鉴》, 计量分析时采用的是1990~2004年15年的数据资料, 将它们化为一组时间序列形式的样本数据, 见表1。

四、模型的回归分析与调整

(一) 模型的参数估计

利用EVIEWS软件, 对上述模型运进行最小二乘估计, 得出初步方程如下:

Y=-146.8637696+0.3382130351*X1-0.1408986733*X2+0.1624787102*X3

(二) 经济意义检验

从得到的结果可以看出:

在其他条件不变的情况下, 人均纯收入每增加1元, 居民消费也会相应的增加0.3382130351元。它与居民消费之间是正相关的关系。

在其他条件不变的情况下, 储蓄每增加1元, 居民消费就会相应地减少0.1408986733元。它与居民消费之间是负相关的关系。

在其他条件不变的情况下, 前期人均纯收入每增加1元, 居民消费也会相应的增加0.1624787102元。它与居民消费之间是正相关的关系。均符合经济意义检验。

(三) 统计检验

拟合优度检验:R2检验R2=0.999299, 调整后的R2=0.999107, 可绝系数为0.999299, 接近1, 模型的拟合优度很高。

F检验:eview s计算得出F=5225.061, 在显著性水平a=0.05时, 查F分布表, 得到临界值F0.05 (3, 11) =3.59 (解释变量数目为3, 样本容量为15) 。显然有F>Fa (k, n-k-1) , 表明模型的线性关系在95%的置信水平下显著成立。

T检验:eview s计算得出的t值为|t0|=3.478234、|t1|=10.42062、|t2|=6.804531、|t3|=5.039875, 在显著性水平a=0.05时, 查t分布表, 得到t0.025 (11) =2.201计算的所有t值都大于该临界值, 均通过变量显著性检验。

(四) 多重共线性的检验

首先, 检验x1, x2, x3的简单相关系数, eviews估计得出的相关系数矩阵如表2所示。

由图中可以看出, 变量之间存在高度相关性, 用逐步回归法进行修正。第一步:运用OLS法逐一求Y对各个解释变量x1, x2, x3做回归。依据调整后可决系数最大原则, 选择X1为进入回归模型的第一个解释变量, 再次进行回归, 结果显示调整后的可决系数X2的最大, 加入x3后拟合优度变化很不显著, 说明x3与其他变量之间存在共线性关系, 剔除x3, 逐步回归终止。

再次进行统计检验, 结果如下:

F检验:eview s计算得出F=2579.610, 在显著性水平a=0.05时, 查F分布表, 得到临界值F0.05 (2, 12) =3.88 (解释变量数目为2, 样本容量为15) 。显然有F>Fa (k, n-k-1) , 表明模型的线性关系在95%的置信水平下显著成立。

T检验:eview s计算得出的t值为|t0|=2.356087、|t1|=16.02394、|t2|=3.451894, 在显著性水平a=0.05时, 查t分布表, 得到t0.025 (11) =2.201计算的所有t值都大于该临界值, 均通过变量显著性检验。

最终的回归模型如下:Y=-172.0445783+0.4772419706*X1-0.122548605*X2。

(五) 序列相关性检验

首先运用D-W检验进行序列相关检验, eviews计算出的DW值为0.7405, 查表得d L=1.08, d U=1.36, 显然存在0<0.7405<1.08, 即0<D.W.<d L, 存在正自相关, 下面加入AR (1) 做回归, 进行序列相关的补救。序列相关补救后的回归方程为:

Y=498.6323042+0.3776851715*X1-0.05642567689*X2+[AR (1) =0.8925113675]

加入AR (1) 进行最小二乘法估计后计算出的DW值为1.7300, 查表得d L=1.08, d U=1.36

显然存在1.36<1.7300<2.64, 即d U<D.W.<4-d U, 无自相关, 表明经过加入AR (1) 后模型已不存在序列相关性。

(六) 异方差性检验

1.先用散点图进行初步观测。

上图为eviews做出的散点图, 由于图示法只能进行大概的判断, 本文采用更为严格的检验方法—G-Q检验。

2.运用G-Q检验来消除异方差性。首先将数据按自变量大小排列, 将15个观测值减去3个, 再将剩下的12个分为两组, 分别运用OLS法, 构造残差平方和序列。

G-Q检验结果:

子样本1的回归方程如下:

子样本1的R2残差平方和如下:

子样本2的回归方程如下:

子样本2的R2残差平方和如下:

计算最终F统计量:

在5%的显著性水平下, 自由度为 (3, 3) 的F分布的临界值为F0.05 (3, 3) =9.28, 显然F<Fa (v1, v2) , 表明没有异方差性。

五、结论与建议

(一) 结论

通过上述分析可以看出, 目前我国居民消费的最大影响因素还是收入, 我国居民可支配收入水平低、收入增长慢以及居民的储蓄是造成居民消费需求不足的根本原因。所以想要开启我国消费市场以达到拉动经济增长的目的, 必须研究如何提高居民的收入。

从得到的结果可以看出, 在其他条件不变的情况下, 人均纯收入每增加1元, 居民消费也会相应的提升0.3776851715元, 它与居民消费之间是正相关的关系。在其他条件不变的情况下, 储蓄每增加1元, 居民消费就会相应地减少0.05642567689元, 它与居民消费之间是负相关的关系。

(二) 政策建议

(1) 提高就业率。努力加大各种就业渠道, 提升居民的整体收入水平, 实现高收入高消费, 用收入的增长来带动消费的增长。

(2) 中国由于其自身的城乡二元经济结构, 农村居民长期存在收入水平低下的情况, 这就进一步的引起了消费额的低下, 因此, 要想方设法增加农村居民收入。

(3) 建立健全社会保障体系。完善社会保障体系, 消除居民对未来生活的担忧和顾虑, 增强居民消费信心, 减少居民为将来生活进行的过多储蓄的行为。

参考文献

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[2]韩克勇.中国居民消费问题研究[J].经济评论, 2001年, 第1期:54页~56页.

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[5]张志敏.90年代以来中国居民消费特征及影响因素分析[J].经济管理, 2003年, 第4期:52页~56页.