医疗保健消费支出

医疗保健消费支出（精选10篇）

医疗保健消费支出 篇1

有关居民收入增长和医疗费用的增长关系现已成为卫生经济学研究的热点,但有关农村卫生经济的研究,尤其是关于贫困地区卫生经济的研究,国内的报道相对较少,当农村居民个人收入水平变动时,医疗服务需求有无弹性,其弹性是一个什么水平,它对农村医疗服务供给将产生什么影响。一些研究利用运用经济学需求弹性模型定量分析农民医疗卫生服务需求的问题[1,2]。一般情况下对于某种商品来说收入越高,消费者的支付能力越强,在价格不变的情况下,通常对商品的需求也越高。需求收入弹性是用来衡量收入变化引起某种需求变化的程度,医疗卫生服务是一种特殊的商品,对医疗卫生服务的需求也受到收入水平的制约[3]。

本研究在2009年8月通过对内蒙古凉城县随机抽取的923户农民作为对象,通过入户调查获取有关农民的家庭年人均收入以及日常生活各项支出,对农民基本医疗服务进行定量分析研究。

1 对象与方法

1.1 材料来源

本研究对象来源于2009年8月内蒙古乌兰察布盟凉城县农村常住人口,采用多阶段概率抽样的方法,首先从凉城县七个乡镇249 567人口,采用分层机械随机抽样方法抽取岱海镇、麦胡图镇、曹碾满族乡三个乡镇3 122户,其次再从抽到的三个乡镇采用机械抽样的方法共抽取九个行政村945样本户。成功访问到样本户760户,非样本户163户共923户。其中五保户53户、贫困户20户、低保户323户。

1.2 研究方法

1.2.1 调查方法

采用横断面调查研究的方法,调查问卷包括家庭一般情况调查表、家庭成员健康询问调查表、两周病伤调查表、住院病人调查表。调查前集中对调查员进行培训,调查实施过程中对调查过程进行督导。调查回收后使用Epidata软件对数据进行录入,通过软件的双录入核查功能对数据进行逻辑校验和核对。数据的分析采用统计软件spss13.0。

1.2.2 弹性系数的计算方法[4]。

医疗服务需求收入弹性是指医疗服务费支出与收入两者之间的变动关系,即医疗服务需求相对变动和收入相对变动之比,所以它反映的是变动率之间的关系,而不是绝对值之间的关系。它消除了因两者指数变动不一致造成的不同影响。用现有资料可以计算出从最低收入到最高收入的医疗服务需求收入弹性系数。

医疗服务需求收入弹性的计算方法:根据前述所下定义,医疗服务需求收入弹性系数的计算公式为:

E1=$E{}_1=\frac{\frac{\Delta {\rm M}}{{\rm M}}}{\frac{{\rm I}\Delta {\rm M}}{{\rm M}\Delta {\rm I}}}$,ΔM=Mn-Mn-1,ΔI=In-In-1。

其中,E 表示需求收入弹性;M表示医疗服务需求;I表示农村居民人均年收入; n是不同收入组的符号;ΔM、ΔI分别表示医疗服务需求和收入的增量。

2 结果

2.1 凉城县农民人均年收入与消费支出分析

将调查家庭的2008年人均收入水平按照百分位数分割,由低到高分为4组,第1组人均年收入最低,第4组最高。分析不同收入水平农民家庭各项消费支出情况。因数据不服从正态分布,平均水平用中位数描述。

凉城县农民2008年的人均生活消费支出为3 000.00元,食品支出消费倾向最高人均消费支出为1000.00元,占总消费支出的33.33%,依次住房、水电燃料支出(14.44%),医疗卫生服务方面支出占总消费支出的5.38%。通过Kruskal Wallis 检验显示除了医疗费用支出以外,人均收入影响消费支出(p<0.000 1),从图1可以看出,随着农民收入的增加,家庭消费支出呈现上升趋势。医疗费用支出的变化没有统计学意义(p>0.05)。但随着收入水平的升高,农民医疗费用占总消费支出的比重呈现下降趋势(p<0.000 1)。

2.2 农民收入水平与医疗费用关系及其弹性系数

按照卫生费用支出通过弹性系数比较不同收入人群卫生服务需求(见表2)。

由表2可见,随农民收入水平的升高,医疗服务需求的弹性系数呈现出忽高忽低的特点,但各收入组医疗需求的收入弹性均未超过1,和我国1993年调查的农村居民基本医疗服务需求的收入弹性较为接近[5]。农民的医疗费用支出相对于其收入没有弹性,农民收入增长了,而医疗费用支出的增长相对在减少。说明农民收入的增加,并不意味着会在健康保健方面投入更多。

3 讨论

本次研究结果显示农民在收入增加的同时,消费支出也会增加,但低收入家庭医疗费用所占消费支出的比重较大,也就是说低收入家庭医疗费用承受压力较大。各收入水平组的医疗服务需求弹性系数均小于1,说明医疗服务需求收入弹性较弱,农民即使收入增加也不愿意在医疗服务方面过多投资。由于医疗保障制度只管大病不管小病,农民中普遍存在着有病不愿去医院、小病不愿花钱进行治疗,有病“硬撑”现象,甚至有些农民小病拖成大病最终无钱治病承受着巨大的经济负担和精神压力。随着各种疾病的治疗费用持续上涨,使得农民将面临着较大的疾病风险和疾病负担。即使参加了新型合作医疗,但广覆盖、低保障的合作医疗现状,远远满足不了医疗费用的增长。“小病”并不“小”。1998年和2003年两次全国卫生服务调查显示,患大病的概率相对较低,每年仅有3%—4%的农村人口住院治疗,对于绝大多数人来说,得了病而不需要住院治疗,就无法得到保障。因此我们的医疗保障制度不但保大病还保小病,使农民无病早防、有病早治,不因小病不就诊导致因大病无钱治疗或重返贫困。

消费者对卫生服务的需求水平虽然很大程度上受健康状况的影响,然而健康状况受到很多因素的影响,这些影响健康的因素在很大程度上影响着农民医疗服务需求,尤其是经济文化水平,社会环境等方面的因素起着很大的作用,我们国家97年开始的“九亿农民健康教育行动”,在广大农村居民中大力普及基本卫生知识,倡导文明健康的生活方式,提高农民的健康水平和生活质量,已初见成效,但要真正改善和提高农民的健康水平,还需要我们的医疗体制改革能更多考虑医疗卫生服务的可及性和农村医疗卫生服务水平,建立有效的针对农民的健康管理制度,增强农民防病保健意识。

摘要：了解贫困地区农村居民家庭消费支出及医疗服务需求状况,为改善农村地区居民健康水平以及制定疾病防治策略提供依据。方法:将调查家庭按收入分组,分析消费支出及其医疗服务需求弹性。结果:医疗需求收入弹性均小于1;收入水平越低的家庭,医疗费用支出占人均消费性支出的比重越高(χ2=90.209 0,p<0.000 1)。结论:低农民收入水平的家庭将面临更大的的疾病风险和疾病负担,需要加强农民的健康教育,提高健康投资的意识,并且从制度上保障农民的基本医疗需求。

关键词：农民,医疗服务,需求收入弹性

参考文献

[1]张德元.中国农村医疗卫生事业的回顾与思考.卫生经济研究,2005;(1):

[2]梁维萍,郑建中,韩颖,等农村居民收入与医疗服务需求及其弹性研究.中国农村卫生事业管理,2005;25(10):15—17

[3]程晓明.卫生经济学.北京:人民卫生出版社,2003

[4]杨学来,徐凌中,王斌,等.东营地区居民慢性病医疗服务需求弹性研究.中华医院管理,2005;21(7):472—474

[5]陈心广,饶克勤,魏晨.小国农村基本医疗服务需求弹性经济学模型研究.中国卫生事业管理,1996;3:150—153

医疗保健消费支出 篇2

致各位家长朋友：

您好！我们是位于八大街即将开业的迪斯卡仑儿童健康城。首先感谢您在百忙之中填写此问卷，对我们的工作予以大力支持。我们进行此项工作的意义，旨在了解目前我市家庭关于孩子消费支出以及各项占比的大致情况，以此为工作开展提供数据支出，保证为您的家庭消费提供全方位、高品质、专业性的服务，并祝福您阖家幸福，孩子健康快乐成长！

待儿童城开业后，所有参与调查问卷的家庭，均可收到我们的心意礼包。

1、请问您家宝贝目前的年龄阶段？

1-3岁□4-6岁□7-10岁□11岁—16岁□

2、请问您家宝贝每月的费用支出大概范围？

100-500元□500—800元□800-1200元□更多□

3、请问占家庭总收入的百分比多少？

10-20%□25—40%□40%以上□

4、请问下面哪项是主要支出？

衣服鞋袜□学习费用□饮食费用□玩具费用□其他□

5、请问在孩子哺育过程中，每月奶粉支出大概范围？您首选的品牌是？ 300元以下□600元以下□1000以下□1000元以上□ 国产品牌□进口品牌□首选何种品牌

6、请问您为孩子购买衣服、生活用品的首选渠道？地点？

商场□超市□店铺□网上购物□

廊坊市区□北京等周边高端城市□

7、请问您每季为孩子购买衣服的费用大概范围？您首选的品牌？

300元以下□600元以下□1000以下□1000元以上□ 国际品牌□国内一线品牌□普通品牌，质量好舒服为前提□ 您首选品牌是：

8、您是否期待集教育、娱乐、购物、餐饮的一站式儿童主题商场出现，为您省却奔波劳累等中间环节？

是□否□您期望的样子

9、您期待儿童主题商场的品质定位？

中低端，能满足普通家庭日常消费□中高端，聚集大品牌，保证品质□

10、可否写下您的意见建议？

房价波动、收入水平与消费支出 篇3

房价波动对城镇居民消费的影响引起广泛关注。选取重庆市不同收入水平城镇居民的收入、消费面板数据，以及从重庆“一圈两翼”划分的区域消费差异进行比较，考察了房价波动对收入和消费的影响。引入反映宏观经济水平的人均GDP年度指数和储蓄额年度增长率作为控制变量，利用股票筹资额构造房屋销售价格的工具变量做实证研究。结果表明：房价波动下重庆市城镇居民人均可支配收入与消费支出间存在必然的因果关系，不同收入水平的城镇居民存在明显的消费差异。房价上涨对所有收入水平城镇居民的消费均有挤出效应，房屋财富效应则不明显，当期可支配收入是决定城镇居民房地产消费的最重要因素。提高居民收入水平、调整收入分配结构、加大民生工程投资，是增加消费支出的有效途径。

关键词：房价波动；收入水平；消费支出；面板数据

中图分类号：F29331 文献标志码：A 文章编号：10085831（2014）01005005

房地产兼具消费和投资双重属性，是城镇居民最重要的财富，房地产价格的波动必然会影响财富价值量的变化，对居民的消费行为产生重大影响。在当前房价上涨过快的背景下，提高全民消费水平的同时处理好地区房地产消费与经济发展的关系十分重要。

在此背景下，在实现促进全民消费增长目标的同时需认清房价波动对不同收入水平城镇居民的消费有着怎样的影响，消费与收入是否存在必然的因果关系，不同收入阶层间是否存在差异，如果存在具体差异又体现在哪。谋求上述问题的答案将为有效施行房地产业调控，确保房地产业的健康可持续发展提供依据和理论支持。基于此目的，本文以重庆市为例，研究房价波动下不同收入水平城镇居民的消费状况。

一、房价波动对居民消费影响的传导

理论上，房价波动影响居民消费显著反映在以下几方面：（1）消费与收入是相互影响的，存在内生性的问题。根据凯恩斯的消费函数理论，当前消费由当期可支配收入决定，总消费的数量主要取决于总收入的数量，收入是影响居民消费的最直接、最重要的因素；（2）财富与消费同为居民效用函数的构成部分，房产价格将会影响居民的非住房消费支出；（3）心理预期通过影响居民消费行为，从而影响房地产价格；（4）考虑金融市场的前提下，房价波动导致的居民财富净值变动，形成预防性储蓄成为居民应对不确定性消费规划的主要因素之一。

具体来讲，受消费预算约束，当房价过度上涨，首次购房的消费者为平衡消费效用会暂缓购房，改为租房，此时替代效应显著。租房后也会因房价上涨引发租金提高，住房成本上升，仍会影响消费。如果消费预算变化，则会因预期未来购房的首付款和各期还款额的增加，导致居民当期购房储蓄增加，消费能力下降。财富效应的产生是以家庭拥有住房为单位，家庭拥有住房数量的差异会影响到居民家庭消费。因而，房价上涨会让居民实际拥有的财富增加，但反映到消费上则因各家庭拥有住房数量的差异而迥然不同。只有唯一住房的家庭，虽然房价上涨让家庭财富增加，但住房是家庭自身稳定居住的保障，一般不会将其抵押变现，房产的增值也无从体现，反而会挤兑家庭即期的其他消费。拥有多套住房的家庭，则可能将多余房产抵押融资变现，结果会直接让房产增值实现，促使居民调高消费预期，增加即期消费，使财富效应充分体现[1]。

总之，房地产价格波动对消费的影响具有不确定性，消费可能增加也可能下降。但中国拥有多套住房的家庭属于高收入阶层，所占比重小，因此总体上房价上涨带来的财富效应非常有限。对绝大多数中、低收入居民来说，如果消费预算下降，为满足住房消费，将减少对其他商品的消费，形成显著的挤出效应[2]。本文在此理论前提下进行实证研究。

二、实证研究

（一）数据选择与模型建立

近年来，重庆市经济快速发展，2011年全市GDP超过万亿元，增速达到16.4%。城乡收入比由3.33∶1缩小到3.15∶1，“一圈两翼”间的人均GDP差距也由2.2∶1降低到2.17∶1，基尼系数由0.438下降到0.421，城乡差距缩小，居民幸福指数跃居全国第四[3]。与此同时，重庆市房地产业也得到快速发展，对经济发展起着重要作用。但是随着近年重庆房价的快速上涨，远高于普通居民的承受能力，已经对其生活产生了严重的不利影响。

2007年，为贯彻落实中央“314”总体部署，实现“把重庆加快建成西部地区的重要增长极、长江上游地区的经济中心、城乡统筹发展的直辖市，在西部地区率先实现全面建设小康社会”的目标[4]，重庆与成都成为全国统筹城乡综合配套改革试验区。2009年，国务院发布《国务院关于推进重庆市统筹城乡改革和发展的若干意见》，更是将重庆市城乡统筹发展提升到了国家战略的高度。但是，重庆属于典型的城乡二元经济，虽然近几年重庆政府采取了包括提高居民工资、农村户籍改革等措施来实现城乡统筹的目标，但区域经济发展不平衡，始终是重庆的切肤之痛。而房地产作为特殊商品其消费与地区经济、居民收入、户籍制度、土地权属密切相关，城乡居民间在房产消费上仍不具可比性。其次，重庆统计年鉴将城镇居民按收入划分为七个等级。其中，实际上占人数比列20%的最低收入和低收入居民无购房能力，故本文只将余下的中等偏下、中等、中等偏上、高收入和最高收入五类纳入研究。此外，区域性是房地产的显著特征，而重庆各区县经济发展因“一圈两翼”地域不同而差异显著，这些差异客观上必将反映在房地产市场上。因此，本文从重庆城镇不同收入等级居民的视角研究房价波动、收入水平与消费支出之间的关系。数据样本区间为1997-2010年，均为历年《重庆统计年鉴》的年度数据。以1997年为基期，主要是因为重庆在1997年正式独立成为直辖市，相关数据随之完善。

建模上，研究资产价格波动的财富效应一般以消费函数为基础框架。Modigliani、Brumberg、Ando研究发现：居民消费时往往受到即期收入水平、收入心理预期、自身拥有资产量的约束[5]。Duesenberry通过研究不同收入群体样本，提出了“示范性”假说消费函数，认为消费者的消费行为不仅与自身因素有关，也常会受周围人消费水平的影响，尤其低收入者会向高收入者看齐，引致较高的消费倾向[6-7]。同时借鉴向为民的理论模型构造[8]以及前述理论假设分析，建立了以下模型。endprint

摘要：

房价波动对城镇居民消费的影响引起广泛关注。选取重庆市不同收入水平城镇居民的收入、消费面板数据，以及从重庆“一圈两翼”划分的区域消费差异进行比较，考察了房价波动对收入和消费的影响。引入反映宏观经济水平的人均GDP年度指数和储蓄额年度增长率作为控制变量，利用股票筹资额构造房屋销售价格的工具变量做实证研究。结果表明：房价波动下重庆市城镇居民人均可支配收入与消费支出间存在必然的因果关系，不同收入水平的城镇居民存在明显的消费差异。房价上涨对所有收入水平城镇居民的消费均有挤出效应，房屋财富效应则不明显，当期可支配收入是决定城镇居民房地产消费的最重要因素。提高居民收入水平、调整收入分配结构、加大民生工程投资，是增加消费支出的有效途径。

关键词：房价波动；收入水平；消费支出；面板数据

中图分类号：F29331 文献标志码：A 文章编号：10085831（2014）01005005

房地产兼具消费和投资双重属性，是城镇居民最重要的财富，房地产价格的波动必然会影响财富价值量的变化，对居民的消费行为产生重大影响。在当前房价上涨过快的背景下，提高全民消费水平的同时处理好地区房地产消费与经济发展的关系十分重要。

在此背景下，在实现促进全民消费增长目标的同时需认清房价波动对不同收入水平城镇居民的消费有着怎样的影响，消费与收入是否存在必然的因果关系，不同收入阶层间是否存在差异，如果存在具体差异又体现在哪。谋求上述问题的答案将为有效施行房地产业调控，确保房地产业的健康可持续发展提供依据和理论支持。基于此目的，本文以重庆市为例，研究房价波动下不同收入水平城镇居民的消费状况。

一、房价波动对居民消费影响的传导

理论上，房价波动影响居民消费显著反映在以下几方面：（1）消费与收入是相互影响的，存在内生性的问题。根据凯恩斯的消费函数理论，当前消费由当期可支配收入决定，总消费的数量主要取决于总收入的数量，收入是影响居民消费的最直接、最重要的因素；（2）财富与消费同为居民效用函数的构成部分，房产价格将会影响居民的非住房消费支出；（3）心理预期通过影响居民消费行为，从而影响房地产价格；（4）考虑金融市场的前提下，房价波动导致的居民财富净值变动，形成预防性储蓄成为居民应对不确定性消费规划的主要因素之一。

具体来讲，受消费预算约束，当房价过度上涨，首次购房的消费者为平衡消费效用会暂缓购房，改为租房，此时替代效应显著。租房后也会因房价上涨引发租金提高，住房成本上升，仍会影响消费。如果消费预算变化，则会因预期未来购房的首付款和各期还款额的增加，导致居民当期购房储蓄增加，消费能力下降。财富效应的产生是以家庭拥有住房为单位，家庭拥有住房数量的差异会影响到居民家庭消费。因而，房价上涨会让居民实际拥有的财富增加，但反映到消费上则因各家庭拥有住房数量的差异而迥然不同。只有唯一住房的家庭，虽然房价上涨让家庭财富增加，但住房是家庭自身稳定居住的保障，一般不会将其抵押变现，房产的增值也无从体现，反而会挤兑家庭即期的其他消费。拥有多套住房的家庭，则可能将多余房产抵押融资变现，结果会直接让房产增值实现，促使居民调高消费预期，增加即期消费，使财富效应充分体现[1]。

总之，房地产价格波动对消费的影响具有不确定性，消费可能增加也可能下降。但中国拥有多套住房的家庭属于高收入阶层，所占比重小，因此总体上房价上涨带来的财富效应非常有限。对绝大多数中、低收入居民来说，如果消费预算下降，为满足住房消费，将减少对其他商品的消费，形成显著的挤出效应[2]。本文在此理论前提下进行实证研究。

二、实证研究

（一）数据选择与模型建立

近年来，重庆市经济快速发展，2011年全市GDP超过万亿元，增速达到16.4%。城乡收入比由3.33∶1缩小到3.15∶1，“一圈两翼”间的人均GDP差距也由2.2∶1降低到2.17∶1，基尼系数由0.438下降到0.421，城乡差距缩小，居民幸福指数跃居全国第四[3]。与此同时，重庆市房地产业也得到快速发展，对经济发展起着重要作用。但是随着近年重庆房价的快速上涨，远高于普通居民的承受能力，已经对其生活产生了严重的不利影响。

2007年，为贯彻落实中央“314”总体部署，实现“把重庆加快建成西部地区的重要增长极、长江上游地区的经济中心、城乡统筹发展的直辖市，在西部地区率先实现全面建设小康社会”的目标[4]，重庆与成都成为全国统筹城乡综合配套改革试验区。2009年，国务院发布《国务院关于推进重庆市统筹城乡改革和发展的若干意见》，更是将重庆市城乡统筹发展提升到了国家战略的高度。但是，重庆属于典型的城乡二元经济，虽然近几年重庆政府采取了包括提高居民工资、农村户籍改革等措施来实现城乡统筹的目标，但区域经济发展不平衡，始终是重庆的切肤之痛。而房地产作为特殊商品其消费与地区经济、居民收入、户籍制度、土地权属密切相关，城乡居民间在房产消费上仍不具可比性。其次，重庆统计年鉴将城镇居民按收入划分为七个等级。其中，实际上占人数比列20%的最低收入和低收入居民无购房能力，故本文只将余下的中等偏下、中等、中等偏上、高收入和最高收入五类纳入研究。此外，区域性是房地产的显著特征，而重庆各区县经济发展因“一圈两翼”地域不同而差异显著，这些差异客观上必将反映在房地产市场上。因此，本文从重庆城镇不同收入等级居民的视角研究房价波动、收入水平与消费支出之间的关系。数据样本区间为1997-2010年，均为历年《重庆统计年鉴》的年度数据。以1997年为基期，主要是因为重庆在1997年正式独立成为直辖市，相关数据随之完善。

建模上，研究资产价格波动的财富效应一般以消费函数为基础框架。Modigliani、Brumberg、Ando研究发现：居民消费时往往受到即期收入水平、收入心理预期、自身拥有资产量的约束[5]。Duesenberry通过研究不同收入群体样本，提出了“示范性”假说消费函数，认为消费者的消费行为不仅与自身因素有关，也常会受周围人消费水平的影响，尤其低收入者会向高收入者看齐，引致较高的消费倾向[6-7]。同时借鉴向为民的理论模型构造[8]以及前述理论假设分析，建立了以下模型。endprint

摘要：

房价波动对城镇居民消费的影响引起广泛关注。选取重庆市不同收入水平城镇居民的收入、消费面板数据，以及从重庆“一圈两翼”划分的区域消费差异进行比较，考察了房价波动对收入和消费的影响。引入反映宏观经济水平的人均GDP年度指数和储蓄额年度增长率作为控制变量，利用股票筹资额构造房屋销售价格的工具变量做实证研究。结果表明：房价波动下重庆市城镇居民人均可支配收入与消费支出间存在必然的因果关系，不同收入水平的城镇居民存在明显的消费差异。房价上涨对所有收入水平城镇居民的消费均有挤出效应，房屋财富效应则不明显，当期可支配收入是决定城镇居民房地产消费的最重要因素。提高居民收入水平、调整收入分配结构、加大民生工程投资，是增加消费支出的有效途径。

关键词：房价波动；收入水平；消费支出；面板数据

中图分类号：F29331 文献标志码：A 文章编号：10085831（2014）01005005

房地产兼具消费和投资双重属性，是城镇居民最重要的财富，房地产价格的波动必然会影响财富价值量的变化，对居民的消费行为产生重大影响。在当前房价上涨过快的背景下，提高全民消费水平的同时处理好地区房地产消费与经济发展的关系十分重要。

在此背景下，在实现促进全民消费增长目标的同时需认清房价波动对不同收入水平城镇居民的消费有着怎样的影响，消费与收入是否存在必然的因果关系，不同收入阶层间是否存在差异，如果存在具体差异又体现在哪。谋求上述问题的答案将为有效施行房地产业调控，确保房地产业的健康可持续发展提供依据和理论支持。基于此目的，本文以重庆市为例，研究房价波动下不同收入水平城镇居民的消费状况。

一、房价波动对居民消费影响的传导

理论上，房价波动影响居民消费显著反映在以下几方面：（1）消费与收入是相互影响的，存在内生性的问题。根据凯恩斯的消费函数理论，当前消费由当期可支配收入决定，总消费的数量主要取决于总收入的数量，收入是影响居民消费的最直接、最重要的因素；（2）财富与消费同为居民效用函数的构成部分，房产价格将会影响居民的非住房消费支出；（3）心理预期通过影响居民消费行为，从而影响房地产价格；（4）考虑金融市场的前提下，房价波动导致的居民财富净值变动，形成预防性储蓄成为居民应对不确定性消费规划的主要因素之一。

具体来讲，受消费预算约束，当房价过度上涨，首次购房的消费者为平衡消费效用会暂缓购房，改为租房，此时替代效应显著。租房后也会因房价上涨引发租金提高，住房成本上升，仍会影响消费。如果消费预算变化，则会因预期未来购房的首付款和各期还款额的增加，导致居民当期购房储蓄增加，消费能力下降。财富效应的产生是以家庭拥有住房为单位，家庭拥有住房数量的差异会影响到居民家庭消费。因而，房价上涨会让居民实际拥有的财富增加，但反映到消费上则因各家庭拥有住房数量的差异而迥然不同。只有唯一住房的家庭，虽然房价上涨让家庭财富增加，但住房是家庭自身稳定居住的保障，一般不会将其抵押变现，房产的增值也无从体现，反而会挤兑家庭即期的其他消费。拥有多套住房的家庭，则可能将多余房产抵押融资变现，结果会直接让房产增值实现，促使居民调高消费预期，增加即期消费，使财富效应充分体现[1]。

总之，房地产价格波动对消费的影响具有不确定性，消费可能增加也可能下降。但中国拥有多套住房的家庭属于高收入阶层，所占比重小，因此总体上房价上涨带来的财富效应非常有限。对绝大多数中、低收入居民来说，如果消费预算下降，为满足住房消费，将减少对其他商品的消费，形成显著的挤出效应[2]。本文在此理论前提下进行实证研究。

二、实证研究

（一）数据选择与模型建立

近年来，重庆市经济快速发展，2011年全市GDP超过万亿元，增速达到16.4%。城乡收入比由3.33∶1缩小到3.15∶1，“一圈两翼”间的人均GDP差距也由2.2∶1降低到2.17∶1，基尼系数由0.438下降到0.421，城乡差距缩小，居民幸福指数跃居全国第四[3]。与此同时，重庆市房地产业也得到快速发展，对经济发展起着重要作用。但是随着近年重庆房价的快速上涨，远高于普通居民的承受能力，已经对其生活产生了严重的不利影响。

2007年，为贯彻落实中央“314”总体部署，实现“把重庆加快建成西部地区的重要增长极、长江上游地区的经济中心、城乡统筹发展的直辖市，在西部地区率先实现全面建设小康社会”的目标[4]，重庆与成都成为全国统筹城乡综合配套改革试验区。2009年，国务院发布《国务院关于推进重庆市统筹城乡改革和发展的若干意见》，更是将重庆市城乡统筹发展提升到了国家战略的高度。但是，重庆属于典型的城乡二元经济，虽然近几年重庆政府采取了包括提高居民工资、农村户籍改革等措施来实现城乡统筹的目标，但区域经济发展不平衡，始终是重庆的切肤之痛。而房地产作为特殊商品其消费与地区经济、居民收入、户籍制度、土地权属密切相关，城乡居民间在房产消费上仍不具可比性。其次，重庆统计年鉴将城镇居民按收入划分为七个等级。其中，实际上占人数比列20%的最低收入和低收入居民无购房能力，故本文只将余下的中等偏下、中等、中等偏上、高收入和最高收入五类纳入研究。此外，区域性是房地产的显著特征，而重庆各区县经济发展因“一圈两翼”地域不同而差异显著，这些差异客观上必将反映在房地产市场上。因此，本文从重庆城镇不同收入等级居民的视角研究房价波动、收入水平与消费支出之间的关系。数据样本区间为1997-2010年，均为历年《重庆统计年鉴》的年度数据。以1997年为基期，主要是因为重庆在1997年正式独立成为直辖市，相关数据随之完善。

医疗保健消费支出 篇4

关键词：大笔医疗支出,消费缩减策略,影响因素

一、引言

近年来城乡居民医疗支出不断上涨, 医疗支出成为家庭消费的重要组成部分。基本医疗保险最主要的作用就是补偿疾病风险造成的经济损失, 如果经济损失得不到很好的补偿, 家庭可能就要缩减消费应对。

国内外学者在基本医疗保险方面的研究主要集中在两个方面。一方面是医疗消费的影响因素研究。黄小平等 (2011) 指出, 影响农村居民医疗消费的主要因素有收入水平、政府卫生投入状况、居民年龄结构以及家庭风险分担机制等。林相森等 (2008) 采用半参数方法实证分析得出年龄、性别、婚姻状态、居住地点和收入水平对个人医疗需求有不同程度的影响。另一方面是基本医疗保险对家庭消费的影响。根据消费理论, 医疗保险可以减少消费者对医疗支出的未来不确定性, 从而减少预防性储蓄, 促进消费。甘犁等 (2010) 的研究表明, 新型农村合作医疗保险使农村居民食物消费最少显著增加5.4%。

总的来看, 现有研究很少涉及医疗支出对消费的影响以及导致的策略选择。与以往研究不同, 本文以家庭需要支付大笔医疗费用为背景, 通过厦门市居民的电话调查数据建立logistic回归模型, 分别从是否缩减家庭消费、是否缩减生存资料消费来考察家庭在需要支付大笔医疗费用时的非医疗消费缩减策略及其影响因素。从缩减策略的选择研究大笔医疗支出对家庭消费的影响, 进而为基本医保更好地发挥保障作用提供参考。

二、数据来源与模型设定

本文采用电话调查取得的厦门市居民医疗保险情况的数据进行分析, 调查内容包括家庭医疗保险情况、家庭医疗收支情况和被调查者基本情况。调查与分析都是以家庭为单位, 微观数据在样本总量、指标类别等方面有着宏观加总数据不可比拟的优势。整理相关变量及数据后, 获得有效样本3108个。在3108个样本家庭中, 有2020户家庭在面对大笔医疗支出时会缩减消费, 占样本总量的64.99%。总计有49.55%的家庭选择缩减衣食住行4方面生存资料消费, 选择较多的缩减策略依次是娱乐教育消费、烟酒及用品消费、衣着消费和食品消费。

注:表1中“不缩减生存资料”表示缩减的是烟酒及用品消费、家庭设备及维修消费和娱乐教育消费。

表1是对调查样本家庭的汇总描述信息。数据显示, 一个家庭平均有3~4人, 选择缩减消费的家庭人数要多于不缩减的家庭。平均基本医保覆盖率为84.58%, 选择缩减消费的家庭基本医保覆盖率要低于不缩减的家庭, 而在缩减的家庭中, 会缩减生存资料消费的家庭基本医保覆盖率也要低于缩减其他消费的家庭。在缩减和不缩减的家庭中, 农村户口所占比例分别为27.48%和22.24%, 显然在缩减消费的家庭中农村户口所占比例较大。选择缩减消费的家庭中, 有慢性病患者的家庭所占比例明显大于不缩减的家庭, 同样在缩减生存资料的家庭中有慢性病患者家庭所占比例也较大。如果把年收入相对较低的3万元以下和3万~5万元归为低收入, 其余为高收入家庭, 那么在缩减消费的家庭中低收入家庭所占比例较大, 在会缩减生存资料的家庭中, 低收入家庭的比例已经超过50%。在缩减消费的家庭中, 2010年的净医疗费用小于1000元的家庭所占比例小于不缩减的家庭, 而净医疗费用大于1000元的家庭所占比例均大于不缩减的家庭。在缩减生存资料的家庭中也有类似的特征, 净医疗费用小于3000元的家庭所占比例小于缩减其他消费的家庭, 而净医疗费用大于3000元的家庭所占比例均大于缩减其他消费的家庭。

根据应变量的不同, 把研究分为两个步骤:第一步研究大笔医疗支出是否影响家庭消费及其影响因素;第二步研究对于缩减消费的家庭来说, 大笔医疗支出是否影响生存资料 (衣、食、住、行) 消费及影响因素。根据研究目的和变量特征, 结合各变量的单因素分析和逐步回归结果, 设立logistic回归模型如下:

logit (Sji) =βj0+βj1HSi+βj3PICi+βj3CHRi+βj4Ri+βj5ITi+ajNMEi+θjIi+εji

其中, j=1、2, S1代表是否缩减消费, S2代表是否缩减基本生存资料消费。εi表示随机扰动项。各变量描述及赋值见表2。

三、实证分析

(一) 大笔医疗支出是否缩减家庭消费

因变量为是否缩减消费, 利用样本数据进行logistic回归, 结果如表3所示。

首先观察反映家庭基本情况的因素。家庭人数对是否缩减消费没有显著影响, 收入水平低的家庭更可能缩减消费。有无慢性病患者在95%显著水平下对是否缩减有显著影响, 有慢性病患者的家庭缩减消费的概率是没有慢性病患者的家庭的1.598倍, 更倾向于缩减消费。户口对缩减有显著影响, 与城镇户口相比, 农村户口选择缩减消费的可能性更大, 可见大笔医疗支出对农村居民的影响更大。

注:①***、**和*分别表示参数在1%、5%和10%显著水平显著。②参照组分别为基本医保覆盖率小于50%、家庭年收入3万元以下、净医疗费用为1000元以下、家庭中过去一年及有人住院治疗、家庭中没有慢性病患者和农村户口。

其次观察反映家庭医疗和医保情况的因素。基本医保覆盖率显著影响是否缩减消费的策略选择, 覆盖率低于50%的家庭倾向于缩减消费, 而覆盖率高于50%的家庭缩减消费的概率仅为低覆盖率家庭的69.2%。2010年中家人有无住院治疗这一因素对决策有显著影响, 曾经住院治疗的家庭显然更趋向于选择缩减消费, 其概率是没有住院治疗家庭的1.533倍。虽然净医疗费用在3000~5000元水平上拟合系数不显著, 但是结果显示在其他水平上都比基准水平趋向于缩减消费, 因此净医疗费用高倾向于缩减非医疗消费。

(二) 大笔医疗支出是否缩减生存资料消费

因变量为是否缩减生存资料消费, 利用样本数据进行logistic回归, 结果如表4所示。结果显示, 家庭人数、家庭年收入和有无慢性病患者都对是否缩减生存资料有显著影响。人数较多的家庭倾向于缩减非生存资料消费。以3万元以下为基准, 收入水平高的家庭相对来说不会缩减生存资料消费, 而且系数显示收入越高, 缩减生存资料消费的概率越小。有慢性病患者的家庭缩减生存资料消费的概率是没有慢性病患者家庭的1.53倍。基本医保覆盖率对是否缩减生存资料有显著影响, 基本医保覆盖率低的家庭倾向于缩减生存资料消费。对于净医疗费用, 以1000元以下为基准, 2个显著影响的水平 (3000~5000元及1万元以上) 表明, 净医疗费用高则倾向于缩减生存资料消费。与上一步分析不同, 有无住院治疗和户口不显著影响生存资料消费。

注:①***、**和*分别表示参数在1%、5%和10%显著水平显著。②参照组分别为基本医保覆盖率小于50%、家庭年收入3万元以下、净医疗费用为1000元以下、家庭中过去一年及有人住院治疗、家庭中没有慢性病患者和农村户口。

四、结论与建议

结果表明当家庭需要支付大笔医疗费用时, 超过50%的家庭会选择缩减非医疗消费, 影响缩减策略的因素主要有家庭人数、基本医保覆盖率、收入水平、净医疗费用、是否住院治疗、有无慢性病患者和户口。

家庭人数在选择缩减的家庭中对是否缩减生存资料消费有显著影响, 人数越多缩减非生存资料消费的概率越大, 而对是否缩减消费没有显著影响。可能是由于生存资料是每个人必需的, 人数对是否缩减生存资料有影响, 而其他消费如烟酒及用品不会涉及每个人, 则人数对是否缩减消费的影响不显著。

基本医保覆盖率对缩减策略有显著影响, 无论是对非医疗消费还是生存资料消费, 基本医保覆盖率低的家庭都倾向于缩减。正如许多学者的研究表明基本医疗保险在一定程度上给予保障, 可以带动家庭消费, 体现了医疗保险在一定程度上的保障作用, 减少消费者面对医疗支出的未来不确定性。

家庭年收入对缩减策略同样有显著影响, 收入越高越不会缩减非医疗消费或生存资料消费。高收入水平家庭的经济保障要优于低收入水平家庭, 大笔医疗支出对其消费的影响就较小。

2010年家庭的净医疗费用越高, 选择缩减的概率越大。过去的医疗费用增加了家庭支出, 因此再次遇到大笔医疗支出时家庭可能需要缩减消费才能应对。

2010年家人有住院治疗则倾向缩减消费, 但是在缩减消费的家庭中有无住院治疗不影响生存资料消费缩减与否的选择。

有慢性病患者的家庭缩减消费的概率和缩减生存资料消费的概率都比没有慢性病患者的家庭大, 原因可能是有慢性病患者的家庭时常都会有医疗支出, 考虑到不断的支出需求以及对未来医疗支出的可预见性, 更可能选择缩减。

城镇户口缩减消费的概率是农村户口的71.4%, 但是户口不显著影响生存资料消费的缩减。原因可能是自2010年厦门市大力推进城乡一体化的基本医疗保险制度建设以来, 城镇和农村户口虽然还没有实现无差异化, 但是城乡居民在基本医疗保险待遇方面已经越来越平等。

可见, 大笔医疗支出会对家庭消费产生影响, 特别是对于收入低, 基本医保覆盖率低, 净医疗费用高, 以及有慢性病患者的家庭。通过研究结果, 对减轻医疗支出对家庭消费的影响提出以下几点建议。首先, 加快推进全民医保制度的实施, 重点把基本医保覆盖率较低家庭中的未参保居民纳入到医保体系中, 特别是对于一些人数较多的家庭, 使医保的保障作用惠及更多居民。其次, 多关注低收入家庭, 给予特别补助。大笔医疗支出很可能影响低收入家庭的生存资料消费, 因此要给予更多补助, 如可以使低收入群体通过申请减少或免除缴费的形式参保, 提高低收入家庭的医保补助标准等。最后, 可以推出多层次医保方案供参保人自由选择。居民对医疗服务的需求存在差异, 比如过去净医疗费用较高或是有慢性病患者的家庭会更加依赖于医疗保险, 因此可以在同一医保制度下设计出补偿比例不同的多层次方案, 供居民选择。

参考文献

[1]Fang KN, Dai Y, Shia BC, et al.Health insurance coverage, medical expenditure and coping strategy:Evidence fromTaiwan[J].2012.

[2]Wagstaff A, Pradhan M.Health Insurance Impacts onHealth and Nonmedical Consumption in a DevelopingCountry[J].Policy research working papers.2005 (3563) .

[3]黄小平, 刘海.中国农村居民医疗消费的影响因素分析[J].消费经济, 2011 (4) .

[4]林相森, 艾春荣.我国居民医疗需求影响因素的实证分析——有序probit模型的半参数估计[J].统计研究, 2008 (11) .

[5]甘犁, 刘国恩, 马双.基本医疗保险对促进家庭消费的影响[J].经济研究, 2010 (S1) .

[6]臧文斌, 刘国恩, 徐菲, 等.中国城镇居民基本医疗保险对家庭消费的影响[J].经济研究, 2012 (7) .

[7]王济川, 郭志刚.Logistic回归模型——方法与应用[M].北京:高等教育出版社, 2001.

[8]齐良书.新型农村合作医疗的减贫、增收和再分配效果研究[J].数量经济技术经济研究, 2011 (8) .

医疗保健消费支出 篇5

【关键词】国内旅游消费支出 国内生产总值 计量经济学模型

一、提出背景

在全球经济活动中，旅游业成为发展最快的行业之一，改革开放以来，我国创造了经济的高速增长，随着我国人民物质文化生活水平的日益提高，旅游已经成为新的消费增长点，旅游市场不断被扩大，旅游业持续发展，在国民经济中所占的比重日益提高，取得多方面的经济效益、社会效益和生态效益。旅游支出也相应在国内消费中占据越来越大的比重，旅游产业成为了拉动内需的重要途径，并促进和带动了许多其他产业的发展。因此研究国内旅游消费状况具有重要的实际意义。本文主要是利用计量经济学模型对这一问题进行研究。

二、数据来源

基于以上数据，建立的模型是：

Y=β0+β1X1+β2X2+u

β0度量了截距项。

β1度量了当GDP变动1%时，国内旅游支出的变化。

β2度量了当我国的消费物价指数发生变动时，其实也就是1%时，国内旅游支出的变动。

u是随机误差项。

对Y做回归

利用eviews最小二乘估计结果如表2

根据以上结果，初步得出的模型为

Y=-51486.49+0.093734X1-136.2317X2

（一）模型的参数估计及其经济意义、统计推断的检验

利用EVIEWS软件，用OLS方法估计得：（见表2）

可见，首先进行F检验，F0.05（k-1，n-k）=F0.05（1，13）=4.67， 105.9670>4.67方程线性显著。其次进行t检验，t0.025（13）=2.160，GDP的系数显著，系数也符合经济意义。CPI的t值不显著，但是系数符合经济意义。故我们对上述模型进行计量经济学的检验，并进行修正，看是否能使模型方程得到改进。

（二）计量经济学检验

1.多重共线性检验。

（1）下面用Frisch综合分析检验并解决变量间的多重共线性。

先用EVIEWS软件，得相关系数矩阵表如表3

由上表可以看出，解释变量X1与X2之间的相关系数都较大，可见存在严重的多重共线性。

因为GDP对我国旅游支出的影响最大，从而得出最优简单回归方程Y=f（x1）。

将其与变量逐个引入Y=f（x1），计算结果如表4。

通过比较Y=f（x1）是最优的，将变量X2引入。

加入x2后虽说有R2所增大但它使得x2的t检验值不能通过，所以删除x2。

回归模型以Y=f（x1）为最优模型，Y=0.045534X1-2714.289

2.序列相关性检验。

DW=0.41。在显著水平α=0.05下，查表n=15，k=1时，dL=1.08，du=1.36，由于0.41

下面对序列相关性进行修正

DW=1.73所以经修正后不再存在序列相关性。

三、模型的分析

我们进行了一系列检验和修正后的最终结果如下：

Y=0.064327X1-12597.87

（2.429064）（-0.471185）

R2=0.980778 F=280.6365 AR（1）=0.897366

从模型中可以看出：我国国内旅游支出主要是受国内生产总值的影响。

四、促进国内旅游市场消费的对策分析

（一）开拓国内旅游市场

1.旅游产品多元化。首先，可以开发一些城市周边的近郊旅游产品，增加周末短期旅游的支出，而且缓解城市的交通和住宿压力。如北京农业嘉年华、季节性观光等，其次，可以加强地方间的合作，因地制宜，借鉴其他地方的有益的营销策略，实现国内旅游的可持续发展。最后，根据市场需求，配套和完善当地的旅游地区的基础措施，对饮食、住宿、交通公共设施进行合理规划，降低对原有资源的破坏。

2.挖掘国内旅游消费潜力。首先加强对旅游的宣传，培育民众的旅游消费意识，从而转变我国居民的消费方式。其次提高社区居民参与旅游业的程度，促进当地居民分享旅游业发展成果，增加城乡居民的收入。提高旅游消费支出，继续推动乡村旅游、文化旅游、红色旅游等主题旅游，不断创新旅游活动，扩大比如“海洋旅游”海洋海岛旅游、邮轮游艇旅游等。

（二）完善旅游服务体系

1.创新旅游服务。首先进一步加强政府对旅游服务的重视程度，完善旅游公共服务体系建设。不断进行旅游创新，将新技术和传统旅游业进行结合。同时制定相关的政策、法规。其次完善和优化旅游环境，加快建设和完善旅游配套服务，拉长旅游产业消费链。加强旅游市场监管，全面提高旅游服务质量。

2.健全旅游法规。尽管我国已经出台多部旅游法规，但相对于旅游业发展的实践需要而言，具有明显的滞后性、片面性、不及时性等特点。因此，必须与时俱进，规范旅游经营者经营行为和旅游者旅游活动行为，建立健全我国的旅游法制，以法治旅，尽可能的保障国内旅游业的健康发展和旅游者权益。

（三）多渠道增加国民收入

旅游支出与国内收入和价格之间存在密切的关系，与国内收入存在成正相關关系，与价格成负相关关系，旅游消费支出会随着国民收入的变化而变化，因此必须建立完善的市场经济体制，调整居民收入分配结构，增加居民收入制定适当的旅游产品的价格，进行消费政策的创新，刺激消费需求.刺激人们的旅游消费。

参考文献

[1]谢静.我国旅游消费支出的实证分析[J].旅游经济研究，2011.

[2]刘文斌.关于我国国内旅游消费支出的计量经济学模型的初步研究[J].经济师.2009（8）.

[3]李云鹏.基于计量经济学模型的国内城镇居民旅游消费研究[J].技术经济与管理研究，2005，6.

[4]刘嘉.我国城镇居民旅游消费的计量经济学分析[J].商业文化.2007（9）.

[5]黄秀娟.中国旅游产业经济增长的因素贡献分析[J].技术经济，2009.

[6]唐留雄.关于旅游产业经济研究的思考[J].桂林旅游高等专科学校学报，2000.

[7]叶银丹.国内旅游收入的计量经济学分析[J].产经透视，2012，4.

[8]中华人民共和国国家统计局网站：http：//www.stats.gov.cn/.

作者简介：第一作者为丁晓宁（1993-），女，汉族，河北省石家庄人，硕士研究生，研究方向为农村金融理论与政策。

我国城镇居民消费支出研究 篇6

关键词：消费支出,消费结构,主成分分析

近年来, 中国经济加速发展, 城镇居民的收入不断增加, 并且在国家连续出台住房、教育、医疗等各项改革措施和实施“刺激消费、扩大内需、拉动经济增长”政策的影响下, 我国各地区城镇居民的消费支出也强劲增长。居民消费水平的地域差异是地区经济发展不平衡的集中表现和缩影, 同时, 消费也是社会需求的主体、生产的最终目的。因此, 对我国各地区居民人均消费性支出的各项指标进行计量分析, 明确我国居民的消费性支出区域差异的数量特质, 显得尤为必要。本文以全国31个省市区2010年第一季度累计各地区城镇居民家庭人均消费性支出为样本, 运用多元统计分析中的主成分分析法, 使用SAS软件, 对所观察的省市进行实证研究, 为我国进一步扩大内需提供必要依据。

一、分析方法介绍

主成分分析法最早由美国心理学家Charles Spearman在1904年提出。他是将实测的多个指标所表达的信息用少数几个潜在的独立的主成分指标来表达, 而这些相互独立的主成分指标是由实测指标的线性组合来表示, 用以反映原来多个实测指标所要反映的主要信息。

(一) 初始化指标

设m个指标, 每个指标观测值为n项, 进行主成分分

析的模型如式:

其中, F1为第一主成分, F2为第二主成分, 依此类推。

将指标矩阵F= (x1, x2, …, xn) 的数据标准化, 得F′= (x1`, x2`, …, xn`) ;xij`= (xij-xj (平均) ) /√Sj (xj= (x1j, x2j, x3j, …, xnj) ) , j

表示第j个指标, 其中,

Xj (平均) =Σxij/n

Sj=Σ (xij-x j (平均) ) 2/ (n-1)

(2) 求标准化指标的相关系数矩阵R (rik) m×n

rij=Σ[ (xai-xi (平均) ) * (xaj-xj (平均) ) ]/ (n-1)

(3) 求相关系数矩阵R的特征值

根据特征方程|R-λI|=0求得R的特征根0≤λ1≤λ2≤…≤λn-1≤λn.

(4) 计算贡献率和累计贡献率

ak即为第k项贡献率。

(5) 确定主成分的个数, 建立主成分方程

选取主成分个数的常用方法是根据累计贡献率, 一般以85%为界限。若前k-1个主成分的累计贡献率小于85%, 而前k个主成分的累计贡献率大于或等于85%, 则取k个主成分。

二、数据来源与实证分析

居民消费支出按照人们实际支出去向可分为食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通信、教育文化娱乐服务、居住、杂项商品及服务。运用SAS软件中的主成分分析方法分析我国31个省市区2010年第一季度累计各地区城镇居民家庭人均消费性支出。 (数据详见国家统计局网站季度数据2011年第一季度累计各地区城镇居民家庭人均消费性支出) 从特征值表中我们可以看到第一个特征值为5.90, 它的贡献率为73.5%。第二个特征值为1.01, 它的贡献率为12.65%。这时累计贡献率为86.40%。这说明前2个主成分对数据的解释能力已经达到了85%以上。根据特征向量表可以给出2个主成分的表达式。

其中, X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7、X8分别表示食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通信、教育文化娱乐服务、居住、其他商品及服务。

第一个主成分的系数全为正数, 因此可以解释为各地区城镇居民家庭人均消费性支出的平均值, 代表一个地区城镇居民家庭人均消费性总支出水平。而第二个主成分, 在衣着、医疗保健、其他商品和服务上的系数为正, 在食品、居住、家庭设备用品及服务、交通和通信、教育文化娱乐服务上的系数为负, 说明这个成分代表了衣着、医疗保健、其他商品和服务方面, 即“特殊消费”与基本生活资料消费的差异。为了知道两个主成分的统计意义, 以便对数据作出合理的解释, 将各地区分别按照第一个主成分和第二个主成分从小到大排列。

三、结果分析和政策建议

(一) 结果分析

根据综合得分情况可将我国31省市区大致分为四类:第一类为北京、上海、浙江、广东;第二类为天津、福建、江苏、海南、重庆;第三类为湖南、广西、四川、辽宁、山东、陕西、青海、湖北、江西、云南、吉林、河北;第四类为安徽、贵州、西藏、宁夏、内蒙古、山西、河南、新疆、黑龙江、甘肃。

第一类地区由北京、上海、浙江和广东组成, 它们是我国经济最发达的地区。在反映消费结构的八个方面都有较高的消费支出, 结构合理。交通通信和教育文化娱乐服务的支出比例均高于全国平均水平, 反映出在一个城镇居民家庭人均消费性总支出水平高的地区, 人们对信息及精神生活的需求。

第二类地区是天津、江苏、福建等, 经济发展仅次于第一类, 综合评价略高于全国平均水平。除了天津、重庆消费支出的八个方面均略高于全国平均水平外, 福建、江苏、海南均表现出食品、家庭设备、交通通讯、教育娱乐等基本生活资料方面略高于全国平均水平, 而医疗保健和衣着消费支出低于全国平均水平。反映出这几个省的人民生活水平总体仍较低, 需要优化消费意识, 调整消费结构, 例如加大在医疗保健、衣着消费等方面的投入。

第三类地区综合评价略低于全国水平。其中湖南、辽宁、山东、青海、吉林、河北较为特殊, 衣着和医疗保健方面高于全国平均水平, 即“特殊消费”较高。广西则与之相反。四川、陕西、江西、云南、湖北在消费支出的八个方面均略低于全国平均水平。

第四类地区综合评价低于全国平均水平。除了内蒙古衣着和医疗保健高于全国平均水平外, 其余的省市区消费支出的八个方面远远低于全国平均水平。这类地区基本上是我国经济发展落后的地区。其中西藏自治区消费结构的特点突出表现为食品、衣着和交通通信支出比例明显偏高, 而医疗保健、教育文化娱乐服务和居住等项支出显著偏低, 西藏的气候条件恶劣, 交通通信设施成本费用较高, 医疗设施以及教育文化水平相对落后是这种消费结构的主要原因。内蒙古在基本生活支出和医疗保健支出方面比例严重失调, 可能是由于居民消费意识差, 政府投入不足。

(二) 政策建议

根据以上分析, 可以看出, 经济发展较好的地区, 居民的消费水平较高, 消费结构也较合理。因此, 居民收入水平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。当然还有许多其他影响居民的消费结构的因素, 如地区文化差异、气候不同、消费环境、消费心理预期等。

因此, 为了使居民消费结构更加合理, 首先要保持经济的快速增长, 提高居民收入水平, 有效拉动经济落后地区消费, 努力缩小全国各地区贫富差距。我国东部与中、西部地区消费差异明显, 因而加快中、西部地区的经济增长, 提高居民消费能力, 缩小其与东部地区在收入上的差距, 不仅有助于本地区消费质量的提高, 而且有助于使我国城镇居民的消费质量上一个新的台阶。其次, 要进一步完善包括住房、医疗、失业、养老等在内的社会保障体系, 消除居民消费顾虑, 利于培养居民良好的消费意识。最后, 整顿市场秩序, 为居民提供良好的消费环境, 例如清除抑制消费的不合理规定, 打击制造销售假冒伪劣商品的行为。

参考文献

[1]、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 (2) .

[2]、岳朝龙, 黄永兴, 严忠.SAS系统与经济统计分析[M].合肥:中国科学技术大学出版社, 2003.

[3]、国家统计局网站

全国城镇居民消费支出结构分析 篇7

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.

新疆农村居民消费支出结构分析 篇8

随着我国经济迅速发展, 经济增长的主要支点从生产领域转移到消费领域, 消费对国民经济的制约作用越来越明显, 刺激消费需求、优化居民消费支出结构已逐渐成为国民经济高速发展的首选措施, 更是当前促进社会和谐发展、全面建设小康社会的重要内容。而要促进居民的消费需求, 一方面, 应启动城镇居民的消费需求;另一方面, 应启动农村居民的消费需求。农村人口占全国人口的70%以上, 因而, 启动居民的消费需求, 扩大内需的当务之急应是扩大农村居民的消费需求。因而, 关注农村居民消费, 正确的分析和评价农村居民消费结构, 并引导和促进农村居民不断提高消费水平和消费质量, 对我国的经济的发展有着重要的意义。

新疆维吾尔自治区 (简称新疆) 地处中国西北边陲, 亚欧大陆腹地, 周边与八个国家接壤, 是古丝绸之路的重要通道, 其经济的发展对边疆的稳定和全国经济的发展都具有举足轻重的作用。[1]要促进新疆经济的发展离不开消费的增长, 因而研究新疆农村居民的消费结构和消费水平等消费领域的一系列问题, 可以提供农村居民消费需求变化的信息, 对于调整产业结构, 引导农村居民合理消费, 对促进新疆地区经济发展和加快新疆社会主义新农村建设的进程具有重要的意义。

二、国内外研究综述

费问题是现代西方消费经济学的重要组成部分。凯恩斯从心理因素入手提出了包括“边际消费倾向递减规律”、“资本边际效益递减”及“流动性偏好”三大心理规律, 建立了收入假说下的消费函数理论, 为消费结构的研究奠定了理论基础。自凯恩斯之后, 出现了诸多以消费为研究对象的学者, 尤以佛里德曼 (1976) 、莫迪利安尼 (1985) 、杜森贝里、霍尔 (1978) 等人为代表。1976年佛里德曼提出了持久收入假说, 认为收入分为瞬时收入和持久收入, 消费分为瞬时消费和持久消费, 人们对未来收入的预期会直接影响到居民当前的消费支出, 即居民当前的消费取决于持久收入。

我国对消费结构的研究起步较晚, 但发展迅速。1963年我国著名经济学家董辅初教授在其所发表《关于消费问题的探讨》一文中首次提出了消费结构的概念。1983年尹世杰教授主编的《社会主义消费经济学》, 作为我国消费结构理论研究的磈端, 系统地研究了消费结构问题;今年来消费结构研究方法更是趋于新颖化。董永茂 (2005) 采用ELES模型, 利用1998、2003年浙江省农村家庭消费开支调查资料, 对浙江省农村居民家庭消费结构进行了分析研究;杭斌、申春兰 (2005) 运用误差修正模型的估计结果来证明潜在的流动性约束与中国农户的预防性储蓄有着密切关系;郭爱君、武国荣 (2008) 通过建立AIDS模型对中国农村居民消费行为进行了研究, 并且对“九五”和“十五”两个时期的中国农村居民七大类商品消费的动态特征进行了对比研究;此外;对数模型、二次移动平均模型 (DMAM) 、综列数据模型等均为目前消费结构研究的主要方法。

从以上分析可以看出, 对于消费结构的研究, 国外侧重于方法的研究和创新, 而国内研究则侧重于居民消费结构所涉及的具体方面, 如居民消费结构现状、居民消费结构升级的影响因素、居民消费结构的预测等多方面的定性分析, 以及应用数量方法对于居民消费结构的定量分析等。尽管在国内消费结构的研究中已有很多理论成果, 但是大部分是研究城镇居民消费结构的, 关于新疆农村居民消费结构的研究更是少之又少, 急需进一步深入研究分析。

三、新疆农村居民消费结构现状和变动趋势分析

为了更加清楚的了解近年来新疆农村居民各个方面的消费情况, 以下通过对新疆农村居民的吃、穿、住、用等方面人均消费支出占农村居民家庭人均总支出比重的变化图来研究新疆农村居民消费结构的变动趋势。

(一) 食品支出

新疆农村居民用于食品方面的支出从2000年的618.2元上升到2011年的1589.5元, 11年的时间新疆农村居民用于食品方面的支出增长了2.57倍。恩格尔定律指出, 食品支出在居民消费中的比重, 将随收入增加呈现下降的趋势。然而由下图可以看出2000~2011年, 新疆农村居民人均食品支出占农村居民家庭人均总支出比重明显下降。从2000年22%左右下降至2011年的15%以下, 说明新疆农村居民并正向更好生活阶段迈进。这也从另一方面印证了从恩格尔系数变化所得到的结论。

(二) 衣着支出

近十年以来, 随着生活水平的提高, 农村居民的欣赏品味在不断提高, 新疆农村居民在穿着方面出现了较大变化, 农村居民已不仅仅满足于“穿”的本身, 也更加注重于质量和款式等方面的提高。相关数据表明2000年新疆农村居民用于衣着方面支出为114.26元, 到2011年增加到了372.1元, 是2000年的3.25倍, 而2000~2011年新疆农村居民消费支出增幅为2.57倍, 低于衣着支出的增加幅度。可见, 随着农村居民收入和消费水平的提高, 人民越来越注重生活品质, 衣着支出比重呈上升趋势。从2000年到2005年这一下降趋势并不明显, 甚至有些年间偶尔有上升趋势, 但近十年间新疆农村居民衣着支出占农村居民家庭人均总支出的比重总体呈下降趋势, 这说明新疆农村居民生活水平在不断提高, 也正是恩格尔定律的一次运用。

(三) 居住支出

住房是人们赖以生存的基本场所, 在农村居民消费水平、消费质量逐步提高的过程中, 农村住房消费变化是最直观、最明显的。其总的特点是农村居民住宅面积逐渐扩大, 住房质量逐年提高, 居住条件得到明显改善。2011年的人均居住支出1025.3元, 相比于2000年新疆农村居民人均居住支出170.9元, 增长了6倍;从下图可以看出, 2000年以来新疆农村居民居住消费占总消费的比重总体呈现上升趋势。由2000年的6.06%上升到2011年的9.11%。反映出这一时期新疆农村居民收入有所增长, 改善住房条件成为他们的迫切愿望, 建房的积极性提升明显。

(四) 医疗保健、交通通讯支出

近十年来新疆农村居民医疗保健支出一直持续快速增长, 其占农村居民家庭人均总支出的比重一直在增加, 由2000年的2.61%上升到2005年的3.35%, 医疗保健支出的持续增加体现出随着收入水平提高和生活质量改善, 农村居民越来越重视身心健康, 过去大病小治、小病不治的现象有了较大改变。

四、新疆农村居民消费结构特征

为了进一步研究新疆农村居民的消费结构特征, 下面特从农民最终消费支出 (亿元) 、农民人均生活消费支出 (元) 、农村居民家庭恩格尔系数 (%) 三个角度进行分析:

(一) 农村居民消费规模不断增长

2000~2012年, 新疆农村居民最终消费支出 (亿元) 由159.97亿元增加到675.6亿元, 增长了4.22倍, 年均递增12.75%。

(二) 农村居民消费水平和生活条件不断提高

2000~2012年, 新疆居民农民人均生活消费支出 (元) 由1236.45元增加到5301.3元, 增长了4.29倍, 年均递增12.9%。其中农村居民家庭居住支出 (元/人) 由170.9元增加到1025.3元, 增长了6倍, 年均增长16.1%。

(三) 农村居民消费结构不断升级

随着经济的发展和收入水平的提高, 农村居民的消费支出在增加。农村居民恩格尔系数由2000年的50%下降到2012年的36.1%, 下降了13.9个百分点。虽然农村居民消费较低, 但消费结构已逐步由低层向高层发展, 生存消费比重下降, 享受和发展消费所占比重上升。

五、新疆农村居民整体消费结构现状和变动趋势的分析

从下表可以看出, 1995~2005年新疆农村居民消费的货币化程度在逐年提高, 其中农村居民家庭食品支出 (元/人) 、农村居民家庭医疗保健支出 (元/人) 、农村居民家庭人均居住消费支出 (元) 、农村居民家庭人均衣着消费支出 (元) 四类消费几乎完全是货币化消费几乎完全是货币化消费。自给性消费程度最高的是食品消费, 由2000年50%的自给自足下降到2011年的36.14%;居住类消费货币性程度从2000年的13.82%上升到2011年的23.312%。农村居民家庭医疗保健支出 (元/人) 从2000年的5.96%上升到2011年的8.57%, 表明新疆农村居民的生活水平在一定程度上得到了充分的提高。

六、结论与建议

新疆人口结构中农村人口的比重较多, 促进新疆经济增长首先做好农村消费问题工作, 农村居民存在有欲望但不能消费的现象。

我们知道消费是拉动经济增长的第一动力, 但是目前消费对经济增长的拉动作用有限, 投资对经济增长的拉动作用显著。目前状态一下子提高居民消费能力, 刺激消费需求不可能, 首先靠投资的力量, 南北疆调整投资投入量, 促进经济发展, 缩小经济差异, 调整各地区的经济水平不平衡, 保证地区经济稳定发展。然后, 经济的增长必然会引起居民消费的增长, 消灭有消费欲望但没能力消费的问题, 只有消费增长才能推动经济快速增长。再次经济稳定发展, 可以缩小城镇经济和农村经济的差距, 平衡城镇居民和农村居民的消费能力, 农村经济和城镇经济才能同步发展。最后政府对农村的投入量主要为调整农村居民居住类支出和医疗保险类支出, 所以为经济健康发展进一步调整农村居民文教类, 居住类, 和医疗保险类支出, 文教是经济发展的必要条件。消费增长相对缓慢, 消费拉动经济增长的作用相对不足。在增加收入刺激的消费的基础上提出了缩小收入分配差距, 调整消费结构, 保持外需的基础上扩大内需, 增加对农村的投入量, 提高农村居民生活水平, 正确调整农村居民的消费结构, 缩小城镇和农村, 南疆和北疆居民消费差距, 促进新疆经济可持续稳定发展的必然条件。

摘要：近年来, 随着人们生活水平的提高, 农村居民的消费支出逐步从以食品为主向多元化的消费支出结构转变, 农村居民开始重视医疗保健、交通通讯等服务类项目的支出。新疆地处我国西北部, 总体发展水平落后于内地, 由于收入水平的限制以及文教、娱乐配套设施的欠缺, 新疆大部分地区农村居民在此方面的消费比例还很小, 居民消费结构状况对一地区的经济发展和社会稳定有很大的影响。本文在对新疆农村居民消费结构现状和农村居民消费影响因素进行分析的基础上, 提出了完善新疆农村居民消费结构的对策建议。因此, 进一步加强农村相关文教、娱乐设施的建设将对新疆农村居民消费支出结构的合理化起到重要的促进作用。

关键词：新疆,农村居民,消费结构,对策

参考文献

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政府支出对我国居民消费的影响 篇9

政府支出包括政府消费、转移性支出和政府投资三个部分。政府消费和转移性支出对居民消费都有直接影响, 特别是与公共服务相关的政府消费和转移性支出对居民消费的影响尤为明显。国际经验表明, 政府在教育、医疗卫生、社会保障等公共服务方面支出的增加, 不仅可以部分替代居民在这方面的消费, 间接增加居民收入, 而且还会减少居民对未来不确定性的担心, 进而增加其他消费。国内也有很多学者和机构研究我国政府支出对居民消费的影响, 结论差别很大, 但都认为教育、医疗卫生、社会保障支出对居民消费是促进的。因此, 政府支出结构调整对居民消费结构、消费水平都会产生重要影响。

我国政府支出结构变动特点

上世纪80年代以后, 随着国家经济实力的增强, 我国政府支出 (即政府财政支出) 在保持较快增长的同时, 支出结构也发生较大变动, 主要体现在以下几个方面:一是基本建设支出、政策性补贴支出占财政总支出的比重不断下降。基本建设支出比重从1985年的27.67%下降到2006年的10.86%, 政策性补贴支出比重从1985年的13.06%下降到2006年的3.43%。二是挖潜改造资金和科技三项费用、支农支出比重先降后稳。2001年以前, 这两项支出比重都有不同程度下降, 此后保持稳定。挖潜改造资金和科技三项费用支出比重基本在4-5%之间, 支农支出比重基本在5-6%之间。三是文化、教育、卫生支出波动较大。支出比重从1985年的15.8%上升到1994年的22.07%, 此后总体上呈缓慢下降的趋势, 2005年下降到17.99%。2006年以后, 随着国家较大规模增加对教育、卫生的投入, 这一比重又呈上升的趋势。四是行政管理支出总体上不断上升。从1985年的6.52%上升到2006年的13.95%。

数据来源:《中国财政年鉴》相关年份。注:2007年财政支出口径有较大变化, 文教、科学、卫生支出是将各项支出汇总, 其它支出项目没有调整。

教育、医疗卫生、社会保障三项公共服务支出比重变化也较大。其中, 教育支出占财政总支出的比重在上世纪80年代有较大提高, 但在1996年以后连续4年下降, 到2000年以后基本在13-14%之间徘徊。医疗卫生支出的比重从上世纪80年代以后始终稳定在5%左右。社会保障支出从1985年的1.55%上升到2002年的11.95%, 此后一直在10-11%之间波动。总体来看, 尽管2002年以后政府对教育、医疗卫生和社会保障的支出有较快增长, 但其在财政总支出中的比重没有明显变化。2007年, 我国教育、医疗卫生和社会保障三项公共服务支出占财政总支出的比重只有2 9.2%, 和人均GDP3000美元以下国家和人均GDP3000-6000美元国家相比, 分别低13.5和24.8个百分点。

我国居民消费结构变动特点

三十年的改革开放, 我国经济体制发生了重大变化, 城、乡居民消费结构也发生了很大变化。

(一) 城镇居民消费结构变动情况

城镇居民消费结构变动主要呈现以下特点:一是居民的食品、衣着消费支出比重不断下降。食品消费比重 (恩格尔系数) 从1985年的52.2%下降到2007年的36.3%, 衣着消费比重从14.6%下降到10.4%。二是耐用品消费比重在上世纪90年代后稳中有降。上世纪80年代城镇居民家庭设备用品消费比重有大幅提高, 进入90年代以后稳中有降, 比重从1990年的10.1%下降到2007年的6.0%。三是居民用于住、行、通信的消费比重持续上升。居住支出占消费的比重从1985年的4.79%上升到2007年的9.83%, 交通通信支出比重从2.1%上升到13.6%。四是居民用于医疗、教育等提升人力资本的支出比重有较快上升。医疗保健支出比重从1985年的2.5%上升到2007年的7.0%, 教育文化娱乐服务等支出比重从8.2%上升到13.3%。

(二) 农村居民消费结构变动

农村居民消费结构变动与城镇居民类似, 但总体滞后于城市居民。一是食品、衣着、家庭设备用品消费支出比重下降, 但降幅要小于城市居民, 而且农村居民的恩格尔系数仍然比城市居民高出6.8个百分点。二是医疗保健、交通通讯、娱乐教育文化服务消费支出比重都有较大上升, 但总体上仍低于城市居民。三是居住消费支出比重与城市居民变动相反。居住支出占消费的比重从1985年的18.23%下降到2005年的14.5%, 2007年又回升到17.80%。

总的来看, 自上世纪90年代中期以后, 我国城乡居民在教育、医疗等方面的支出增长要快于整个消费增长, 其在居民消费中的比重不断上升。另据对美国、英国、新加坡等16个国家和地区的分析[1], 这些国家和地区在人均GDP达到3000美元时, 居民文化娱乐教育支出比重平均为7.5%, 而且教育支出比重很低;医疗保健支出比重平均为5%。因此, 从横向比较来看, 我国居民在教育、医疗等方面的支出比重也明显偏高。

数据来源:《中国统计年鉴》相关年份。

数据来源:《中国统计年鉴》相关年份。

政府支出结构变动对居民消费的影响

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。

(一) 国家财政性教育经费在全部教育经费中的比重不断下降, 使得居民承担的比重上升, 突出表现为学杂费比重显著提高, 导致居民的教育消费支出比重不断提高。1992-2005年, 国家财政性教育经费所占比重从84%下降到61.3%, 其中预算内教育经费占比从62.1%下降到55.4%;学费和杂费所占比重从5.1%上升到18.4%。2003年以后, 随着社会教育经费的增加, 以及国家相关教育改革措施的出台, 学杂费比重终止了持续上升的趋势, 稳定在18%左右。2006年以后, 国家财政性经费比重有较大提高, 学杂费比重则大幅下降。与此相对应, 居民教育支出占居民消费的比重在2002年后也呈稳中趋降的态势, 这说明国家的教育支出与居民教育消费支出之间存在较大的替代效应。

(二) 政府预算内卫生支出在卫生总费用中的比重大幅下降, 使得个人的卫生支出比重上升, 居民医疗卫生消费支出比重提高。1985-2001年, 政府预算卫生支出占卫生总费用的比重从38.6%下降到的15.9%, 社会卫生支出比重也呈下降趋势, 而居民个人卫生支出比重从28.5%上升到60%。2002年以后, 随着政府和社会对卫生支出的增长, 居民个人卫生支出比重也由升转降。与此相对应, 居民医疗保健支出占居民消费的比重在2002年后趋于稳定, 并在2006年开始下降。这说明国家的卫生支出与居民医疗卫生消费支出之间也存在较大的替代效应。

(三) 政府社会保障支出力度不够, 使得居民社会保障支出增长过快, 进而导致居民可支配收入增速降低。1990-2007年, 城镇居民人均可支配收入年均名义增长13.9%。同时期, 居民社会保障等支出年均增长36%, 远远高于居民各项收入来源增速, 对可支配收入的负面贡献也从0.4%上升到8.1%。这使得城镇居民的可支配收入增速低于总收入增速。这些特点在2000年以后表现得更加突出。

(四) 政府对居民的转移性支付实际上加大了城乡居民收入差距。对城乡居民收入差距影响最大和较大的是工资性收入、转移性收入和经营性收入。其中, 工资性收入、转移性收入导致城乡居民收入差距扩大, 经营性收入则使城乡居民收人差距缩小。1990-2007年, 工资性收入差距对城乡居民收入差距的贡献率最大, 超过80%;其次为转移性收入, 对城乡居民收入差距的贡献率超过了30%。由于转移性收入的主体是离退休金、价格补贴、社会福利救济等财政性资金的转移支付 (占60-70%) , 因此这种转移性支付实际上加大了城乡居民的收入差距, 主要是对农村居民的补助不够。

(五) 政府对教育、医疗卫生和社会保障支出不够, 还导致居民的消费倾向下降。政府增加教育、医疗卫生和社会保障支出, 为居民提供较为广泛的社会安全网, 能在很大程度上减少居民收入和支出的不确定性, 进而减轻居民防范性储蓄动机, 明显增加居民的消费倾向。但1990-2007年的数据分析表明, 我国农村居民消费倾向与农村居民医疗教育消费支出比重的相关系数为-0.66, 城市居民消费倾向与城市居民医疗教育消费支出比重的相关系数为-0.73。这说明政府对教育、卫生和社会保障支出不够, 是我国居民储蓄连年增长、消费倾向持续走低的重要原因。

注:根据中国教育经济信息网“各地区教育经费情况 (2006年) ”计算, 2007年数据尚未公布。

优化政府支出结构, 扩大居民消费的政策建议

上述分析表明, 政府在教育、医疗卫生、社会保障等领域的投资不足, 导致居民在教育、医疗等方面的支出比重不断上升, 社会保障支出增长过快, 影响居民可支配收入增长, 并降低居民消费倾向。因此, 今后应进一步优化政府支出结构, 充分发挥财政政策在扩内需、调结构方面的中长期作用。

(一) 大幅度提高政府公共服务支出占政府总支出的比重。当前, 我国教育、医疗卫生和社会保障三项公共服务支出比重要比人均GDP6000美元国家的平均水平低近25个百分点。如果我国在人均GDP达到6000美元时, 这三项公共服务支出比重要达到当前的国际平均水平, 按照目前的经济发展速度、人民币汇率水平, 按不变价计算, 这三项支出比重每年应提高至少3个百分点。如果再考虑人民币升值、现价等因素, 三项支出比重提高的速度应更快。

(二) 以公共服务均等化为基本目标, 完善财政转移支付制度。研究表明, 我国各地区政府支出的标准差和居民消费的标准差高度相关, 各地区政府支出差异的扩大加剧了各地区居民消费差距的扩大。因此, 应加快确立并实施最低公共服务支出标准, 增加对落后地区和农村地区的公共服务投入, 不断提高基本公共服务均等化程度。同时, 加强财政转移支付的法制化建设, 尽快建立起以一般转移支付为主, 专项转移支付为辅的模式。

数据来源:《中国社会统计年鉴2007》和《2008年中国卫生统计提要》。

(三) 适当增加政府货币转移支付, 并且更多地向农村和低收入群体倾斜。建立健全农业保险体系、进城务工人员就业保障和农村社会保障体系, 降低农民的收入风险;继续扩大和完善对农业的生产“直补”, 提高农民的转移性收入, 尽快转变城乡居民转移性收入差距扩大的局面。对城乡低收入家庭的社保支出给予适当补助, 减轻其缴费压力。

(四) 根据社会事业发展规律和公共服务的不同特点, 积极探索有效的财政保障方式, 抓紧建立健全相关机制。包括优先发展教育投入机制, 社会保障制度建设和促进就业支持机制, 医疗卫生事业保障机制, 廉租住房保障资金筹集机制等。

(五) 创新准公共产品的融资方式, 节省政府相关投资。一些准公共产品和服务, 如基础设施, 应尽可能吸收民营资本投入, 减少政府支出, 以便将这方面的资金转向不断增加的教育、医疗、社保等方面的支出。

参考文献

浅谈政府支出对城镇居民消费影响 篇10

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。