時間：2023-03-03 15:58:37
緒論：在尋找寫作靈感嗎？愛發(fā)表網(wǎng)為您精選了8篇居民消費論文，愿這些內(nèi)容能夠啟迪您的思維，激發(fā)您的創(chuàng)作熱情，歡迎您的閱讀與分享！
在僅有的幾篇文獻中，馬雙等（2010）研究了新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險對農(nóng)村居民家庭食物消費的影響，發(fā)現(xiàn)參保家庭比未參保家庭有更多的營養(yǎng)物質(zhì)攝入量，參與新農(nóng)合使農(nóng)民食品消費支出增加約81元。臧文斌等（2012）使用中國城鎮(zhèn)居民入戶調(diào)查數(shù)據(jù)探討了城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療消費保險對居民消費的影響，發(fā)現(xiàn)城職保提高了參保家庭的非醫(yī)療消費支出，低收入群體和中等收入群體提高的幅度分別為20.2%和12.6%。馬雙和甘犁（2010）研究了城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險對居民食物消費的影響，發(fā)現(xiàn)城職保能增加11%的居民消費?，F(xiàn)有的研究受數(shù)據(jù)可獲得性的限制，或者僅僅關(guān)注居民食物消費，而未將居民家庭全部消費支出作為分析對象；或者只關(guān)注某一種社會醫(yī)療保險，而未將城居保和城職保兩種基本醫(yī)療保險綜合考慮，未從整體上考察城鎮(zhèn)醫(yī)療保險對居民消費的影響。因此，目前國內(nèi)對醫(yī)療保險與居民消費關(guān)系的研究還很不充分。鑒于此，本文采用奧爾多2009年的調(diào)查數(shù)據(jù)，在收集到較為豐富的居民消費支出和醫(yī)療保險信息的基礎(chǔ)上，擬對醫(yī)療保險與城鎮(zhèn)家庭消費的問題進行進一步的研究。
二、數(shù)據(jù)與模型
1.關(guān)于數(shù)據(jù)。
本文所采用的數(shù)據(jù)來自北京奧爾多投資咨詢中心委托國家統(tǒng)計局開展的較大規(guī)模的入戶調(diào)查，抽樣和數(shù)據(jù)處理方法與國家統(tǒng)計局其他調(diào)查大致相同。該調(diào)查自2005年開始，每年1至2次，通過更新數(shù)據(jù)建立了《中國投資者行為調(diào)查問卷》數(shù)據(jù)庫。調(diào)查問卷設(shè)置了受訪者的個人特征、家庭財務(wù)情況和投資選擇等方面的35個~50個具體問題，包含詳細(xì)的家庭資產(chǎn)、負(fù)債、收入、消費以及其他家庭特征信息。李濤（2006）、陳彥斌等（2009）以及梁運文等（2010）利用該數(shù)據(jù)庫進行了有關(guān)居民投資行為、居民財產(chǎn)分布等方面問題的研究，結(jié)果表明數(shù)據(jù)質(zhì)量較為可靠。雖然該數(shù)據(jù)庫最初建立的目的是為了研究中國居民的投資行為，偏向于宏觀研究，但由于調(diào)查數(shù)據(jù)中不僅包含豐富的家庭收入和消費等信息，而且有家庭是否參與醫(yī)療保險、是否有成員患有大病以及醫(yī)療支出等信息（自2009年開始有醫(yī)療保險相關(guān)信息），因此本文嘗試?yán)迷摂?shù)據(jù)庫進行醫(yī)療保險和居民消費關(guān)系的微觀研究。本文采用的是奧爾多2009年調(diào)查的A卷調(diào)查數(shù)據(jù)，在12個省的41個市（區(qū)、縣）進行，調(diào)查地范圍覆蓋東部、中部和西部各省市。與目前實證研究使用較多的CHNS數(shù)據(jù)相比，奧爾多調(diào)查數(shù)據(jù)包含了更為豐富的家庭消費支出信息，因此在家庭總消費支出、非醫(yī)療消費支出等關(guān)鍵變量上有準(zhǔn)確的數(shù)據(jù)，而不必如現(xiàn)有文獻一樣使用耐用消費品存量數(shù)據(jù)替代消費支出的流量數(shù)據(jù)。同時，奧爾多2009年調(diào)查收集到的樣本量也比較大，經(jīng)過數(shù)據(jù)整理，本文最終獲取的有效樣本為4694個家庭。
2.計量模型。
研究醫(yī)療保險對家庭消費的影響，必須解決兩種由自我選擇所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。一是，醫(yī)療保險和家庭消費都與家庭的風(fēng)險厭惡程度相關(guān)。家庭的風(fēng)險厭惡程度越高，越傾向于選擇參加醫(yī)療保險；同時，家庭的風(fēng)險厭惡程度越高，預(yù)防性儲蓄越高而當(dāng)期消費越少。二是，醫(yī)療保險和家庭消費都受到家庭成員身體健康狀況的影響。身體健康情況較差的家庭更可能參與醫(yī)療保險；同時，身體健康情況較差的家庭會有更多的醫(yī)療消費支出和相對較少的非醫(yī)療消費支出。為了解決這兩種自我選擇問題，本文在計量模型中引入家庭風(fēng)險厭惡程度和家庭成員健康狀況作為控制變量。這樣就可以在給定相同的家庭風(fēng)險厭惡程度和家庭成員健康狀況的條件下，研究家庭參與醫(yī)療保險對其消費支出的影響，從而很好地解決了上述自我選擇問題。同時，本文在計量模型中引入家庭收入、家庭規(guī)模、平均年齡、平均受教育程度、女性比例等家庭特征變量作為控制變量。通過將各類控制變量逐步加入，本文得到三組計量模型來分別研究基本醫(yī)療保險對家庭總消費支出、醫(yī)療消費支出以及非醫(yī)療消費支出的影響。其中EXP、MEDEXP和NONMEDEXP分別為家庭總消費支出、家庭醫(yī)療消費支出和家庭非醫(yī)療消費支出。HI為家庭是否有基本醫(yī)療保險，是本文的核心解釋變量。SAH為家庭成員平均健康狀況，問卷中調(diào)查了每個家庭成員對自己身體健康狀況的評價，數(shù)值從1到5分別對應(yīng)“非常好”、“較好”、“一般”、“較差”和“非常差”，本文取每個家庭該項指標(biāo)的平均值作為SAH。RAV為家庭平均風(fēng)險厭惡程度，調(diào)查數(shù)據(jù)中包含每個家庭成員的風(fēng)險厭惡程度信息，數(shù)值從1到5分別對應(yīng)“很喜歡冒險”、“喜歡冒險”、“一般”、“不喜歡冒險”、“很不喜歡冒險”，與SAH一樣，本文取每個家庭該項指標(biāo)的平均值作為RAV。Xi為控制變量，包含一系列家庭特征變量，主要有：（1）INC，即家庭總收入，在回歸中取對數(shù)。（2）SCA，即家庭規(guī)模（家庭人數(shù)）。（3）AGE，家庭成員平均年齡。（4）EDU，家庭成員平均受教育程度。（5）FEM，家庭成員中女性占比。（6）PTY，家庭成員中是否有黨員，是二值變量（1代表是，0代表否）。（7）MIN，家庭成員中是否有少數(shù)民族，是二值變量（1代表是，0代表否）。
三、實證結(jié)果
1.醫(yī)療保險對家庭總消費支出的影響。
本文對回歸結(jié)果進行了異方差檢驗，發(fā)現(xiàn)模型存在異方差問題。為了解決這個問題，本文使用了異方差—穩(wěn)健估計，以使回歸結(jié)果更具有可靠性。表1報告了家庭總消費支出的估計結(jié)果。第一列只估計了參與醫(yī)療保險對家庭總消費支出的影響，第二列和第三列分別加入了家庭成員健康狀況、風(fēng)險厭惡程度和其他家庭特征變量。三個回歸模型都表明，參與基本醫(yī)療保險可以顯著增加家庭總消費支出。具體來說，與沒有基本醫(yī)療保險的家庭相比，參與基本醫(yī)療保險的家庭的總消費支出會高出6%，并且在5%的水平上顯著。這個結(jié)果與Gruber和Yelowitz（1999）對美國20世紀(jì)80年代中后期醫(yī)療保險制度的研究結(jié)果非常接近，他們發(fā)現(xiàn)放寬Medicaid條件會使美國家庭消費上升5.2%。
2.醫(yī)療保險對家庭醫(yī)療消費支出的影響。
表2報告了家庭醫(yī)療消費支出的估計結(jié)果。雖然在前兩個模型中，是否參與醫(yī)保的系數(shù)顯著為正，但加入其他家庭特征的控制變量之后，該項系數(shù)變得不再顯著（即使在10%的水平上也沒有統(tǒng)計顯著性）。這表明，是否參與基本醫(yī)療保險對家庭醫(yī)療消費支出并無顯著影響。雖然現(xiàn)有的研究曾認(rèn)為醫(yī)療保險的普及會使家庭醫(yī)療消費支出增加，但是本文的回歸結(jié)果卻并不支持這一觀點。事實上，蘇春紅等（2013）利用2009年CHNS微觀調(diào)查數(shù)據(jù)進行的實證研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險并未對居民患病就診行為產(chǎn)生顯著的影響。因此，參與基本醫(yī)療保險并不能使城鎮(zhèn)家庭的醫(yī)療消費支出呈現(xiàn)顯著增加。
3.醫(yī)療保險對家庭非醫(yī)療消費支出的影響。
表3報告了家庭非醫(yī)療消費支出的估計結(jié)果。醫(yī)療保險對家庭非醫(yī)療消費支出的影響是本文的關(guān)注重點。從表3中可以看出，參與基本醫(yī)療保險對提高家庭非醫(yī)療消費支出有顯著的促進作用：從模型（3.1）到模型（3.4），是否參與醫(yī)保的系數(shù)始終顯著為正；在控制家庭成員健康狀況、家庭風(fēng)險厭惡程度和其他家庭特征系列變量之后，參與基本醫(yī)療保險會使家庭非醫(yī)療消費支出增加6%，并且在5%的水平上顯著。這說明，社會醫(yī)療保險的普及能夠降低預(yù)防性儲蓄，在一定程度上對居民消費起到保障作用。
四、結(jié)論與政策建議
1．1城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)因子分析
(1)提取因子以及因子解釋原有變量的情況，進行嘗試性分析．根據(jù)原有變量的相關(guān)系數(shù)矩陣，采用主成分分析法提取因子并選取特征值大于1的特征根．根據(jù)計算結(jié)果，第一個因子的特征根值為3．579，解釋原有8個變量總方差的44．732%(3．579÷8×100)，累計方差貢獻率為44．732%;第二個因子的特征根為2．461，解釋原有8個變量總方差30．760%(2．461÷8×100)，累計方差貢獻率為75．492%((3．579+2．461)÷8×100)．可以看到，兩個因子共解釋了原有變量總方差的75．492%．總體上，原有變量的信息丟失較少，因子分析效果較理想．(2)因子的命名解釋，在這里采用方差最大化對因子載荷矩陣實施正交旋轉(zhuǎn)以使因子具有命名解釋性．指定按第一因子載荷降序的順序輸出旋轉(zhuǎn)后的因子載荷以及旋轉(zhuǎn)后的因子載荷圖(表2所示)．從表2可以看出，醫(yī)療保健、衣著、教育娛樂文化、居住在第一個因子上有較高的載荷，第一個因子主要解釋了這幾個變量，根據(jù)城市居民的消費習(xí)慣可解釋為生活型消費(精神享樂商品);交通和通訊、家庭設(shè)備用品、雜項商品與服務(wù)、食品變量在第二個因子上有較高的載荷，第二個因子主要解釋了這幾個變量，可解釋為生存型消費(物質(zhì)必須商品)．(3)計算因子得分，這里采用回歸法估計因子得分系數(shù)，并輸出因子得分系數(shù)．根據(jù)表3可以寫出因子得分函數(shù)．F1=0．013*食品+0．317*衣著+0．031*家庭設(shè)備用品+0．247*醫(yī)療保健+0．160*交通和通訊－0．286*教育娛樂文化－0．240*居住+0．044*雜項商品與服務(wù)F2=0．209*食品－0．024*衣著+0．286*家庭設(shè)備用品－0．211*醫(yī)療保?。?．303*交通和通訊－0．023*教育娛樂文化－0．061*居住+0．300*雜項商品與服務(wù)
1．2農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)因子分析
(1)考察原有變量是否合適進行因子分析，由于在因子分析之前一定要考察變量之間是否存在一定的線性關(guān)系，這里也用KMO檢驗方法進行檢驗．表4中，巴特利特球度檢驗統(tǒng)計量的觀測值為149．603，相應(yīng)的概率p接近0．如果顯著水平a為0．05，由于概率p小于顯著水平a，應(yīng)拒絕零假設(shè)，認(rèn)為相關(guān)系數(shù)矩陣與單位陣有顯著差異．同時KOM值為0．252，根據(jù)Kaiser給出KMO度量標(biāo)準(zhǔn)可知原有變量適合進行因子檢驗．可以看出農(nóng)村居民消費數(shù)據(jù)的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)良好，具有可操作性，與城鎮(zhèn)居民的消費數(shù)據(jù)一樣都能進行因子分析．(2)提取因子以及因子解釋原有變量的情況．與城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)一樣，根據(jù)原有變量的相關(guān)系數(shù)矩陣，采用主成分分析法提取因子并選取特征值大于1的特征根．根據(jù)計算結(jié)果，提取因子的情況非常理想．第一個因子的特征根值為4．908，解釋原有7個變量總方差為61．352%(4．908÷8×100)，累計方差貢獻率為61．352%;第二個因子的特征根為1．241，解釋原有8個變量總方差15．506%(1．241÷8×100)，累計方差貢獻率為76．858%((4．908+1．241)÷8×100)．總體上，因子分析效果較理想．(3)因子的命名解釋，通過對比觀察表2，表5，農(nóng)村居民消費與城鎮(zhèn)居民消費是有區(qū)別的．在農(nóng)村居民消費數(shù)據(jù)中，食品、衣著、家庭設(shè)備用品、教育娛樂文化在第一個因子上有較高的載荷，第一個因子主要解釋了這幾個變量，根據(jù)農(nóng)村地區(qū)的消費習(xí)慣可解釋為生活型消費(精神享樂商品)．醫(yī)療保健、交通和通訊、雜項商品與服務(wù)、居住在第二個因子上有較高的載荷，第二個因子主要解釋了這幾個變量，可解釋為生存型消費(物質(zhì)必須商品)．通過指標(biāo)體系的構(gòu)建，了解到城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民在消費偏好上的差異:同是生活型消費或者同是生存型消費，但由于農(nóng)村與城鎮(zhèn)的環(huán)境條件不同，消費習(xí)慣不同，同類型消費下的指標(biāo)構(gòu)成是不盡相同的．(4)計算因子得分，這里采用回歸法估計因子得分系數(shù)，并輸出因子得分系數(shù)．根據(jù)表6可以寫出因子得分函數(shù)．
2重慶市城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)對比
2．1城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)演變特征
根據(jù)因子得分計算結(jié)果繪制出農(nóng)村居民消費兩因子得分散點圖，如圖1所示(F1因子一;F2因子二)．觀察圖1，從2000年至2011年重慶城鎮(zhèn)居民的生存型消費因子得分高于生活型消費因子得分，但是重慶城鎮(zhèn)居民的生活服務(wù)型消費因子得分一直在不斷提高并逐漸接近生存型消費因子得分．總的來看，生存型消費因子所占比重逐漸下降，生活型消費因子所占比重不斷上升，這說明隨著重慶市GDP的不斷提高，重慶市城鎮(zhèn)居民的收入增加，消費觀念轉(zhuǎn)變，再加上近幾年來醫(yī)療、住房制度的改革和教育收費改革的逐步見效，居民生活服務(wù)型消費支出出現(xiàn)減少，居民的基本生活服務(wù)得到了保障，在物質(zhì)享受消費充足的城鎮(zhèn)，居民將更多的錢以及注意力投入到了自身的生活環(huán)境與精神文明的消費中去．從以上分析可看出，重慶城鎮(zhèn)居民的消費結(jié)構(gòu)在加速演進，已經(jīng)不再只追求物質(zhì)生活質(zhì)量，而且更加注重精神文化生活的消費，消費結(jié)構(gòu)趨向合理化．
2．2農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)演變特征
根據(jù)上述SPSS軟件的因子得分計算結(jié)果繪制出農(nóng)村居民消費情況的兩因子得分散點圖，如圖2所示(F1因子一;F2因子二)．觀察圖2，生活型消費因子所占比重從2000年到2004年是遞減的，到了2005年開始上升．生存型消費因子所占比重從2000年到2009年從總體上來說是一直遞減的，2010年的時候突然上揚，占了較大的消費比重，但到了2011年又繼續(xù)遞減．目前，居民生存型消費支出在減少，用于居家享受型消費支出也出現(xiàn)相應(yīng)的增加．這說明重慶市的GDP增加了，重慶市居民的收入增加了，醫(yī)療、住房制度的改革和教育收費改革正在不斷實施，農(nóng)村居民的生活質(zhì)量確實在不斷提高．但仍然要注意2010年生存型消費出現(xiàn)的反彈跡象．相對于城鎮(zhèn)居民的消費情況，農(nóng)村居民的消費情況還不太穩(wěn)定，從中反映出重慶市政府政策對農(nóng)村地區(qū)的影響力與農(nóng)村的生活服務(wù)保障情況都不太穩(wěn)定．這可能是由于城鎮(zhèn)居民收入的增加突出、明顯，但農(nóng)村居民不那么明顯，農(nóng)村居民收入增加比重不高，醫(yī)療、住房制度改革和教育收費改革等政策在農(nóng)村地區(qū)起效慢，效果不明顯;另一方面也應(yīng)該考慮到，農(nóng)村的消費觀念落后，在經(jīng)濟不斷增長的年份里，農(nóng)村居民始終保持著較高的生活服務(wù)型消費，居家享受型消費比重一直不高．說明農(nóng)村居民一直注重生存的消費，而忽略了享受的消費．從以上分析可看出，重慶農(nóng)村居民的消費結(jié)構(gòu)在最近幾年演進較慢，更加注重物質(zhì)生活方面的消費，消費結(jié)構(gòu)不太合理，需要進一步的調(diào)整．今后政府應(yīng)該加強宏觀經(jīng)濟政策的執(zhí)行效果，引導(dǎo)農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)向更加健康、合理的方向演進．
3促進城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化的對策措施
第一,食品消費支出比重隨收入增加呈現(xiàn)出明顯的下降趨勢,這與恩格爾定律的表述一致。但最低收入戶與最高收入恩格爾系數(shù)相差太過懸殊,分別為47.43%和28.02%,相差將近20個百分點。城鎮(zhèn)最低收入戶剛剛解決了溫飽問題,而最高收入戶的生活水平按照恩格爾系數(shù)的評價標(biāo)準(zhǔn)早已達到了富裕型,甚至接近最富裕型。第二,衣著消費支出比重隨收入增加緩慢上升,到高收入戶又有所下降,但各收入組支出比重相差不大,支出比重最大的中等收入戶與最小的最低收入戶只差2.91個百分點。衣著支出比重沒有更多的遞增且最高收入戶的支出比重有所下降,這些都符合恩格爾定律關(guān)于衣著消費的引申。隨著收入的增加,衣著支出比重呈現(xiàn)先上升后下降的走勢。事實上,在當(dāng)前的價格水平和服裝業(yè)的發(fā)展水平下,城鎮(zhèn)居民的穿著是有一定限度的,而且居民對衣著的需求也不是無限膨脹的,即使收入水平繼續(xù)提高,也不需要將更大的比例用于購買服飾用品了。第三,家庭設(shè)備用品及服務(wù)、交通通訊、娛樂教育文化服務(wù)和雜項商品與服務(wù)的支出比重呈逐組上升趨勢,說明居民的生活水平隨收入的增加而不斷提高和改善。第四,醫(yī)療保健支出比重隨收入水平提高呈現(xiàn)一種兩端高、中間低的走勢,支出比重最低的是最高收入戶,為6.72%;最高的是高收入戶,為8.24%,兩者僅差1.52個百分點。這是因為醫(yī)療保健支出作為生活必須支出,不論居民生活水平高低,都要將一定比例的收入用于維持自身健康,而且由于醫(yī)療制度改革,加重了個人負(fù)擔(dān)的同時,也減小了舊制度可能造成的不同行業(yè)、不同體制下居民醫(yī)療保健支出的差別,因而不同收入等級的居民在醫(yī)療保健支出比重上差別不大。第五,居住支出比重基本上呈逐組下降的趨勢,由最低收入戶的12.34%下降到中等偏上戶的9.79%,但最高收入戶的居住比重達到9.91%,這與我國居民消費能級不斷提升,住宅商品正在越來越成為城鎮(zhèn)居民關(guān)注的熱點是相吻合的,同時與恩格爾定律的引申也是一致的?？梢钥闯?城鎮(zhèn)居民的消費狀況雖然受價格水平、消費習(xí)慣、消費環(huán)境、消費心理預(yù)期等諸多因素的影響,但歸根結(jié)底仍取決于居民的收入水平,要提高城鎮(zhèn)居民的消費支出,必須增加居民收入。因此,采取切實有效的措施增加城鎮(zhèn)居民的可支配收入,不僅可以提高全國城鎮(zhèn)居民的總體消費水平,促進消費結(jié)構(gòu)向著更加健康、合理的方向發(fā)展,而且在啟動內(nèi)需,促進我國的經(jīng)濟發(fā)展方面有著重大的現(xiàn)實意義。
2我國居民消費結(jié)構(gòu)的縱向分析
進入21世紀(jì)以來,隨著經(jīng)濟體制改革的深入,國民經(jīng)濟的迅速發(fā)展,我國城鄉(xiāng)居民的消費水平顯著提高,居民的各項支出顯著增加。隨著消費水平的提高,我國城鄉(xiāng)居民消費從注重量的滿足到追求質(zhì)的提高,從以衣食消費為主的生存型到追求生活質(zhì)量的享受型、發(fā)展型,消費質(zhì)量和消費結(jié)構(gòu)都發(fā)生了明顯的變化。城鎮(zhèn)居民在食品、衣著、家庭設(shè)備用品三項支出在消費支出中的比重呈現(xiàn)明顯的下降趨勢,其中食品類支出比重降幅最大,達15個百分點;衣著類下降4個百分點;家庭設(shè)備用品類下降幅度不是很大。與此同時,醫(yī)療保健、交通通訊、文化娛樂教育服務(wù)、居住及雜項商品支出在消費支出中的比例均有上升,富裕階段的消費特征開始顯現(xiàn)。3我國居民消費變化的趨勢特點
(1)居民收入迅速增長,消費水平大幅度提高,消費結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)明顯的富裕型特征消費是收入的函數(shù),收入的增加是消費水平提高和消費結(jié)構(gòu)變化的前提。隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展,我國居民的收入水平不斷提高,特別是21世紀(jì)以來,我國居民的收入水平迅速提高。伴隨著收入水平的提高,城鄉(xiāng)居民各項支出全面增加,消費性支出大幅度增長。2005年,我國城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民人均消費性支出分別為6510.94元和1943.30元,是1994年的3.9倍和2.5倍。今后5—10年以至更長時間,我國經(jīng)濟保持一個較高的增長速度是完全可能的,城鄉(xiāng)居民的消費水平將大幅度提高。
(2)消費能級不斷提高,消費內(nèi)容日益豐富,住房與轎車消費同時升溫,可望提前成為消費熱點在消費水平提高和消費結(jié)構(gòu)改善的同時,城鄉(xiāng)居民的消費能級不斷提高。
(3)以教育為龍頭的娛樂教育文化服務(wù)類消費繼續(xù)攀升隨著人們對知識認(rèn)知程度的提高和自我完善意識的增強,對教育的投入仍會保持增長。目前從子女教育在人們儲蓄目的位居前列的情況看,對教育及教育產(chǎn)品的投入仍是今后一個時期的消費熱點。大力發(fā)展教育事業(yè),特別是高等教育、成人教育、職業(yè)教育應(yīng)是政府長期堅持和倡導(dǎo)的。
4我國大部分地區(qū)居民消費水平偏低的原因及解決方法與策略
(1)居民消費率分析:居民消費率是指在一定時期內(nèi)一國(或地區(qū))居民消費部分占GDP的比重。改革開放以來的30年中我國居民消費率的變化大體上可以分為五個階段:第一個階段是1978-1981年,這一階段居民消費率直線上升,并在1981年達到了改革開放以來的最高點(53.1%)。第二個階段是1982-1989年,這8年中居民消費率出現(xiàn)過幾次小幅波動,但基本上比較穩(wěn)定。第三個階段是1990-1994年,居民消費率持續(xù)下降。第四個階段是1995-2000年,在此期間,除了1997年居民消費率出現(xiàn)了小幅下降以外,其余年份均保持上升趨勢,但是上升幅度相當(dāng)小,只有1.9個百分點。第五個階段是2001-2005年,居民消費率直線下降,并且在2005年達到了歷史最低點(38.2%)。
(2)居民消費占最終消費的比重:改革開放以來的1978年到2005年期間,我國最終消費中居民消費所占的比重雖然出現(xiàn)過波動,但是整體上保持穩(wěn)定。值得注意的是2004年居民消費的比重直線下降。改革開放以來,我國居民消費占最終消費的比重最高只有81.5%,而且大多數(shù)年份不到80%,尤其是2004和2005兩年居民消費的比重更是降到了73.3%。國外經(jīng)驗表明,居民消費占最終消費的比重一般不低于80%。這也從另一個方面反映出我國居民消費率偏低的事實。
(3)最終消費率分析:最終消費率是指在一定時期內(nèi)(通常為一年或一個季度)一國(或地區(qū))最終消費占GDP的比重。改革開放以來的28年中我國最終消費率的變化大致上可以分為四個階段:第一個階段是1978-2005年,居民消費率直線上升,并在1981年達到了改革開放以來的最高點(67.5%)。第二個階段是1982-1994年,除了在1985、1988和1989這三年有小幅回升外,其余年份均在下降。第三個階段是1995-2000年,除了1997年最終消費率出現(xiàn)了小幅下降以外,其余年份均保持上升趨勢,但是在整個階段中,最終居民消費率上升的幅度并不是很大,只有3.6個百分點。第四個階段是2001-2005年,居民消費率直線下降,并且在2005年達到了歷史最低點(52.1%)。與我國處在相同發(fā)展階段的一些國家的最終消費率一般均在80%以上,但是我國的最終消費率在2003年卻只有55.4%。
以上分析顯示,1978年以來的任何一個時期,我國的居民消費率和最終消費率都明顯偏低,尤其是2001年以來尤甚,這表明我國當(dāng)前消費不足明顯存在。
論文關(guān)鍵詞:消費結(jié)構(gòu);消費趨勢;因子分析;聚類分析
論文摘要:近年來,我國宏觀經(jīng)濟形勢發(fā)生了重大變化,經(jīng)濟發(fā)展速度加快,居民收入穩(wěn)定增加,在國家連續(xù)出臺住房、教育、醫(yī)療等各項改革措施和實施“刺激消費、擴大內(nèi)需、拉動經(jīng)濟增長”經(jīng)濟政策的影響下,全國居民的消費支出也強勁增長,消費結(jié)構(gòu)發(fā)生了顯著變化,消費結(jié)構(gòu)不合理現(xiàn)象得到了一定程度的改善。為了進一步改善我國居民的消費結(jié)構(gòu),正確引導(dǎo)消費,提高我國居民的消費水平和生活質(zhì)量,有必要對我國各省市居民的消費結(jié)構(gòu)進行考察和研究,以期發(fā)現(xiàn)特點和規(guī)律。采用“雙對數(shù)模型”對我國居民的消費結(jié)構(gòu)進行了趨勢分析,通過“聚類分析”對我國各地區(qū)居民消費結(jié)構(gòu)之間的異同進行考察并作比較研究,總結(jié)出了我國居民消費呈現(xiàn)富裕型、娛樂教育文化服務(wù)類消費攀升的趨勢特點。
1.1消費價格
價格對消費結(jié)構(gòu)的影響，首先表現(xiàn)在居民消費價格總水平上。消費價格總水平的變化意味著消費者可支配的貨幣能夠購買到的消費品的數(shù)量和質(zhì)量的變化，這就促使消費者在消費和儲蓄之間以及各種金融資產(chǎn)之間做出重新選擇，從而使消費結(jié)構(gòu)發(fā)生變化[2]。消費品之間的比價變化也會影響人們的消費結(jié)構(gòu)。一般來說，生活必需品的需求價格彈性較??；而一些高檔奢侈品的需求價格彈性較大。正因為各種消費品的需求價格彈性不同，所以它們之間的比價變化會影響人們對不同消費品的需求量，進而影響消費結(jié)構(gòu)。
1.2產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)
產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)決定產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，決定消費結(jié)構(gòu)，是影響消費結(jié)構(gòu)的又一個重要因素。首先，消費資料主要來源于第一、三產(chǎn)業(yè)及第二產(chǎn)業(yè)中的輕工業(yè)，它們的發(fā)展?fàn)顩r及在整個產(chǎn)業(yè)體系構(gòu)成中的比重直接決定了廣大居民的消費水平和消費結(jié)構(gòu)。其次，三次產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的結(jié)構(gòu)變化對消費結(jié)構(gòu)的影響。三次產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的變化直接決定了居民消費的具體品種，反映了消費結(jié)構(gòu)微觀層次的變化。如第一產(chǎn)業(yè)內(nèi)部種植業(yè)、畜牧業(yè)的結(jié)構(gòu)，對人們食物消費結(jié)構(gòu)中的糧食、水果、肉蛋奶的消費有直接的影響。
1.3消費傾向
消費結(jié)構(gòu)和儲蓄之間也是有著密切的關(guān)系的。雖然近年來鎮(zhèn)江城市居民消費傾向（消費性支出占可支配收入的比重）穩(wěn)定在63%左右，但邊際消費傾向呈現(xiàn)出較大差異。
2鎮(zhèn)江市居民消費結(jié)構(gòu)實證分析
2.1恩格爾系數(shù)分析
恩格爾系數(shù)是指用于食物的消費支出占總消費支出的比例。2012年鎮(zhèn)江城市居民的恩格爾系數(shù)為39.3%，比2000年的42.7%下降了3.4個百分點。按照恩格爾系數(shù)劃分貧富的標(biāo)準(zhǔn)，鎮(zhèn)江城市居民已處于相對富裕階段。但是恩格爾系數(shù)的下降不僅源于人均收入水平的迅速上升和生活水平的急劇提高，而且在很大程度上體現(xiàn)了居民消費觀念的多元轉(zhuǎn)變。因此從總體上講，鎮(zhèn)江城市居民生活仍處于小康階段，正在逐漸走向富裕。
2.2邊際消費傾向分析
2012年鎮(zhèn)江城市居民總體的邊際消費傾向為0.413，這說明在新增可支配收入中，41.3%用于了生活消費。其中，食品、教育文化娛樂與其他商品和服務(wù)的邊際消費傾向最高，分別達到0.077、0.070和0.098。城市居民在基本的生活滿足后，更加注重飲食的豐富化和科學(xué)化，教育的多樣化和層次化，旅游和美容等成了城市居民十分熱衷的消費項目。由于國家住房調(diào)控等政策的實施，居民在居住需求方面的意愿降低，居住的邊際消費傾向僅為0.009。
3鎮(zhèn)江城市居民消費結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟增長的影響分析
隨著市場化進程的不斷加快，鎮(zhèn)江經(jīng)濟運行逐步從生產(chǎn)主導(dǎo)型轉(zhuǎn)變?yōu)橄M主導(dǎo)型。市場化程度越高，需求特別是消費需求對經(jīng)濟增長的牽動作用就越大，其規(guī)模、結(jié)構(gòu)和增長速度，是制約經(jīng)濟增長的主要條件之一。居民消費結(jié)構(gòu)的升級對經(jīng)濟的發(fā)展起到助推器的作用。從基本生活消費為主的初級階段到以家用電器及耐用品等向高檔化方向發(fā)展的第二次、三次消費階段的升級，對電子、鋼鐵、機械制造等行業(yè)產(chǎn)生強大的驅(qū)動力，推動了經(jīng)濟的發(fā)展。
4鎮(zhèn)江市經(jīng)濟增長對居民消費結(jié)構(gòu)的影響分析
經(jīng)濟增長對消費結(jié)構(gòu)傳遞機制可以歸納為經(jīng)濟增長居民收入水平提高消費需求增加消費結(jié)構(gòu)改變經(jīng)濟進一步增長，具體如下：
4.1經(jīng)濟發(fā)展推動消費增長
由于資料的限制，消費對經(jīng)濟的貢獻可用地區(qū)生產(chǎn)總值的增長率來代替。2008年至2012年期間，鎮(zhèn)江市地區(qū)生產(chǎn)總值由1491.83億元增長至2630.42億元，四年間增長了76.3%；而相對應(yīng)的，鎮(zhèn)江城鄉(xiāng)居民收入四年間分別增長了54.7%和66.8%，城鄉(xiāng)居民消費性支出增長了51.6%和60.0%。隨著經(jīng)濟的增長，居民消費（收入）也有了較快增長。
4.2消費的商品化和市場化程度促進經(jīng)濟增長
一方面，不同于計劃經(jīng)濟體制下的賣方市場，市場經(jīng)濟條件下為買方市場，供過于求，消費者的需求導(dǎo)向決定著市場的發(fā)展導(dǎo)向，消費品的商品化和市場化程度大大提高，另一方面貨幣分配形式增強了消費的選擇性和自主性，拓寬了消費渠道。
4.3以智能化為特征的信息產(chǎn)品引導(dǎo)消費，實現(xiàn)質(zhì)的飛躍
近年來，信息產(chǎn)品進入家庭，無論是從數(shù)量擴張和質(zhì)量提升都達到相當(dāng)高的速率。移動電話、家用電腦等擁有量成倍增長。十年來，城市居民家庭彩電擁有量增長49.0%、照相機增長22.0%、攝像機擁有量增長3.7倍；移動電話增長3.7倍，家用電腦增幅達到7.4倍。消費產(chǎn)品的智能化、網(wǎng)絡(luò)化和數(shù)字化也預(yù)示著未來居民生活更加豐富多彩。
5實現(xiàn)居民消費結(jié)構(gòu)合理化的基本對策
消費結(jié)構(gòu)的合理化作為一個動態(tài)的運行發(fā)展過程，客觀上存在著一些標(biāo)準(zhǔn)來幫助人們判別消費結(jié)構(gòu)是否已趨于合理。這些標(biāo)準(zhǔn)主要包括生理標(biāo)準(zhǔn)（保證勞動力的再生產(chǎn)）、經(jīng)濟標(biāo)準(zhǔn)（消費結(jié)構(gòu)應(yīng)與生產(chǎn)力水平、生產(chǎn)能力、資源承載能力和經(jīng)濟承受能力相適應(yīng)）和社會標(biāo)準(zhǔn)（有利于人的身心健康和全面發(fā)展）等。
5.1提高居民收入水平
千方百計提高鎮(zhèn)江居民的收入水平，盡快扭轉(zhuǎn)鎮(zhèn)江居民收入水平長期低于蘇南地區(qū)平均水平被動局面，不僅可以有效地促進區(qū)域消費水平的提升，而且還能啟動目前較為低迷的消費市場。因此必須大力發(fā)展生產(chǎn)力，增加居民收入，將對消費需求的回升產(chǎn)生一定的推動作用，從而促進鎮(zhèn)江居民的生活消費水平不斷提高，消費結(jié)構(gòu)升級步伐的不斷加快。
5.2積極調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)
多年來，鎮(zhèn)江憑借其獨特的區(qū)位優(yōu)勢和自然稟賦，堅持錯位發(fā)展，揚優(yōu)求特，積極發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整步伐加快?，F(xiàn)階段，鎮(zhèn)江應(yīng)當(dāng)做好以下幾方面文章。一是建立健全以企業(yè)為主體、市場為導(dǎo)向、產(chǎn)學(xué)研相結(jié)合的技術(shù)創(chuàng)新體系，加速科技成果轉(zhuǎn)化和產(chǎn)業(yè)化。二是建設(shè)好協(xié)作配套園區(qū)。按照發(fā)展壯大產(chǎn)業(yè)鏈、加速培育產(chǎn)業(yè)集群的整體思路，培育一批競爭力強、帶動作用大的優(yōu)勢骨干企業(yè)。三是以發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)為重點，推進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化進程。
5.3完善社會保障制度，改善消費環(huán)境
（一）降低農(nóng)村居民收支波動性據(jù)分析
想要發(fā)展通河縣農(nóng)村消費信貸，必須從降低支出和增加收入兩方面著手，而降低農(nóng)村居民的收入波動性則更為重要。一是降低支出波動性方面。要使農(nóng)民的非預(yù)期支出得到降低，就必須完善農(nóng)村的醫(yī)療和養(yǎng)老保障體系，這樣就會減少重大疾病及意外事故對農(nóng)村居民家庭的影響。這不僅可以提高居民的財務(wù)穩(wěn)定性，還在一定范圍內(nèi)控制了農(nóng)戶未來面對的不確定因素，對農(nóng)村居民消費信貸的發(fā)展產(chǎn)生了促進作用。二是降低收入波動性方面。首先，農(nóng)村具有先天地理條件優(yōu)勢，可以有效的利用自有的耕地資源，在種植和養(yǎng)殖業(yè)上實行多方位多層次的發(fā)展方向。開展分散種植，既可以使市場的價格風(fēng)險得到降低，還可以避免農(nóng)民在豐收的季節(jié)收入?yún)s下降的尷尬局面；另一方面也分散農(nóng)業(yè)風(fēng)險，降低自然災(zāi)害對農(nóng)業(yè)收入的影響。其次，通河縣擁有大量閑置勞動力，可以鼓勵這些農(nóng)村居民進城務(wù)工，一方面可以提高農(nóng)村居民的收入；另一方面，這種勞動力的轉(zhuǎn)移，也為城鎮(zhèn)的經(jīng)濟發(fā)展提供便利條件。
（二）改變農(nóng)村居民的貸款成本
農(nóng)民的貸款成本因其對消費信貸的影響作用不同，可以分為利息成本和非利息成本，我們可以根據(jù)其不同的特點，進而采取相應(yīng)的措施。一是利息成本支出。提高利率水平，不僅可以加強農(nóng)村金融機構(gòu)應(yīng)對貸款風(fēng)險的能力，還可以降低銀行的貸款標(biāo)準(zhǔn)，進而提升農(nóng)村消費信貸的市場需求。而一些農(nóng)民的還款能力良好，由于其沒有適合的抵押物而沒有獲得貸款，這樣會制約農(nóng)村消費信貸的發(fā)展。而提高利率水平，可以使他們更容易參與到信貸市場，促進農(nóng)村消費信貸的發(fā)展水平。二是非利息成本支出。在降低農(nóng)村居民貸款的過程中，非利息成本可以充分改善農(nóng)村居民消費信貸的發(fā)展?fàn)顩r，它是影響農(nóng)村居民獲取消費信貸的一個重要因素。首先，為了降低借款雙方的信息不對稱問題，可以通過引入第三方來解決，比如設(shè)立第三方擔(dān)保公司。開設(shè)第三方擔(dān)保公司的合伙人必須來自同一村鎮(zhèn)，同時得到當(dāng)?shù)卣块T的資格許可，并要繳納一定數(shù)量的資本金，才能保證對外提供擔(dān)保業(yè)務(wù)。除此之外，還需保證有效流通及共享的信息，提升違約付出的代價，這樣可以使借貸款兩方信息不對稱的問題得到緩解，保證農(nóng)村消費信貸健康有序的發(fā)展。其次，可以允許民間資本按照規(guī)定進入農(nóng)村的消費信貸市場，試點發(fā)展村鎮(zhèn)信用合作社。由于村鎮(zhèn)信用社立足于本區(qū)域農(nóng)村，對周圍的人文地理環(huán)境都有較深的了解，這樣能夠掌握貸款農(nóng)戶的實際經(jīng)濟情況及信用記錄，從而降低借貸款雙方信息的不對稱。這樣能夠保證識別與警惕不良貸款人，同時降低優(yōu)質(zhì)貸款人的非利息成本支出。
（三）改變農(nóng)村居民的預(yù)期收入水平
為了能夠更好的促進農(nóng)村消費信貸的發(fā)展，就需要提高農(nóng)村居民的預(yù)期收入水平，而提高農(nóng)村居民的文化程度，則是最為行之有效的途徑。這主要體現(xiàn)在以下兩個方面：首先，隨著文化水平的提高，農(nóng)村居民對部分金融方面的知識更為了解，同時也更容易接受。這樣就可以通過合理運用一些例如金融、保險等金融工具，來降低風(fēng)險，減少不必要的損失。
二、結(jié)語
根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，我們對2008年金融危機以來樂山市的數(shù)據(jù)進行了分析，農(nóng)村居民消費行為呈現(xiàn)下述特征：1.1農(nóng)村居民消費能力逐年上升。全市社會消費品零售總額自2008年以來，呈現(xiàn)了快速增長的趨勢，年均增速達19.125%。隨著支持農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的各項政策出臺，農(nóng)民收入大幅提高，農(nóng)民消費能力和消費質(zhì)量不斷提高。1.2農(nóng)村居民食品消費占比逐年下降。2008年以來，樂山市農(nóng)村居民人均消費支出較快增長，恩格爾系數(shù)呈下降趨勢，年均下降0.975個百分點。目前，食品在農(nóng)村居民消費中仍占最大份額，副食品消費份額上升，農(nóng)村居民對食品的營養(yǎng)和口味越來越注重。1.3服裝類消費增加，占比仍然較低。農(nóng)村居民服裝類支出逐年增加，年均增長為34.27%；但占比仍處于較低水平，農(nóng)村居民服裝消費已從傳統(tǒng)的布匹消費向成衣消費轉(zhuǎn)化，品牌意識和時尚意識有所增強。1.4住房支出增加，住房質(zhì)量和面積得到提升。2008年“汶川”地震后，住房支出出現(xiàn)了一個回落階段，2009年后農(nóng)村居民建房支出快速增長，住房逐漸由滿足生存需要向舒適型轉(zhuǎn)變。1.5家電類消費增加，人均家電擁有量上升。樂山市農(nóng)村居民家庭耐用消費品消費逐年上升，年均增長52.7%，其中2008年出現(xiàn)暴發(fā)性增長，當(dāng)年同比增長106.5%。彩色電視機基本普及，冰箱、洗衣機的擁有量非常高，摩托車的擁有量也已達到較高的比重；這與國家出臺家電下鄉(xiāng)、汽車下鄉(xiāng)政策引導(dǎo)農(nóng)村消費密切相關(guān)；同時，農(nóng)村電網(wǎng)改造也促進了空調(diào)、家庭用小型機械等方面的消費，小家電的擁有量不斷攀升。1.6交通和通訊費用穩(wěn)步增長。農(nóng)村居民外出務(wù)工增加，其交通和通訊費用穩(wěn)步增長，手機在農(nóng)村已經(jīng)普及，但座機和寬帶的擁有量比較少。1.7文化娛樂消費占比略降。農(nóng)村居民文化娛樂消費主要為子女教育支出，隨著義務(wù)教育階段免除學(xué)費等政策的實施，子女教育支出占比呈下降趨勢；但職業(yè)教育和高等教育方面的支出呈現(xiàn)上升趨勢。農(nóng)村居民用于其他文化娛樂消費支出很少。1.8醫(yī)療保障消費支出增加。農(nóng)村居民醫(yī)療保障消費支出穩(wěn)步增長，隨著農(nóng)村合作醫(yī)療、農(nóng)村低保等保障制度的建立和完善，增加了農(nóng)民保障性保險的支出，促進了農(nóng)民消費的積極性。1.9消費商品求廉、求實，人情消費穩(wěn)定。調(diào)查顯示，農(nóng)村居民對價格特別敏感，購買商品優(yōu)先考慮“結(jié)實、耐用、實用”，其次是“便宜”。農(nóng)村居民宗族、家庭觀念強，強調(diào)人際關(guān)系，好面子，鄰里親友的紅白喜事都要支出和消費，鄰里禮金100元左右，近親100-500元左右，年均支出近千元。
2.樂山農(nóng)村居民消費分析
2.1基本分析
對消費的分析多采用消費傾向指標(biāo)，常見的有平均消費傾向、邊際消費傾向。平均消費傾向是指任一收入水平上消費支出在可支配收入中的比率，用公式表示為：APC=C/Y，即：平均消費傾向=消費支出/收入。邊際消費傾向是消費曲線的斜率，指增加的消費和增加的收入之間的比率，用公式表示為：MPC=ΔC/ΔY，即：增加1個單位的收入中用于增加消費部分的比率。樂山市農(nóng)村居民的平均消費傾向和邊際消費傾向均高于城鎮(zhèn)居民，都接近于1。這說明農(nóng)村居民收入基本都用于了消費，在這種情況下其收入增加將對消費增長有更大的貢獻。
2.2農(nóng)村居民消費的促進措施
改革開放以來，我國城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)發(fā)生很大的變化，通過國家統(tǒng)計給出2003-2012年的城鎮(zhèn)居民消費數(shù)據(jù)，來具體分析一下城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變化趨勢。
1.食品消費食品消費直接影響城鎮(zhèn)居民的物質(zhì)生活和水平，人們只有溫飽問題解決了才會出現(xiàn)其他消費，這是其他消費的基礎(chǔ)。從國家統(tǒng)計局統(tǒng)計十年內(nèi)我國城鎮(zhèn)居民的食品消費情況可以得出：從2003-2012年，城鎮(zhèn)居民的消費水平一直處于上升的階段，并且從2007-2008年間，上升的速度是最高的。
2.衣著消費隨著溫飽問題的解決和人民生活水平的提高，人民開始其他的消費品，比如我日常生活中衣著的消費，通過數(shù)據(jù)分析中可以得出：2003-2012年，城鎮(zhèn)居民在衣著消費水平的趨勢也是呈現(xiàn)直線上升的趨勢。
3.家庭用品消費家庭用品消費支出從2003-2012年也是一直處于上升趨勢。城鎮(zhèn)居民目前對高檔耐用消費品的需求已經(jīng)飽和,現(xiàn)處于更新的階段,因而家庭用品的消費支出增加不大。隨著更新?lián)Q代的加快以及新的消費“熱點”的形成,用品支出將趨于相對穩(wěn)定,不會明顯下降。
4.醫(yī)療保健消費從數(shù)據(jù)中可知，醫(yī)療保健支出比重一直呈上升趨勢。一是表明人們生活水平提高了，開始注意保持健康的身體，二是物價上漲和各種收費提高使居民支出增加，并且居民的對健康方面的意識在不斷地加強。
二、影響我國城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)的變化因素
1.城鎮(zhèn)居民收入變化一切消費的最終形成必然依賴于一定的購買力來實現(xiàn)。收入水平的變化直接決定著消費結(jié)構(gòu)的最終形成及變化，我們從兩個方面加以分析。第一，從歷史資料看，收入水平的不斷提高推動著消費結(jié)構(gòu)的改變。第二，從不同收入居民家庭看，不同收入水平?jīng)Q定著不同的消費結(jié)構(gòu)。
2.物品價格變動價格是影響居民消費投向的重要因素之一，價格的變動，勢必要影響到消費結(jié)構(gòu)的變化。1978年以后，國家開始調(diào)整不合理的價格體系，食品價格提高幅度較大，從而使城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)居高不下的重要原因；1993年，國家大幅度調(diào)整糧、油價格；自1988年物價猛漲，許多居民擔(dān)心貨幣貶值，大筆資金投到日用品，特別是耐用消費品上。
3.國家政策變化分配政策的變化，使居民間收入差距擴大，從而打破了過去消費結(jié)構(gòu)的趨同性，形成了具有一定層次梯度的消費結(jié)構(gòu)。同時，由于各項改革措施的陸續(xù)出臺，特別是住房制度改革的逐步推出，房租的提高，加大了住房支出的比重。以后，隨著醫(yī)療制度改革、退休制度改革和養(yǎng)老保險的推進，消費儲蓄的比例也會增加，這些都會改變消費結(jié)構(gòu)。
4.消費者消費觀念和心理的變化隨著改革開放的進一步加深和收入的提高，居民的消費觀念和心理發(fā)生了很大的變化求新、求奇、求美、求精的消費觀念普遍被人們接受；攀比心理、追求名牌心理等也對居民購買行為有著重要的影響。人們越來越追求方便、舒適的生活。
三、結(jié)語
第二次世界大戰(zhàn)結(jié)束以后，凱恩斯主義在西方許多國家大行其道。凱恩斯主義流行的結(jié)果之一就是政府支出不斷攀升和政府規(guī)模不斷擴大。這促成了學(xué)者們對政府支出是否影響和如何影響居民消費問題的關(guān)注。20世紀(jì)70年代開始，這方面的研究成果越來越多。我國學(xué)者則是自21世紀(jì)以來才開始關(guān)注這個問題。目前國內(nèi)外學(xué)界在政府支出與居民消費的關(guān)系問題上主要形成了三派觀點：（1）擠出說。這種觀點認(rèn)為，政府支出增加會對居民消費產(chǎn)生擠出效應(yīng)，或者說，政府支出與居民消費之間是一種替代關(guān)系。（2）擠入說。與前一種觀點相反，這種觀點認(rèn)為政府支出增加會對居民消費產(chǎn)生擠入效應(yīng)，或者說，政府支出與居民消費之間是一種互補關(guān)系。（3）不相關(guān)或不確定說。這種觀點認(rèn)為，政府支出變化與居民消費變化之間沒有相關(guān)性或具有不確定性。所謂不確定性是指，在某些條件下，居民消費與政府支出是互補的；但是在另一些條件下，居民消費與政府支出則是替代的。
1．國外學(xué)者的研究。貝利（M．J．Bailey）在其《國民收入與價格水平》一書中最先研究了政府支出與私人消費的關(guān)系，他通過對三部門國民收入決定模型的經(jīng)驗檢驗證明二者之間存在一種替代關(guān)系，即政府支出會部分?jǐn)D出居民消費支出。［1］巴羅（R．J．Barro，1981）認(rèn)為，政府支出增加將通過財富效應(yīng)和替代效應(yīng)兩條渠道擠出私人消費，并且，暫時性的政府支出比持久性的政府支出產(chǎn)生更大的對私人消費的擠出效應(yīng)。［2］科孟迪（R．C．Kormendi，1983）根據(jù)美國的經(jīng)驗數(shù)據(jù)估計出政府支出替代私人消費的系數(shù)約為0．2。［3］阿喬（AlanAschauer，1985）以霍爾（Ro－Hall，1978）的最優(yōu)化消費模型和由此推導(dǎo)出的歐拉方程為基礎(chǔ)，構(gòu)造了一個帶有輔助方程的消費方程，并用美國的經(jīng)驗數(shù)據(jù)估計出政府支出對私人消費替代程度的區(qū)間為［0．23，0．42］。［4］埃姆德（S．Ahmed，1986）用跨期替代模型證明英國的政府支出擠出了居民消費。［5］阿瑪諾和威簡托（R．Amano＆T．Wirjanto，1997）估計了政府支出與居民消費的跨期替代彈性和期內(nèi)替代彈性，發(fā)現(xiàn)美國政府支出與居民消費存在替代關(guān)系，且期內(nèi)替代彈性為0．9。［6］霍（T．W．Ho，2001）通過對24個OECD國家1981—1997年的面板數(shù)據(jù)計量分析發(fā)現(xiàn)，政府支出與私人消費呈現(xiàn)顯著的替代關(guān)系，替代系數(shù)為0．5387。［7］埃斯惕威和桑切斯－勞皮斯（V．Esteve＆J．Sanchis－Llopis，2005）根據(jù)持久收入假說和1960—2003年的西班牙統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，西班牙的政府消費性支出與居民消費之間存在Edgeworth－Pareto意義上的替代關(guān)系。［8］但是另一些研究者發(fā)現(xiàn)，政府支出與私人消費之間是一種互補關(guān)系，政府支出增加不是擠出而是擠入私人消費。卡拉斯（G．Karras，1994）將政府支出函數(shù)直接引入了消費者的目標(biāo)效用函數(shù)，應(yīng)用30個國家1950—1987年的數(shù)據(jù)對消費的歐拉方程進行了計量分析，結(jié)果顯示從總體上來說私人消費與政府支出是一種互補關(guān)系，即政府支出可以擠入私人消費，并且這種互補關(guān)系與政府規(guī)模呈反比關(guān)系。［9］奈伊和霍（C．C．Nieh＆T．W．Ho，2006）運用面板協(xié)整方法和1981—2000年的數(shù)據(jù)估計了23個OECD國家和地區(qū)私人消費與政府支出的期內(nèi)替代彈性和跨期替代彈性，其結(jié)論是，從總體上看，私人消費和政府支出是互補的。布朗和韋爾斯（A．Brown＆G．Wells，2008）將面板協(xié)整方法運用于分析澳大利亞6個州的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，其結(jié)論是澳大利亞的私人消費與政府支出呈現(xiàn)互補關(guān)系。［11］一個有趣的現(xiàn)象是，使用標(biāo)準(zhǔn)的隨機動態(tài)一般均衡模型（DSGE）的研究者往往得出政府支出①沖擊會擠出私人消費的判斷，而一些使用向量自回歸（VAR）技術(shù)的經(jīng)驗研究得出的結(jié)論卻是，政府支出沖擊通常會擠入私人消費。但是，有些學(xué)者又認(rèn)為，政府支出擠入私人消費的結(jié)論可能是由于VAR技術(shù)本身的原因引起的。還有一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)，政府支出與居民消費之間的關(guān)系是不確定的或不相關(guān)的。阿瑪諾和威簡托（R．Amano＆T．Wirjanto，1994）沿著霍爾（Rob－ertE．Hall）模型最優(yōu)化的思路分析了1953—1993年加拿大政府支出對私人消費的影響，但在對歐拉方程進行計量分析時考慮了時間序列數(shù)據(jù)的協(xié)整和非協(xié)整兩種情況，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在協(xié)整的假設(shè)下私人消費與政府支出是互補的，但是在非協(xié)整的假設(shè)下私人消費與政府支出則是替代的。［12］阿瑪諾和威簡托（R．Amano＆T．Wirjanto，1998）依據(jù)持久收入假說構(gòu)建了一個嵌入了替代彈性不變函數(shù)的跨期替代彈性的效用函數(shù)，其結(jié)論是：當(dāng)跨期替代彈性（對于跨期替代彈性的效用函數(shù)來說）大于、小于、等于期內(nèi)替代彈性（對于替代彈性不變的效用函數(shù)來說）時，私人消費與政府支出呈現(xiàn)Edge－worth－Pareto意義上的互補、替代、不相關(guān)的關(guān)系。他們還進一步使用1953—1994年美國的季度數(shù)據(jù)估計出這兩個替代彈性系數(shù)都約等于1．56，這意味著美國的私人消費和政府支出在Edgeworth－Pareto意義上是不相關(guān)的。［13］克旺（Y．K．Kwan，2006）將協(xié)整方法用來分析東亞9個國家和地區(qū)的面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，在印度尼西亞和新加坡，私人消費和政府支出之間存在互補關(guān)系，而其他7個國家或地區(qū)的私人消費和政府支出之間存在著替代關(guān)系，不過替代程度大小不同。
2．國內(nèi)學(xué)者的研究。我國學(xué)者對政府支出與居民消費的關(guān)系的研究始于1998年我國第一次大規(guī)模實施積極的財政政策、擴大內(nèi)需以后。國內(nèi)學(xué)者在這個問題上的結(jié)論也是莫衷一是。財政部辦公廳課題組（2001）認(rèn)為，關(guān)于私人消費和政府支出，有人認(rèn)為它們具有某種替代關(guān)系，這需要具體分析。從財政支出結(jié)構(gòu)看，某些種類的政府支出例如招待費，的確是私人支出的替代品；但其他一些支出諸如交通設(shè)施支出，則是私人消費的互補品；其他許多公共支出可能既是私人消費的替代品又是互補品。［15］胡東書（2002）使用2000年以前中國的時間序列數(shù)據(jù)所做的回歸分析表明，政府支出變動與居民消費之間呈正相關(guān)關(guān)系，二者之間從整體上看是互補關(guān)系而不是替代關(guān)系，政府支出增加對居民消費的作用是擠入的而不是擠出的。［16］謝建國和陳漓高（2002）通過建立一個居民消費的跨期替代模型，分析了中國的政府支出與居民消費之間的關(guān)系，認(rèn)為在短期內(nèi)，中國政府可能通過增加政府支出的方式增加總需求，但在長期均衡時政府支出完全擠占了消費支出。［17］黃頤琳（2005）通過構(gòu)建實際的經(jīng)濟周期（RBC）模型，利用隨機動態(tài)一般均衡（DSGE）方法對中國經(jīng)濟進行實證檢驗。結(jié)果表明，改革開放后政府支出對居民消費產(chǎn)生了一定的擠出效應(yīng)。［18］李廣眾（2005）在消費者最優(yōu)選擇歐拉方程基礎(chǔ)上推導(dǎo)出用以分析政府支出與居民消費之間關(guān)系的模型，然后對全國、城鎮(zhèn)和農(nóng)村的樣本進行估計，結(jié)論是：改革開放以來，中國政府支出與居民消費之間表現(xiàn)為互補關(guān)系。［19］張治覺和吳定玉（2007）利用可變參數(shù)模型對我國1978—2004年的數(shù)據(jù)進行了動態(tài)分析，結(jié)果表明，從總體上分析，在大多數(shù)年份政府支出對居民消費產(chǎn)生引致效應(yīng)；從結(jié)構(gòu)上分析，政府投資性支出對農(nóng)村居民消費和城鎮(zhèn)居民消費產(chǎn)生了擠出效應(yīng)；從1998年開始，政府消費性支出對農(nóng)村居民消費和城鎮(zhèn)居民消費產(chǎn)生了引致效應(yīng)；政府轉(zhuǎn)移性支出在大多數(shù)年份對農(nóng)村居民消費和城鎮(zhèn)居民消費產(chǎn)生了引致效應(yīng)。申琳和馬丹（2007）對1978—2005年我國政府支出影響居民消費的兩個渠道（消費傾斜渠道和資源撤銷渠道）進行了經(jīng)驗分析，發(fā)現(xiàn)我國人均政府支出增加通過消費傾斜渠道促使人均居民消費上升，通過資源撤銷渠道使得人均居民消費下降；綜合來看，人均政府支出增加通過兩種渠道最終導(dǎo)致人均居民消費下降，即政府支出與居民消費存在長期替代關(guān)系。楚爾鳴和魯旭（2008）通過構(gòu)建政府支出與居民消費跨期替代模型，并利用1990—2005年我國27個省、直轄市和自治區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)進行面板協(xié)整檢驗和完全修正普通最小二乘估計，發(fā)現(xiàn)中國地方政府支出與居民消費呈現(xiàn)較弱的互補關(guān)系。楊子暉等人（2009）通過面板協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)，中國政府消費支出與私人消費成互補關(guān)系。陳創(chuàng)練（2010）所做的面板數(shù)據(jù)實證分析的結(jié)果表明，我國政府消費與居民消費呈互補關(guān)系。但是，他又指出，政府消費與居民消費的互補程度可能受政府支出規(guī)模的影響。比如，隨著政府支出規(guī)模的擴大，政府將減少與居民消費呈互補關(guān)系的公共物品（如國防支出）的提供，而增加與居民消費呈替代關(guān)系的公共服務(wù)（如科學(xué)教育衛(wèi)生事業(yè)支出和學(xué)校午餐等）的供給。［24］胡蓉等人（2011）利用我國城鄉(xiāng)居民1978—2009年的人均消費、政府支出和可支配收入等數(shù)據(jù)，通過建立協(xié)整方程和誤差修正模型對政府支出如何影響居民消費進行了實證研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，政府支出在短期內(nèi)對居民消費具有擠入效應(yīng)，而在長期則具有擠出效應(yīng)。由上我們看到，我國學(xué)者主要是從總量上研究政府支出對（城鄉(xiāng)）居民消費需求的影響，或把政府支出劃分為消費性支出和投資性支出，再分別研究這兩類支出對居民消費的影響。只有石柱鮮等人（2005）等少數(shù)幾篇文章嘗試從我國的財政支出結(jié)構(gòu)或財政支出分類上分別考察這些政府支出對城鄉(xiāng)居民消費的影響。在這個專題研究上，研究者大多把居民消費函數(shù)看做是線性的，把函數(shù)關(guān)系看做是已知的或確定的。不少研究者得出的結(jié)論與直覺或事實明顯相悖，例如，有的文章認(rèn)為，政府消費性支出增加會促進居民消費；還有的文章認(rèn)為，政府支出與居民消費正相關(guān)；也有的文章認(rèn)為，政府支出增加對居民消費沒有影響；還有一些研究者把政府（財政）支出等同于政府消費。已有的研究成果提示我們，對中國財政支出與居民消費需求的關(guān)系有進一步深入研究的必要，可行的研究路徑可能是要改變模型方法選擇。
二、中國政府支出結(jié)構(gòu)對居民消費影響的初步分析
筆者認(rèn)為，從總量上研究中國政府支出對居民消費的影響可能過于綜合，過于籠統(tǒng)，無法反映政府支出對居民消費的真實效應(yīng)。因為我國政府支出既包括政府消費支出，也包括政府投資支出，還包括轉(zhuǎn)移支出和民生支出，這些不同性質(zhì)的支出對居民消費的影響應(yīng)該是不同的，并且某些支出可能對城鄉(xiāng)居民的消費需求影響也是不同的。因此，本文試圖從政府支出的不同分類上來考察它們分別對城鄉(xiāng)居民消費產(chǎn)生了什么樣的影響。2007年我國國家統(tǒng)計局對財政支出項目分類進行了重大調(diào)整，由原來的5類27個項目調(diào)整為22個項目，不再按功能性質(zhì)分類。1978年到2006年，我國政府財政支出按其功能性質(zhì)劃分為5大類：經(jīng)濟建設(shè)費支出、社會文教費支出、國防費支出、行政管理費支出和其他支出。圖2顯示的是1978—2006年我國政府的5大類支出分別在政府財政支出總額中所占比例的變化?？梢钥闯?，從1978年到2006年，經(jīng)濟建設(shè)費支出占比呈現(xiàn)明顯的下降趨勢；社會文教費支出占比呈現(xiàn)先上升后平穩(wěn)的趨勢；國防費占比自20世紀(jì)80年代中期以后呈現(xiàn)緩慢下降的趨勢；行政管理費支出占比和其他支出占比都呈現(xiàn)明顯的上升趨勢。政府支出結(jié)構(gòu)的變化從一個側(cè)面映射了改革開放以來我國經(jīng)濟體制和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的變化：隨著我國經(jīng)濟體制由高度集中的計劃經(jīng)濟體制向社會主義市場經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)型，政府和市場在資源配置中的作用呈現(xiàn)出此消彼長的變化趨勢，經(jīng)濟建設(shè)的任務(wù)越來越多地由企業(yè)和個人承擔(dān)，國家對經(jīng)濟建設(shè)的直接干預(yù)不斷減少，這就導(dǎo)致了經(jīng)濟建設(shè)費支出占比大幅度下降。隨著科教興國戰(zhàn)略的實施和社會保障制度建設(shè)，社會文教費支出占比不斷提高。行政管理費支出占比上升較快反映了我國政府規(guī)模擴張較快，公部門控制和消費的資源過多。這5大類財政支出對城鄉(xiāng)居民消費的影響應(yīng)當(dāng)是不同的。經(jīng)濟建設(shè)費支出。這類支出是國家用于生產(chǎn)性投資和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面的財政支出，它們主要形成物資資本和公共物品，如鐵路、公路、機場、水利、電力、環(huán)境保護等。這類支出在短期可能會排擠居民消費，但是在長期可能會促進居民消費。經(jīng)濟建設(shè)費支出的資金主要來源于國家對企業(yè)和個人征收的稅收，并且這類支出代表政府配置資源的規(guī)模，因此它在短期內(nèi)可能會排擠居民消費。
在長期，這類支出可能會促進居民消費。例如，交通便捷會促進居民出行和旅游消費，電力供給有了保障會促進居民購買和消費家用電器。從市場經(jīng)濟中政府與市場的關(guān)系來看，政府通過經(jīng)濟建設(shè)費支出來配置資源的規(guī)模必須適度，不宜過大，否則會擠占市場和居民消費。社會文教事業(yè)費支出。這是國家用于科學(xué)研究、文化、教育、衛(wèi)生、出版、廣電、撫恤和社會福利救濟等方面的事業(yè)費支出。這類支出主要是形成人力資本和民生工程，它有助于提高社會及其成員的科學(xué)文化素養(yǎng)和受教育水平，有助于提高社會福利水平。這類支出應(yīng)當(dāng)會促進居民消費。顯而易見，政府投資九年制義務(wù)教育，提供教育、文化、體育、醫(yī)療衛(wèi)生設(shè)施，必然會促進居民在教育、文化、體育和醫(yī)療衛(wèi)生等方面的消費。國防費。這是國家用于國防建設(shè)的各種經(jīng)費支出。國防是一個國家最大和最重要的公共物品，是防止企業(yè)和個人遭受外來侵略和掠奪的保障。因此，國防費支出雖然可能會擠占居民收入和消費，但是一個強大和穩(wěn)固的國防會大大降低國民生存、發(fā)展、生產(chǎn)、消費的風(fēng)險和不確定性。行政管理費。這是一種社會消費性支出，主要用于國家各級權(quán)力機關(guān)、行政管理機關(guān)和外事機構(gòu)行使其職能所需要的開支，包括人員經(jīng)費支出和公用性經(jīng)費支出。在我國行政管理費支出中，直接用于行政人員開支的費用約占50％上下。近幾年受詬病較多的“三公”經(jīng)費就是行政管理費中的一大部分。在行政管理費支出中，一部分是政府為企業(yè)和居民提供公共服務(wù)的，這是經(jīng)濟和社會發(fā)展所必需的。但是在我國的行政管理費支出中，相當(dāng)一部分是政府行政人員的純粹性消費，這部分支出與公共服務(wù)供給的數(shù)量和質(zhì)量沒有什么相關(guān)性。一個公務(wù)員使用公款消費得越多越好，不意味著他提供的公共服務(wù)水平和質(zhì)量就越高，反而有可能會降低公共服務(wù)水平和質(zhì)量。其他支出。這包括政府財政年初預(yù)留的預(yù)備費，其他政府性基金支出，地震捐贈支出，彩票發(fā)行銷售機構(gòu)業(yè)務(wù)費安排的支出，等等。這類支出很可能對居民消費的影響是中性的或影響不大。
三、基于可加模型的經(jīng)驗研究
筆者在文獻綜述部分提到過，在政府支出與居民消費的關(guān)系問題上，我國一些研究者得出的結(jié)論與直覺或事實明顯不符，其中的一個重要原因是這些研究者把居民消費函數(shù)看做是線性的，把函數(shù)關(guān)系看做是已知的或確定的。本文嘗試改變這種經(jīng)驗研究方法，使用可加模型來進行研究。1．可加模型簡介?？杉幽Ｐ停╝dditivemodels）是非參數(shù)統(tǒng)計分析中很重要的模型之一，它是線性模型的推廣。與線性模型相比，可加模型具有以下特點：（1）假設(shè)自變量和因變量之間的函數(shù)關(guān)系未知；函數(shù)關(guān)系根據(jù)數(shù)據(jù)本身而得到。相比線性模型這更符合變量之間的實際關(guān)系要求。（2）對于因變量的分布沒有限制，估計的結(jié)果具有穩(wěn)健性。與線性模型要求因變量服從某個分布相比，可加模型更為合理。因為因變量是否服從某種分布實際上很難驗證。雖然計量經(jīng)濟學(xué)給我們提供了很多檢驗服從分布的方法，但是嚴(yán)格來說，它們往往是檢驗其不服從某種分布，很難檢驗出服從某種分布。因為它們的原假設(shè)是服從某種分布。不拒絕原假設(shè)不等于接受原假設(shè)，這是兩個概念。分析政府支出結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)居民消費需求的影響，可加模型具有先天優(yōu)勢。政府支出結(jié)構(gòu)對居民消費的影響不是一個靜態(tài)過程，應(yīng)該是一個動態(tài)過程；也可以說隨著政府支出的變化，它們對居民消費的邊際效應(yīng)也是變化的，而不是一成不變的。另外，計量經(jīng)濟學(xué)分析中通常假定模型中變量之間的關(guān)系是線性關(guān)系，但是這些線性關(guān)系是在很強的假設(shè)下得到的，而實際經(jīng)濟活動中的變量之間關(guān)系呈線性關(guān)系的極少，絕大多數(shù)都是非線性的。因為影響變量的因素很多，在實際研究中，由于研究者受到主觀和客觀原因的制約，或為了研究的簡化和方便，不可能考慮到所有這些因素，所以很強的假設(shè)易于構(gòu)建模型和得出結(jié)論，但是很難符合實際和刻畫變量之間的實際關(guān)系。2．可加模型應(yīng)用。（1）數(shù)據(jù)來源與選取。
由于國家統(tǒng)計局在2007年對政府財政支出統(tǒng)計口徑進行了重大調(diào)整，使得2007年前后的數(shù)據(jù)不可比，所以本文選取的是1978—2006年的政府支出數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)均來自1979—2007年《中國統(tǒng)計年鑒》。1978—2006年按照功能和性質(zhì)我國政府財政支出劃分為五大類：經(jīng)濟建設(shè)費支出、社會文教費支出、國防費支出、行政管理費支出和其他支出。下面我們將分析1978—2006年政府支出結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)居民消費的影響①。為了消除數(shù)量級的影響，將數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)變換。另外，為了方便，我們作如下記號：x1為經(jīng)濟建設(shè)費，x2為社會文教費，x3為國防費，x4為行政管理費，y1為農(nóng)村居民消費，y2為城鎮(zhèn)居民消費。（2）政府支出結(jié)構(gòu)對農(nóng)村居民消費需求影響分析。根據(jù)（1．1），政府支出結(jié)構(gòu)與農(nóng)村消費需求的可加模型為。從圖3可以看出：（1）政府支出中的經(jīng)濟建設(shè)費支出對農(nóng)村居民消費需求在一定范圍內(nèi)是有促進作用的，但當(dāng)經(jīng)濟建設(shè)費支出超過該范圍便會出現(xiàn)阻礙作用。（2）社會文教費支出對農(nóng)村居民消費產(chǎn)生了“擠入效應(yīng)”，促進了農(nóng)村居民消費的增加。下圖②顯示，隨著社會文教費支出的增加，農(nóng)村居民消費支出也在增加。（3）國防費支出和行政管理費支出對農(nóng)村居民消費產(chǎn)生了擠出效應(yīng)，即這兩類支出擠占了一部分農(nóng)村居民的消費支出。下圖③和圖④顯示這兩類支出增加導(dǎo)致了農(nóng)村居民消費支出減少。從圖4可以看出：（1）財政支出中的經(jīng)濟建設(shè)費支出對城鎮(zhèn)居民的消費需求在一定范圍內(nèi)是有促進作用的，但當(dāng)經(jīng)濟建設(shè)費支出超過該范圍便會出現(xiàn)阻礙作用。（2）社會文教費支出對城鎮(zhèn)居民消費產(chǎn)生了“擠入效應(yīng)”，促進了城鎮(zhèn)居民消費的增加。下圖②顯示，隨著社會文教費支出的增加，城鎮(zhèn)居民消費支出也在增加。（3）國防費支出在一定范圍內(nèi)對城鎮(zhèn)居民消費支出具有促進作用，但超出這一范圍其影響變小。（4）行政管理費支出降低了城鎮(zhèn)居民的消費支出。下圖④顯示這類支出增加導(dǎo)致了城鎮(zhèn)居民消費支出的減少。（4）比較政府支出結(jié)構(gòu)對農(nóng)村、城鎮(zhèn)居民消費需求的影響。綜合起來看，政府財政支出中的經(jīng)濟建設(shè)費支出、社會文教費支出和行政管理費支出對農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民消費需求的影響幾乎是一樣的。但國防費支出的影響不同。國防費支出對農(nóng)村居民的消費有一定的阻礙作用，而對城鎮(zhèn)居民在一定范圍內(nèi)有促進作用。我們認(rèn)為，這個結(jié)果符合實際，許多軍用設(shè)施和軍民兩用設(shè)施位于城鎮(zhèn)，農(nóng)村則很少，這在一定程度上有利于促進城鎮(zhèn)居民消費需求的增加。當(dāng)然，這個差異也可能是由于城鄉(xiāng)居民對國防保障帶來的安全性的認(rèn)知程度不同，這種認(rèn)知程度不同可能導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民消費函數(shù)中的不確定性的大小不同。（5）模型效果評價。為了評價模型，我們引入MSE（均方誤差）、MAE（平均絕對誤差）和MAPE（平均絕對百分誤差）指標(biāo)。從表1可以看出這三個誤差指標(biāo)都比較小。在應(yīng)用可加模型時，如果MAPE＜10，模型預(yù)測的精確度就較高，而我們現(xiàn)在得到的MAPE小于0．5，可見我們使用的可加模型的效果非常好。［32］模型的擬合結(jié)果如圖5和圖6所示。從兩個擬合圖看，模型的效果也很好。
四、結(jié)論與政策含義
