導(dǎo)言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇居民消費結(jié)構(gòu)論文，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內(nèi)容能為您提供靈感和參考。

篇1

開展對體育消費結(jié)構(gòu)的研究，可以了解體育消費在我國城市居民生活中的地位，為體育消費市場生產(chǎn)和流通提供寶貴信息，正確引導(dǎo)居民體育消費，拓寬體育消費領(lǐng)域，促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)和體育事業(yè)發(fā)展。

l研究對象和方法

對全國30個省市自治區(qū)25至50歲的城市有職業(yè)居民進(jìn)行調(diào)查研究。采用PPS抽樣方法和簡單的隨即抽樣方法發(fā)放問卷，抽取北京、上海、福建(福州)、四川(成都)、吉林(吉林)、廣東(廣州)、甘肅(蘭州)、內(nèi)蒙(包頭)9個城市。調(diào)查樣本量為1170人，回收問卷1085份，回收率92．73％，有效問卷759份，有效率70．41％。經(jīng)專家鑒定，信度和效度較高，符合本課題研究的要求。

2研究結(jié)果與分析

2．1關(guān)于分析體育消費結(jié)構(gòu)的理論基礎(chǔ)

西方行為心理學(xué)家馬斯洛(A．H．Maskow)強(qiáng)調(diào)，人們對不同層次的需要強(qiáng)度是不同的，而且是有序的，即人們首先要求滿足較低層次的需要，在較低層次的需要得到滿足后，較高層次的需要才得以強(qiáng)化。馬斯洛的需要層次理論對于體育消費結(jié)構(gòu)分析，其啟發(fā)意義在于隨著人類需要層次的上升，人類消費結(jié)構(gòu)有層次的變化，體育消費結(jié)構(gòu)同樣也有層次的變化，表現(xiàn)為體育勞務(wù)消費比重上升，體育實物消費比重下降的趨勢，消費形式也將進(jìn)一步多樣化。作為基本勞務(wù)產(chǎn)品形式之一的體育勞務(wù)，將隨著我國居民消費內(nèi)容的更新和消費結(jié)構(gòu)的變化，成為人們?nèi)粘趧?wù)消費之一。

2．2城市居民體育消費結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀

體育消費的結(jié)構(gòu)是指個人或家庭在生活過程中，不同類型體育消費的比例。為了便于調(diào)查研究，最大限度的保證獲得數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，本文將體育消費的結(jié)構(gòu)分成三大類進(jìn)行調(diào)查：體育健身娛樂、體育比賽表演、體育實物產(chǎn)品(運動服裝、鞋帽、體育器材)，結(jié)果見表l。

從表1可以看出，各城市居民體育實物消費、體育健身娛樂消費、體育表演消費的情況。總體上，體育勞務(wù)消費水平211．74元(體育健身娛樂、體育比賽表演)高于體育實物消費水平204．45元，符合馬斯洛的需要層次理論，也與我國城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀相符合。但是，我們也能看到我國城市居民體育消費的結(jié)構(gòu)存在一些的特殊現(xiàn)象。

上海城市居民體育健身娛樂消費年人均高達(dá)407．14元，體育比賽表演消費132．14元，是城市體育比賽表演消費總平均數(shù)的2．70倍。為了進(jìn)一步剖析這種現(xiàn)象，我們對本次調(diào)查中一些相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析、比較發(fā)現(xiàn)，上海市城市居民家庭收入水平均高于其它城市，上海市經(jīng)常參加體育活動人口數(shù)量與體育消費人口數(shù)量差異很大，而且，體育消費人口中的體育人口數(shù)量低，非體育人口數(shù)量高。根據(jù)這個結(jié)果推斷，上海市城市居民體育娛樂消費水平高。在本次調(diào)查中這種現(xiàn)象也得到了證實，上海城市居民經(jīng)常參加體育的人口在9個城市中排在第6位。

吉林城市居民體育健身娛樂消費相對自己城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀而言，120元也是一個很高的水平。在調(diào)查中了解到吉林城市居民家庭月均收入在9個城市中排在末位，但是體育健身娛樂消費相對比較卻很高，如果將體育健身娛樂消費與體育比賽表演消費相加，認(rèn)為是體育勞務(wù)消費，那么吉林城市居民體育勞務(wù)消費占體育實物消費122．21％，占家庭體育消費44．92％。出現(xiàn)這種結(jié)果不符合馬斯洛的需要層次理論。

廣州和北京城市居民體育健身娛樂消費相對自己城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀而言，卻是一個低水平。如果按照上面的計算方法，根據(jù)馬斯洛的需要層次理論，這兩個城市體育勞務(wù)消費水平都應(yīng)該高于或等于體育實物消費水平，但是調(diào)查結(jié)果與推斷恰恰相反。這又是一個違背馬斯洛的需要層次理論的特殊現(xiàn)象，雖然北京和廣州兩個城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城市居民生活水平高，但是體育消費的結(jié)構(gòu)與人們推斷的結(jié)果不同。

通過以上分析發(fā)現(xiàn)，我國城市居民體育消費的結(jié)構(gòu)，并非完全符合馬斯洛的需要層次理論，說明城市居民體育消費的結(jié)構(gòu)不僅僅受城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，同時也受城市居民社會生活環(huán)境、城市自然環(huán)境等因素的影響。而且，在城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城市居民生活水平達(dá)到一定程度時，這些因素對體育消費的結(jié)構(gòu)會起到重要的作用。

2．3體育消費結(jié)構(gòu)的發(fā)展趨勢

2．3．1城鎮(zhèn)居民歷年消費的結(jié)構(gòu)情況

從表2可以看出，城鎮(zhèn)居民食品支出比重逐年下降。這種下降趨勢反映出，隨著家庭收入增加，家庭收入或家庭支出中用來維持基本生存條件——購買食品的支出下降，購買其它物品的可支配收入得到相應(yīng)增加。還可以看出，城鎮(zhèn)居民娛樂、教育文化服務(wù)支出逐年增加。此外，90年代以來人們對醫(yī)療保健需求開始顯著增加。1999年，我國醫(yī)療制度再次改革，人們更加關(guān)注自身的健康問題，尤其是食品科學(xué)含量的增高，健康問題被推倒人們生活的重要日程中，人們的自我保健意識日益增強(qiáng)，并不斷尋求科學(xué)的保健方法，這些為提高體育消費水平帶來了有利的契機(jī)，為改變體育消費的結(jié)構(gòu)帶來了強(qiáng)大動力

2．3．2國外家庭體育消費結(jié)構(gòu)發(fā)展情況

在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)國家，體育消費已成為人們?nèi)粘ＯM的重要組成部分之一。但是，這些國家居民體育消費并非從一開始就形成目前的結(jié)構(gòu)，而是有一個逐漸發(fā)展過程。從瑞典家庭體育消費情況可以得到證明，瑞典家庭體育健身的總支出，1992年比1985年增長了43．17億克朗，其中用于體育活動的開支，1992年比1985年增加了17．61億克朗，增長率184．02％；用于購買體育服裝、鞋帽的開支僅增長了15．95億克朗，增長率69、23％；用于購買體育器材的支出也僅增加了8．42億克朗，增長率62．56％?？梢?，近10年瑞典家庭體育勞務(wù)消費增長速度明顯快于體育實物消費。這種趨勢也被多數(shù)國家體育消費支出結(jié)構(gòu)變化所證實。

2．3、3城市居民體育消費結(jié)構(gòu)發(fā)展趨勢

篇2

2回歸結(jié)果分析

為了確認(rèn)模型的有效性，本文采用Hausman檢驗進(jìn)行驗證。運用Eviews6.0軟件對模型進(jìn)行固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的擬合，再根據(jù)檢驗結(jié)果選擇相應(yīng)的估計方法。表1報告了被解釋變量為CO2排放總量自然對數(shù)的回歸結(jié)果。根據(jù)檢驗結(jié)果，模型I~IV的Hausman檢驗結(jié)果分別通過了1%的顯著性水平，表明應(yīng)當(dāng)選擇固定效應(yīng)模型。調(diào)整的R2統(tǒng)計量顯示，方程的擬合優(yōu)度較好，說明變量之間的聯(lián)合解釋能力較強(qiáng)。模型I~IV中，模型I只包含了基準(zhǔn)模型的四個變量，即家庭戶總數(shù)、家庭戶規(guī)模、居民消費和能源強(qiáng)度變量的回歸結(jié)果。為了檢驗?zāi)Ｐ虸的穩(wěn)健性，借鑒前人的研究，模型II~IV在模型I的基礎(chǔ)上依次添加了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費結(jié)構(gòu)和外資依存度。根據(jù)表1回歸結(jié)果，家庭戶總數(shù)的估計系數(shù)在各模型中差別不大，都在1%的水平顯著為正。家庭戶總數(shù)的增加意味著需要更多的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和住宅單元，導(dǎo)致鋼鐵、水泥等工業(yè)產(chǎn)品的消費需求上升，從而促進(jìn)CO2排放總量的上升。從彈性系數(shù)來看，家庭戶總數(shù)的變動對我國CO2排放的影響很大。家庭戶規(guī)模變量與CO2排放總量顯著負(fù)相關(guān)，說明大的家庭規(guī)模有利于CO2排放量的減少。一般來說，家庭規(guī)模具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)性，較大的家庭規(guī)模有利于能源利用效率的提高。由于家庭戶是消費的基本單位，有些能源消費是每戶家庭(無論規(guī)模大小)必不可少的，如住房、制冷、取暖、家用電器等，這種能源消費受家庭戶人口數(shù)的變化影響不大，大家庭的人均能源消費要少于小家庭的人均能源消費，因而有利于CO2排放量的減少。居民消費對CO2排放總量的影響十分明顯，且估計系數(shù)都在1%的水平顯著為正。隨著我國經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展，居民的生活水平大幅提高，消費觀念也發(fā)生了重大轉(zhuǎn)變。家用電器、住宅以及私人汽車等高能耗商品日益成為人們消費的熱點。消費產(chǎn)品的高碳化傾向，導(dǎo)致能源消耗總量和CO2排放總量急劇增加?；貧w結(jié)果顯示，居民消費是影響我國CO2排放的最重要因素。

能源強(qiáng)度估計系數(shù)與CO2排放總量顯著正相關(guān)。這主要由于我國當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展依賴于大量的能源消耗，仍然處于粗放式發(fā)展階段，以煤炭為主的能源消費結(jié)構(gòu)以及能源利用率不高，技術(shù)水平落后，對CO2排放產(chǎn)生了直接的促進(jìn)作用。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對CO2排放的影響顯著為正，說明第二產(chǎn)業(yè)比重的提高對CO2排放產(chǎn)生了推動作用。第二產(chǎn)業(yè)的能源消耗往往要比第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)高很多，尤其是重工業(yè)，往往都是高耗能產(chǎn)業(yè)。當(dāng)前我國正處于工業(yè)化進(jìn)程的快速發(fā)展階段，第二產(chǎn)業(yè)比重過高造成能源的大量消耗，引起CO2排放量的上升等一系列環(huán)境污染問題。能源消費結(jié)構(gòu)與CO2排放總量存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，即加大天然氣在能源消費結(jié)構(gòu)中的比重有利于CO2排放總量的降低。與煤炭相比，天然氣作為一種清潔高效的能源，熱量值和燃燒效率高，CO2排放量小，是實現(xiàn)我國能源低碳化發(fā)展的重要力量。在我國當(dāng)前能源技術(shù)水平條件下，通過提高天然氣等清潔能源在能源消費中的比重對于轉(zhuǎn)變能源消費結(jié)構(gòu)和實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。外資依存度估計系數(shù)為正，表明外商直接投資對中國環(huán)境的影響是負(fù)面的。由于我國當(dāng)前的環(huán)境規(guī)制力度不夠，外商直接投資更多地進(jìn)入了碳關(guān)聯(lián)度較高的產(chǎn)業(yè)，同時通過加工貿(mào)易將高碳產(chǎn)品返銷回國內(nèi)，導(dǎo)致了能源消費需求的增加和CO2排放總量的上升[12]。

篇3

一、引 言

當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)放緩，顯露經(jīng)濟(jì)停滯和通脹并存的跡象。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2011年一季度GDP增幅降至9.7%，①出口在減速，外儲增加的1412億美元中，經(jīng)常項目順差僅為298億美元，②投資增幅跌至25%，5月份PMI指數(shù)為52.0%，環(huán)比回落0.9個百分點。③可見，如何擴(kuò)大內(nèi)需尤其是擴(kuò)大居民消費需求成為當(dāng)前政策的首要任務(wù)。事實表明，城鎮(zhèn)居民消費一直是我國最終消費的主體，但是其發(fā)展已步入正軌，發(fā)展?jié)摿τ邢蕖Ｒ虼?，?dāng)前擴(kuò)大消費內(nèi)需的關(guān)鍵在于擴(kuò)大農(nóng)村居民的消費需求。換言之，當(dāng)前的消費問題，很大程度上就是農(nóng)村居民消費需求結(jié)構(gòu)問題。

關(guān)于農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)問題，經(jīng)濟(jì)學(xué)界研究成果相當(dāng)豐富，歸納起來，主要是從以下三視角展開的：一是從農(nóng)村居民家庭的衣食住行等消費類商品消費

情況的視角來研究其現(xiàn)狀：由于國家各項惠農(nóng)政策的實施，農(nóng)村居民家庭消費質(zhì)量不斷提高，表現(xiàn)為食品和衣著消費支出逐漸降低，文娛、交通通訊、醫(yī)療保健等消費支出逐漸增加。二是從轉(zhuǎn)型的視角來研究農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的特征：農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)逐步升級，未來20年居民消費結(jié)構(gòu)將由生存型向享受型和發(fā)展型轉(zhuǎn)變，并且農(nóng)村消費結(jié)構(gòu)升級滯后于城市。三是從消費差異的視角研究農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的差異：表現(xiàn)為城鄉(xiāng)居民之間的消費結(jié)構(gòu)差距擴(kuò)大和農(nóng)村居民群體之間的消費結(jié)構(gòu)差距加大。本研究是從農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長之間的互動關(guān)系視角，利用我國1978 -2010年經(jīng)驗數(shù)據(jù)，實證分析我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長的影響，旨在為當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型尋找原動力。

二、農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的機(jī)理

（一）居民消費結(jié)構(gòu)變動與轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的機(jī)理

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的視角看，居民消費結(jié)構(gòu)是指各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品在居民最終消費中所占的比重，［1］因而產(chǎn)品結(jié)構(gòu)是否合理，影響消費結(jié)構(gòu)是否合理，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在一定意義上又決定了經(jīng)濟(jì)的增長方式。經(jīng)濟(jì)學(xué)家?guī)炱澞?(Kuznets, 1949)曾提出，一個國家國民收入的度量必須從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度去衡量，而一個經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)又是由其生產(chǎn)方式所決定的。也就是說，居民消費結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式是相互作用相互影響的。具體地如下圖所示。當(dāng)居民消費結(jié)構(gòu)發(fā)生變動時，首先通過價格機(jī)制引起生產(chǎn)消費資料的最終產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)調(diào)整，最終產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)的調(diào)整會引起資源在不同產(chǎn)業(yè)間的重新分配，以居民消費結(jié)構(gòu)變動為目的的不同產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展必然促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變。然后，經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式引導(dǎo)和決定三大需求協(xié)調(diào)拉動經(jīng)濟(jì)發(fā)展，收入決定消費，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展通過收入機(jī)制影響消費者行為，從而直接帶動居民消費結(jié)構(gòu)變動。簡而言之，消費結(jié)構(gòu)的變化決定著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動決定著經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的變動，反之，經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的變動必須依據(jù)消費結(jié)構(gòu)的變動進(jìn)行調(diào)整。

居民消費結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的相互作用機(jī)理（二）農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級是我國未來經(jīng)濟(jì)增長的最大原動力

社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的終極目標(biāo)是為了改進(jìn)或提高廣大人民的福祉，因而人們消費需求的滿足狀況、消費水平和消費結(jié)構(gòu)提高程度成為衡量一個國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展、國民經(jīng)濟(jì)是否良性循環(huán)的關(guān)鍵。目前我國有7.4億農(nóng)民、1.82億農(nóng)戶，占中國人口的56.1%、世界人口的11.32%，④這是中國乃至世界最龐大的消費市場，具有最大的發(fā)展空間。然而，從目前發(fā)展現(xiàn)狀看，無論是消費水平還是消費結(jié)構(gòu)，農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民相比，都落后10-15年。如，2009年農(nóng)村居民消費水平為4021元，略高于城鎮(zhèn)1994年的消費水平3852元，不到1995年的4931元。⑤2009年農(nóng)村居民平均每百戶年度擁有彩電量為108.9臺，大體相當(dāng)于城鎮(zhèn)居民1999年水平的105.43臺。⑥可見，農(nóng)村消費市場的發(fā)展是我國新一輪經(jīng)濟(jì)增長的契機(jī)，農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級是我國未來經(jīng)濟(jì)增長的最大原動力。

三、農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的實證分析

（一）模型的設(shè)定、變量的選擇與數(shù)據(jù)的處理

向量自回歸模型（Vector Auto-regression Model, VAR）模型是一種非結(jié)構(gòu)化的動態(tài)聯(lián)立方程模型，它可以同時揭示內(nèi)生變量之間的即期關(guān)系和動態(tài)影響。基于此，本文采用VAR模型研究我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變動與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長之間的長期均衡和短期關(guān)系，以及在給定單位變化條件下各變量系統(tǒng)內(nèi)相互影響的綜合動態(tài)反應(yīng)?？紤]到統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可得性及其代表性，選擇相關(guān)變量和對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理如下。

文中采用農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)(EC) ,即農(nóng)村居民食品支出占消費總支出的比重，作為農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的代表變量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是中間變量，用三大產(chǎn)業(yè)占GDP比重，即第一產(chǎn)業(yè)比重（PFI），第二產(chǎn)業(yè)比重(PSI)、第三產(chǎn)業(yè)比重(PTI)作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的代表變量。經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)用國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)指標(biāo)，為了消除物價水平的影響，用歷年生產(chǎn)總值指數(shù)對GDP進(jìn)行調(diào)整，即按可比價計算。所選變量數(shù)據(jù)均根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒（1978-2010）》整理得來。為消除異方差，對以上五個變量做自然對數(shù)化處理，于是構(gòu)建VAR模型為：yt=c+∑Pi=1A變量向量,At是帶估計的參數(shù)矩陣， C是常數(shù)項，p是自回歸滯后階數(shù)，εt是隨機(jī)擾動項。

（二）模型的估計與檢驗

1.單位根檢驗

由表1顯示，五個變量都為不平穩(wěn)的時間序列，經(jīng)過一階差分后為平穩(wěn)I（1）過程，因此，可利用1978―2010年農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長的經(jīng)驗數(shù)據(jù)來構(gòu)建反映它們之間互動關(guān)系的VAR模型。表1單位根檢驗結(jié)果變量 ADF

檢驗值檢驗類型

注：檢驗類型中的C，T，K分別表示檢驗?zāi)Ｐ椭泻薪鼐囗?、趨勢項、滯后值；臨界值均為Mackinnon協(xié)整檢驗臨界值；表示一階差分。

2.VAR模型估計

在VAR模型估計中的一個重要問題就是滯后階數(shù)的確定，通?？刹捎脙煞N方法:一是LR(似然比)檢驗法，另一種方法是利用AIC信息準(zhǔn)則、SC信息準(zhǔn)則和HQ信息準(zhǔn)則判斷。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)計算相應(yīng)的統(tǒng)計量，經(jīng)判斷初步選定滯后階數(shù)為2階，VAR模型具體估計式如下：

一般而言，第一個協(xié)整向量具有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)解釋能力，對第一個協(xié)整向量進(jìn)行正規(guī)化后可以得到對應(yīng)的協(xié)整關(guān)系表達(dá)式為:

由協(xié)整方程可以看出，農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與GDP的增長呈正相關(guān)，即GDP每增長1%，農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級0.130801%。而三大產(chǎn)業(yè)的系數(shù)均為負(fù)值，顯然，三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)脫節(jié)。因此，當(dāng)前應(yīng)高度重視農(nóng)村居民消費升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，把握擴(kuò)大農(nóng)村居民的有效消費需求以及明確經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向，增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的針對性和有效性，促進(jìn)我國盡快走上消費驅(qū)動型經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段。

4.格蘭杰檢驗

為考察農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變動與三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長之間存在的長期均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系以及方向如何，選擇滯后期為2的格蘭杰檢驗，結(jié)果見表3。表3

由表3可得出如下結(jié)論：其一，我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)演變和第一、二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在單向因果關(guān)系，而第三產(chǎn)業(yè)與農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)不存在因果關(guān)系。換言之，三大產(chǎn)業(yè)中，只有第一、二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在一定程度上促進(jìn)農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的升級，而農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級對第一、二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的拉動作用不明顯。究其原因，三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)不相適應(yīng)，特別是第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與農(nóng)村居民的消費需求相差甚遠(yuǎn)。其二，在0.1的顯著性水平下，農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在雙向的因果關(guān)系。這意味著，經(jīng)濟(jì)增長提高了農(nóng)村居民的收入水平，促進(jìn)了農(nóng)村居民的消費結(jié)構(gòu)從生存消費需求向享受、發(fā)展需求層次轉(zhuǎn)變。但是，農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用卻不明顯。其三，第一產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長不存在雙因關(guān)系，而第二、三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長都存在雙向因果關(guān)系?？梢姡诙?、三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)比較大，而第一產(chǎn)業(yè)相對較小。

5.脈沖響應(yīng)分析

為了清晰地反映農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)影響，在VAR模型的基礎(chǔ)上估計農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的脈沖響應(yīng)函數(shù)，并根據(jù)相關(guān)指標(biāo)的比較把響應(yīng)函數(shù)追蹤期設(shè)定為15年。由表4顯示：一方面，當(dāng)本期給第一、二、三產(chǎn)業(yè)一個沖擊后，居民消費結(jié)構(gòu)立即作出了響應(yīng)，并且這一沖擊對農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變動短期內(nèi)影響較大，呈現(xiàn)一定的波動性，因此，三大產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展更有利于農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級。另一方面，經(jīng)濟(jì)增長不僅在短期內(nèi)對農(nóng)村居民消費升級有明顯的拉動作用，而且能持續(xù)形成對農(nóng)村居民消費增長的正向響應(yīng)，不過這種帶動作用將會越來越弱。

6.方差分析

方差分解可將系統(tǒng)的預(yù)測均方誤差分解為系統(tǒng)中各變量沖擊所作的貢獻(xiàn)，從而可以進(jìn)一步考察我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長之間的動態(tài)變化。具體分解結(jié)果如表5。

由表5可知:一方面，消費結(jié)構(gòu)的沖擊影響呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，在第6期最高點27.14417%。三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的沖擊影響是遞增的，在第15年分別到達(dá)1.438864%、1.460255%和23.53602%。另一方面，在lnGDP的變動中，0.000332%-27.14417%的波動可以由消費結(jié)構(gòu)的變動解釋0.328230%-1.148291%的波動可以由第一產(chǎn)業(yè)的變動解釋，0.272053%-1.482778%的波動可以由第二產(chǎn)業(yè)的變動解釋，3.709335%-23.53602%的波動可以由第三產(chǎn)業(yè)的變動解釋?？梢?，農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊大于三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊，并且第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動大于第一、二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動。因此，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級是未來經(jīng)濟(jì)增長的最大原動力，這與理論分析相吻合。

四、結(jié)論與政策建議

綜上可知：我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長具有長期的均衡關(guān)系；農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊大于三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊，并且第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動大于第一、二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動。然而，目前我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)存在著嚴(yán)重“錯位”，經(jīng)濟(jì)增長提高了農(nóng)村居民的收入水平，促進(jìn)了農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級，而農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)演變并沒有引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改變，對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用也不明顯，從而導(dǎo)致農(nóng)村居民消費慢于經(jīng)濟(jì)增長。因此，在當(dāng)前和未來時期內(nèi)，可從如下幾方面促進(jìn)農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的升級與優(yōu)化，適時調(diào)整三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)型。

（一）建立農(nóng)民增收的長效機(jī)制，穩(wěn)定農(nóng)村居民的消費預(yù)期

首先，建立農(nóng)民增收的長效機(jī)制。農(nóng)村居民消費取決于農(nóng)民收入增長的長效性，因而要拓寬農(nóng)民的增收渠道，既要從農(nóng)業(yè)內(nèi)部挖掘農(nóng)民持續(xù)增收潛力，又要通過市場，增加農(nóng)民的貨幣收入，從農(nóng)業(yè)外部尋求增收途徑，同時還要通過教育、培訓(xùn)等方式提高農(nóng)民自身增收能力。［2］(56-57)其次，穩(wěn)定農(nóng)村居民的消費預(yù)期。目前我國農(nóng)村居民面對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、疾 病等方面的不確定性，不得不減少當(dāng)前消費，增加儲蓄以增強(qiáng)抵御不確定的風(fēng)險。據(jù)調(diào)查，農(nóng)民一次大病的平均花費7000多元，幾乎等于一個家庭一年的全部收入。⑦因此，擴(kuò)大公共財政向農(nóng)村傾斜，完善農(nóng)村教育、醫(yī)療等社會保障體制，增強(qiáng)農(nóng)村居民消費信心，從而促進(jìn)農(nóng)村居民消費支出及其支出結(jié)構(gòu)的升級。

（二）把握農(nóng)村居民消費熱點，引導(dǎo)農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化與升級

消費熱點反映出消費者新的消費愿望，構(gòu)成了消費者對未來消費的潛在需求的方向。隨著農(nóng)民收入水平的提高，農(nóng)村居民消費逐漸升級。因此，要關(guān)注農(nóng)村居民消費需求的新動向，把握農(nóng)村消費熱點。一方面，加強(qiáng)輿論導(dǎo)向，引導(dǎo)農(nóng)村居民合理的消費行為。另一方面，以農(nóng)村居民消費熱點為增長極，適時調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的升級。這樣既能使企業(yè)生產(chǎn)實現(xiàn)有效供給，又能使農(nóng)村居民消費需求結(jié)構(gòu)的變化成為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的強(qiáng)大動力。所以，政府可以通過宏觀調(diào)控政策培育農(nóng)村消費熱點，［3］(29)如調(diào)整財政資金的使用方向、力度和節(jié)奏，采用各種轉(zhuǎn)移支付手段來改變產(chǎn)品的相對價格，在農(nóng)村市場培養(yǎng)那些示范效應(yīng)強(qiáng)，能夠帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、輻射作用大的消費熱點，引導(dǎo)農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級。

（三）以農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級為導(dǎo)向，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整

首先，適時調(diào)整農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)，發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，增加農(nóng)產(chǎn)品的有效供給。一方面，把握市場消費需求，合理調(diào)整農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)的品種結(jié)構(gòu)；另一方面，根據(jù)市場消費結(jié)構(gòu)，發(fā)展高產(chǎn)優(yōu)質(zhì)高效農(nóng)業(yè)，不斷推出農(nóng)產(chǎn)品消費熱點；同時，提高農(nóng)產(chǎn)品的科技含量，構(gòu)建優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)群體，延伸產(chǎn)業(yè)鏈條，推進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。其次，面向農(nóng)村消費品市場調(diào)整第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，生產(chǎn)適合農(nóng)民消費水平的工業(yè)消費品。第三，大力發(fā)展農(nóng)村服務(wù)業(yè)，加大公共財政對農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施的投入力度，改善與農(nóng)民生活消費相配套的“硬”環(huán)境和“軟”環(huán)境，提高農(nóng)村居民消費的幸福指數(shù)。

（四）縮小城鄉(xiāng)居民消費差距，促進(jìn)消費公平

消費差距在很大程度上源于收入差距。所以縮小城鄉(xiāng)居民消費差距，應(yīng)從合理調(diào)節(jié)城鄉(xiāng)居民收入差距入手。首先，穩(wěn)定和完善農(nóng)村稅收政策。繼續(xù)通過對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料從生產(chǎn)到銷售各個環(huán)節(jié)實行稅收減免，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的成本；完善現(xiàn)行對農(nóng)產(chǎn)品征收增值稅制度，應(yīng)將增值稅延伸到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)，切實減輕農(nóng)民負(fù)擔(dān)。［4］(177-179)其次，完善農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度。數(shù)據(jù)資料分析表明：⑧農(nóng)村居民土地價值下降是城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)占有水平差距擴(kuò)大的重要原因。因此，應(yīng)從保護(hù)農(nóng)民土地權(quán)益出發(fā)，健全土地承包權(quán)流轉(zhuǎn)的方式和程序，緩解農(nóng)地關(guān)系緊張的矛盾，提高資源的利用效率，使農(nóng)民能夠獲得通過市場化運作土地資產(chǎn)在流轉(zhuǎn)中帶來增值的收益。第三，建立和完善補償機(jī)制，著力改善農(nóng)村低收入群體的的生產(chǎn)和生活條件，增加低收入者的消費能力。

注 釋：

①中華人民共和國國家統(tǒng)計局.stats.省略/tjsj/jidusj/

②余豐慧.智慧應(yīng)對中國經(jīng)濟(jì)不確定性風(fēng)險［EB/OL］.中國宏觀經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng).2011-5-30

省略/xsfx/rdfx/20110530099713.shtml

③中國宏觀經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng).5月中國制造業(yè)PMI為52%經(jīng)濟(jì)增速回落［EB/OL］. 2011-6-1省略/news_speed/hgjj/20110601099730.shtml

④中國人民大學(xué)課題組.擴(kuò)大農(nóng)民消費問題研究――背景和意義(上) ［EB/OL］. hbzyw.省略/xwxx.asp?id=791

⑤中華人民共和國國家統(tǒng)計局. stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm

⑥中華人民共和國國家統(tǒng)計局.stats.省略/yearbook/indexC.htm，stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm

⑦韓 俊，羅 丹.中國農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生狀況報告［J］.中國發(fā)展觀察, 2005(1):16

⑧張 鑫.中國城鄉(xiāng)居民收入差距及其成因的演化路徑研究［D］.遼寧大學(xué)博士論文，2009（11）：183-184．

主要參考文獻(xiàn)：

［1］姜 濤．轉(zhuǎn)型時期中國居民消費升級的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)研究［D］．山東大學(xué)博士論文，2009．

［2］賀喜燦．人力資源開發(fā)視角的農(nóng)民增收長效機(jī)制研究――以江西為例［D］． 南昌大學(xué)博士論文，2010(6)．

［3］楊志安，王 娜，張 磊．中國農(nóng)村居民消費熱點培育問題研究―基于ELES模型［J］．經(jīng)濟(jì)與管理研究,2010(12)．

［4］劉 利．中國城鄉(xiāng)居民收入差距：理論分解•現(xiàn)狀評判•對策思考［D］．吉林大學(xué)博士論文，2010（5）．

Rural Resident Consumption Structure and Transforming Economic

Development Model: Evidence from 1978 to 2010

篇4

基金項目：本文得到江蘇省社科研究應(yīng)用精品課題“推動公共支出轉(zhuǎn)型增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)增長消費驅(qū)動力—以江蘇省為例的研究”(編號： 12SYC-100)資助

中圖分類號：F205 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

引言與文獻(xiàn)回顧

改革開放以來中國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展， 國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)由1978年的3605.6億元增長到2011年的465731.3億元，增長了約128倍;城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入由343.4元增長到21810元，增長了約63倍。經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來了城鎮(zhèn)居民收入水平的提升，而收入水平的提升則增強(qiáng)了城鎮(zhèn)居民的消費能力。城鎮(zhèn)居民的人均消費支出由1978年的311.2元增長到2011年的15161元，增長了近50倍。在消費結(jié)構(gòu)方面，城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)由1978年的0.575下降到2011年的0.363，食品支出占消費總支出的比重持續(xù)下降，表明隨著收入水平的提高，城鎮(zhèn)居民減少其基本消費支出，消費結(jié)構(gòu)由“溫飽型”向“發(fā)展型”和“享受型”轉(zhuǎn)變。“配第-克拉克定理”認(rèn)為，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，國民收入(勞動力)的布局會由一、二、三產(chǎn)業(yè)向三、二、一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面數(shù)據(jù)顯示：1980年我國一、二、三產(chǎn)業(yè)分布情況分別是30.2%、48.2%和21.6%，2011年我國一、二、三產(chǎn)業(yè)分布情況變?yōu)?0.0%、46.6%和43.4%。我國第一產(chǎn)業(yè)比重持續(xù)下降，第二產(chǎn)業(yè)比重在波動中穩(wěn)定，第三產(chǎn)業(yè)比重持續(xù)上升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在持續(xù)升級。

理論上，“恩格爾定律”同“配第-克拉克法則”存在相互推動的內(nèi)在聯(lián)系，學(xué)者們進(jìn)行了大量的實證研究，文啟湘等(2005)、吳定玉等(2007)和周輝(2012)分別以河南省、湖南省和上海市為例，研究消費結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)性，提出消費結(jié)構(gòu)要與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相協(xié)調(diào)的觀點。莊燕君(2005) 基于區(qū)域?qū)用鎸嵶C檢驗了區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與區(qū)域消費結(jié)構(gòu)的關(guān)系。鄔德政(2008)則運用協(xié)整檢驗實證研究了我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系?？紤]到城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的消費層次不同，再加上地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和消費結(jié)構(gòu)的關(guān)系具有很大的城鄉(xiāng)差異性和地區(qū)差異性(孟范昆等，2012)。由此，本文采用城鎮(zhèn)樣本，基于面板數(shù)據(jù)模型實證檢驗城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間的互動關(guān)系，考察兩者的協(xié)調(diào)發(fā)展問題，以推動我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展。

模型、變量與數(shù)據(jù)說明

(一)計量模型

面板數(shù)據(jù)模型一般形式為：

(1)

i為省區(qū)標(biāo)志，t為時期標(biāo)志。本文建立如下分析城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的面板數(shù)據(jù)模型：

模型一： (2)

模型二： (3)

其中，α、β、Γ、φ、ν、λ均為待估系數(shù)，模型一可以分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(IR)對城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)的影響，模型二則可以分析城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)(CR)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。要使理論上的城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相互推動關(guān)系成立，則相關(guān)系數(shù) 和 應(yīng)為負(fù)值。

(二)變量與數(shù)據(jù)說明

樣本數(shù)據(jù)包括31個省市?；跀?shù)據(jù)完整性的考慮，本文數(shù)據(jù)均來自于2000-2012年各年《中國統(tǒng)計年鑒》。由于使用的是相對量指標(biāo)，并不需要剔除價格的影響。具體指標(biāo)選取如下：

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)(IR)：衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的程度可以用第二產(chǎn)業(yè)增加值/GDP、第三產(chǎn)業(yè)增加值/GDP和(第二產(chǎn)業(yè)增加值+第三產(chǎn)業(yè)增加值) /GDP這些指標(biāo)，本文選用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級程度的指標(biāo)為當(dāng)年第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和/GDP，其值越大，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次越高。

城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)指標(biāo)(CR)：恩格爾系數(shù)是其通用的指標(biāo)，本文選擇恩格爾系數(shù)(食品支出占消費支出的比重)衡量居民消費結(jié)構(gòu)，其值越小，說明消費結(jié)構(gòu)層次越高。

實證分析及結(jié)果

(一)單位根檢驗

為確保估計有效性，避免偽回歸現(xiàn)象，首先需要對各面板序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，本文采用的是LLC、IPS、ADF和PP四種檢驗方法。由于各原始變量均存在時間趨勢，故采用含截距和含時間趨勢的檢驗方式，對一階差分后序列則采用含截距的檢驗方式，滯后期數(shù)根據(jù)SC準(zhǔn)則自動選取。單位根檢驗結(jié)果如表1所示。

檢驗結(jié)果表明，對于消費結(jié)構(gòu)LLC、IPS、ADF和PP四種檢驗方法均拒絕其存在單位根的原假設(shè)，而對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)IPS檢驗未拒絕其存在單位根的原假設(shè)，對其變量一階差分后則顯著地拒絕有單位根的原假設(shè)。由此，CR和IR滿足I(1)。

(二)面板協(xié)整檢驗

由于面板數(shù)據(jù)滿足I(1)，需要進(jìn)一步判別變量間協(xié)整關(guān)系是否存在。本文采用Pedroni的7個統(tǒng)計量和Kao的ADF統(tǒng)計量進(jìn)行判斷(見表2)。根據(jù)Pedroni的檢驗方法，群rho未拒絕沒有面板協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，面板rho等其他的統(tǒng)計量都在10%的顯著性水平上拒絕了原假設(shè)。根據(jù)Kao面板協(xié)整檢方法，ADF統(tǒng)計量顯著地拒絕沒有面板協(xié)整關(guān)系原假設(shè)。綜合分析后本文認(rèn)為城鎮(zhèn)消費結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間存在面板協(xié)整關(guān)系。

(三)回歸結(jié)果

由于本文側(cè)重分析城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān)性的區(qū)域差異，考慮東、中、西部地區(qū)內(nèi)部的差異性相對較小，回歸模型選用變截距模型。為減少或消除截面異方差的影響，本文估計時采用截面加權(quán)法。表3和表4的Ad-R2和A-D值顯示，各回歸模型擬合效果較好，都通過整體性檢驗。

從表3的估計結(jié)果可知，基于全國樣本，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的系數(shù)通過5%的顯著性水平檢驗，且系數(shù)值為負(fù)，表明城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有顯著的推動作用。從東、中、西部的樣本來看，中部地區(qū)的城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響不顯著，東部和西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)升級顯著推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的發(fā)展，相關(guān)系數(shù)分別約為-0.02和-0.06，東部地區(qū)的影響相對較弱。從表4的估計結(jié)果可以看出，基于全國樣本，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)影響的系數(shù)并未通過10%的顯著性水平檢驗，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)并無顯著推動作用。從東、中、西部的樣本來看，東部和西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)的推動作用不顯著，但中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)具有顯著推動作用，相關(guān)系數(shù)約為-0.11。

結(jié)論與政策含義

第一， 理論上消費結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相互影響、相互推動，我國城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相互推動關(guān)系并不成立，需要構(gòu)建起城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間的互動關(guān)系，使兩者協(xié)調(diào)發(fā)展。近年來，我國城鎮(zhèn)生活水平不斷提高，居民消費結(jié)構(gòu)發(fā)生巨大變化，轉(zhuǎn)向追求生活質(zhì)量?？傮w上城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)升級相應(yīng)地刺激或限制相關(guān)行業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。由于我國的“外向型”經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級相對緩慢，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對城鎮(zhèn)居民總體上并沒有創(chuàng)造新的消費需求，進(jìn)而促進(jìn)其消費結(jié)構(gòu)攀升。

第二，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系存在區(qū)域性差異，構(gòu)建城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的良性互動關(guān)系，需要考慮兩者關(guān)系的區(qū)域差異。實證研究表明，東、西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)升級顯著地推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)攀升，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)的影響不顯著。中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級顯著地推動城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)攀升，而城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響不顯著。由于城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間關(guān)系存在區(qū)域差異性，構(gòu)建城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的和諧關(guān)系應(yīng)依據(jù)區(qū)域性差異有所偏重。

當(dāng)前，我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“次高”經(jīng)濟(jì)增長階段，盡管外部環(huán)境不容樂觀，但中國東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的差距和城鄉(xiāng)“二元”經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)在一定時期內(nèi)為中國保持“次高”經(jīng)濟(jì)增長提供了條件。我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)將持續(xù)攀升，城鎮(zhèn)居民收入水平，特別是中西部地區(qū)的居民收入水平將持續(xù)得到提升。因此，應(yīng)努力按照城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)升級的市場需求配置資源，按照產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的經(jīng)濟(jì)增長模式引導(dǎo)城鎮(zhèn)居民消費，促進(jìn)消費結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)良性互動，推動我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展。

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篇5

2．最終消費情況分析。最終消費由居民消費和政府消費兩部分組成，甘肅省最終消費支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據(jù)《甘肅統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)計算居民消費支出一直占據(jù)最終消費支出大部分的比例，穩(wěn)定在70％以上。

3.甘肅省最終消費對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率。消費貢獻(xiàn)率(消費拉動率)通常指在經(jīng)濟(jì)增長率中消費需求拉動所占的份額,計算甘肅省最終消費貢獻(xiàn)率在2002年至2007年間分別為63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最終消費對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率并不穩(wěn)定，其原因是經(jīng)濟(jì)增長更容易受資本形成總額、貨物和服務(wù)凈出口政策要素影響。

二、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)變動分析

1．農(nóng)村居民消費支出變動分析。消費結(jié)構(gòu)指各類消費支出在總消費中所占的比例，消費結(jié)構(gòu)能夠反應(yīng)出居民的生活水平，甘肅農(nóng)村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費，說明農(nóng)村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態(tài);從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫(yī)療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標(biāo)志，相關(guān)數(shù)據(jù)變動說明甘肅省農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)逐漸優(yōu)化，農(nóng)村居民生活水平逐步提高。

2.城鎮(zhèn)居民消費支出變動分析。恩格爾系數(shù)從1993年的0.51總體上保持下降趨勢，到2007年的0.36，食品消費支出已不在占據(jù)消費支出的一半比例。說明城鎮(zhèn)居民的生活水平的提高，城鎮(zhèn)居民生活水平到達(dá)小康階段，醫(yī)療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應(yīng)有所增加，表明城鎮(zhèn)居民的生活質(zhì)量逐步提高，消費結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化。

3.城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)變動度分析。消費結(jié)構(gòu)變動度，是分析消費結(jié)構(gòu)變化程度的指標(biāo)，計算公式為：

在1996年～2000年期間，甘肅省農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變動度為9.00％，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變動度為2.22％，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動度為3.27％。

在1996年～2000年期間，城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)變動非常顯著，其中食品支出消費對消費結(jié)構(gòu)的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)經(jīng)過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動影響最大；醫(yī)療、文教消費是影響消費結(jié)構(gòu)變動的又一重要因素。

三、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費函數(shù)分析

本文采用持久收入消費函數(shù)。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε

其中Ct為現(xiàn)期消費;Yp和Yz表示持久收入和暫時收入。系數(shù)α1和α2分別是持久收入和暫時收入的邊際消費傾向。根據(jù)《甘肅年鑒》統(tǒng)計資料，對模型進(jìn)行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉(xiāng)居民消費函數(shù)(1）、（2）。

農(nóng)村居民消費函數(shù)Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）

（0.002）（8.237）（2.469）

R2=0.873D.W.=1.212F=34.461

城鎮(zhèn)居民消費函數(shù)Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）

（1.095）（40.793）（3.908）

R2=0.997D.W.=1.91F=1878.984

從方程中可看出，農(nóng)村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消費；每增加1元暫時收入，有1.74元用于消費。既增加了暫時收入，不僅要將暫時收入全部用于消費，同時還要拿出儲蓄來消費。城鎮(zhèn)居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費；每增加1元暫時收入，有0.87元用于消費。

四、簡要結(jié)論

1．經(jīng)濟(jì)增長與城鄉(xiāng)居民的收入和消費之間有直接的影響。經(jīng)濟(jì)增長越快，收入增加越高，消費也會隨著增加。但是，在投資、出口和消費等三要素當(dāng)中,消費對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率最高，一般都在70%左右,說明拉動消費仍然是甘肅省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要動力。

2.隨著經(jīng)濟(jì)的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結(jié)構(gòu)出現(xiàn)重要變動傾向。在城鄉(xiāng)居民的消費結(jié)構(gòu)變動當(dāng)中，食品支出消費對消費結(jié)構(gòu)的變動影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來，城鄉(xiāng)居民的消費結(jié)構(gòu)劇烈變動，居住消費支出對城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動影響最大。另外，醫(yī)療、文教消費是影響消費結(jié)構(gòu)變動的又一重要因素。

3.為了鞏固消費對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率，我們建議：一是加快發(fā)展城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)，保證固定資產(chǎn)的投資速度，使投資增長不要出現(xiàn)大起大落;二是進(jìn)一步開發(fā)農(nóng)民能夠穩(wěn)定增加收入的就業(yè)渠道和途徑，如非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入、轉(zhuǎn)移性就業(yè)收入、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化收入等；三是對于城市居民來講，要把創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位和機(jī)會作為重點，用擴(kuò)大就業(yè)保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉(xiāng)居民的消費結(jié)構(gòu)進(jìn)行一定的引導(dǎo)，努力改善城鄉(xiāng)居民住房、醫(yī)療、教育、保障等關(guān)鍵性問題。

參考文獻(xiàn)：

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引言

隨著居民收入的逐步上升與生活質(zhì)量的不斷提高，居民生活引發(fā)的碳排放會越來越大。在國家積極探索內(nèi)需拉動經(jīng)濟(jì)的同時，如何有效地降低居民部門對碳排放的影響，是中國實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展、可持續(xù)消費的重要方面。促使居民生活碳排放減少的因素主要有居民消費碳排放系數(shù)、平均消費傾向、平均家庭規(guī)模、居民能耗結(jié)構(gòu)等[1-3]，不過不同因素影響效應(yīng)的程度與減排潛力存在明顯區(qū)別。首先，平均消費傾向呈現(xiàn)逐年下降的趨勢，對居民生活碳排放起著明顯降低效應(yīng)，但不能依靠該因素達(dá)到降低碳排放的目的，因為這與國家大力刺激內(nèi)需政策相左。其次，平均家庭規(guī)模雖是降低趨勢，但不可能一直縮小下去，按照2014年放開單獨“二胎”政策，倡導(dǎo)理想家庭模式為“三或四口之家”，所以未來依靠縮小家庭規(guī)模以達(dá)到降低居民生活碳排放的目的，是行不通的。再者，居民能源消耗結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出無序的變動態(tài)勢、各種能源比例需要進(jìn)一步升級、優(yōu)化，盡量使其對居民碳排放的影響效應(yīng)明顯化。最后，文獻(xiàn)對于碳排放強(qiáng)度對碳排放的顯著降低影響有著一致的結(jié)論[4-7]，這對研究中國居民消費碳排放系數(shù)對其碳排放的影響效應(yīng)有重要借鑒意義，因此居民消費碳排放系數(shù)就成為基于居民部門節(jié)能減排工作的重要突破口。而居民消費碳排放系數(shù)取決于居民消費水平、居民消費模式以及居民生活用于購買能源產(chǎn)品的數(shù)量，屬于影響居民部門碳排放的內(nèi)生因素[8-10]，簡而言之，與居民消費結(jié)構(gòu)密切相關(guān)。鑒于此，根據(jù)居民消費結(jié)構(gòu)與碳排放系數(shù)的變動特征，在考慮城鄉(xiāng)居民消費差異情況下，探討前者對后者的影響效應(yīng)，并對使其降低的有效途徑進(jìn)行相應(yīng)探索是非常重要的。

1 居民消費結(jié)構(gòu)與居民消費碳排放系數(shù)的變動

1.1 居民消費信息熵

消費支出用途與所占比重不同，無法綜合度量居民消費結(jié)構(gòu)的動態(tài)演變規(guī)律，信息熵可以很好地解決這個問題。信息熵（Information Entropy）是對一種物質(zhì)或體系運動無序度的量化[11]，反映其變動結(jié)構(gòu)特征。將信息熵引入居民消費可以很好地考慮到不同消費項目所占的比重，反映居民消費結(jié)構(gòu)演變規(guī)律。根據(jù)信息熵的計算公式，居民消費信息熵的計算方法如下：

為居民消費信息熵（Residential Consumption Information Entropy）， 表示類消費支出， 為 類居民消費支出。 綜合考慮各種消費支出的比重變化，反映居民消費結(jié)構(gòu)特征，是對居民消費無序度的量化。數(shù)值越大，表示居民消費無序度越大；良好的居民消費結(jié)構(gòu)是從無序向有序、由低級有序向高級有序的演變。但并不表示數(shù)值越大，相應(yīng)的消費結(jié)構(gòu)越好，而在有序的變動過程中，趨于穩(wěn)定，才視為良好的發(fā)展?fàn)顟B(tài)。

1.2 居民消費碳排放系數(shù)

借鑒生產(chǎn)總值碳排放強(qiáng)度與能源碳排放系數(shù)的定義，居民消費碳排放系數(shù)稱為萬元居民消費碳排放，表示為滿足單位居民消費水平所消耗的能源產(chǎn)生的碳排放。盡可能在滿足居民生活需求與提高生活質(zhì)量的情況下盡可能降低滿足單位居民消費水平（或效用）所造成的碳排放，是國家積極探索內(nèi)需啟動經(jīng)濟(jì)發(fā)展、倡導(dǎo)可持續(xù)消費模式的重要方面。

1.3 居民消費結(jié)構(gòu)與居民消費碳排放系數(shù)的動態(tài)演變特征

由圖1所示，1985～2013年中國居民消費結(jié)構(gòu)與碳排放系數(shù)呈現(xiàn)不同方向階段性波動：

1985～1987年居民消費信息熵緩慢上升，居民生活水平較低，恩格爾系數(shù)較大，居民消費限于基本“衣食住行”。1988～1989年居民消費信息熵有輕微下降，主要由于家庭設(shè)備用品及服務(wù)類消費支出的比重上升，引起結(jié)構(gòu)變動的混亂；同時家用耐用消費品的增加，加大居民生活對能源的消耗，造成碳排放系數(shù)上升。1993～2002年居民消費結(jié)構(gòu)中食品與衣著類支出比重逐漸下降，居住、交通通信、家庭設(shè)備用品及服務(wù)等支出比重持續(xù)上升，居民消費結(jié)構(gòu)處于由低級向高級的逐漸轉(zhuǎn)變過程中，居民消費水平有了顯著提高，快于居民生活碳排放，進(jìn)而居民生活碳排放系數(shù)持續(xù)下降。

2003～2007年居民消費結(jié)構(gòu)持續(xù)升級，引發(fā)居民對住宅、汽車與家用電器等消費熱點的需求，引起居民生活碳排放增加。這一時期居民的平均消費傾向整體下降，但對這幾類的消費傾向是上升的，進(jìn)而促使這一時期居民生活碳排放系數(shù)的提高。2008～2013年居民消費信息熵與居民生活碳排放系數(shù)呈現(xiàn)不同方向變動，前者持續(xù)增加，能源與環(huán)境壓力的持續(xù)增強(qiáng)促使節(jié)能減排成為“十一五”規(guī)劃中重要的約束性指標(biāo)[10]，政府大力倡導(dǎo)與宣揚可持續(xù)消費或綠色消費，鼓勵消費節(jié)能型產(chǎn)品，引導(dǎo)居民生活減少對能源的壓力，促使居民生活碳排放系數(shù)下降。

由上文分析不難看出，1985～2013年不同時段我國居民消費結(jié)構(gòu)對居民消費碳排放系數(shù)的影響效應(yīng)存在差異[12]。因此，中國居民消費結(jié)構(gòu)如何升級、優(yōu)化調(diào)整才能促進(jìn)居民部門節(jié)能減排工作的順利進(jìn)行呢？明顯看出，居民生活碳排放系數(shù)與居民消費結(jié)構(gòu)變動之間呈現(xiàn)的是非線性特征，因此不能簡單地應(yīng)用以往的線性模型設(shè)定兩者關(guān)系，應(yīng)該建立適合兩者真實互動的關(guān)系的模型。閾值協(xié)整模型主要分析非線性序列，不同于以往假定變量之間呈現(xiàn)線性關(guān)系的模型，因此在考慮城鄉(xiāng)居民消費差異的情況下，構(gòu)建非線性閾值協(xié)整模型，揭示中國居民生活碳排放系數(shù)因居民消費結(jié)構(gòu)變動與城鄉(xiāng)居民消費差異不同而呈現(xiàn)機(jī)制轉(zhuǎn)移的非線性效應(yīng)。

2 理論模型

2.1 城鄉(xiāng)消費差異的泰爾系數(shù)

由于我國呈現(xiàn)二元結(jié)構(gòu)，城鄉(xiāng)消費水平存在很大差距，而居民消費水平受城鄉(xiāng)消費水平差距的影響，因此構(gòu)建基于居民消費結(jié)構(gòu)與碳排放系數(shù)的閾值協(xié)整模型時，需要兼顧城鄉(xiāng)居民消費水平的差異。文獻(xiàn)中度量城鄉(xiāng)居民消費水平常常采用人均消費支出，但該指標(biāo)沒有反映城鄉(xiāng)居民人口比重的變化，故計算度量城鄉(xiāng)居民消費水平差異泰爾系數(shù)[13]，計算公式如下：

其中 分別為城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民， 為消費水平， 為人口。結(jié)果表明居民城鄉(xiāng)消費水平差距呈現(xiàn)先上升，繼而緩慢下降的變動趨勢。

2. 2 閾值協(xié)整模型的設(shè)定

表示居民消費碳排放系數(shù)， 表示居民消費結(jié)構(gòu)變動信息熵， 表示城鄉(xiāng)居民消費差異的泰爾系數(shù)。為表征居民消費結(jié)構(gòu)變動對居民碳排放系數(shù)呈現(xiàn)非線性影響效應(yīng)，需要定義非線性光滑轉(zhuǎn)移函數(shù) ，大小位于 連續(xù)函數(shù)，反映居民消費結(jié)構(gòu)對其碳排放系數(shù)的影響效應(yīng)隨著變動程度的不同而發(fā)生變化。其中 為閾值變量， 為機(jī)制轉(zhuǎn)移的位置。 為光滑參數(shù)，反映兩個之間平緩速度的快慢。 為閾值參數(shù)，表示機(jī)制發(fā)生轉(zhuǎn)移時閾值變量的取值。因此，居民消費結(jié)構(gòu)與碳排放系數(shù)的閾值協(xié)整模型可設(shè)定為：

3 模型的檢驗與估計

3.1 變量的單位根檢驗

為確保數(shù)據(jù)適合構(gòu)建閾值協(xié)整模型，雖然變量不一定是平穩(wěn)序列，但一階差分序列必須是平穩(wěn)的。換言之，要求變量為一階單整序列，即要通過變量的單位根檢驗。運用常用的兩種單位根檢驗方法即 與 法進(jìn)行檢驗，結(jié)果顯示，雖然居民消費信息熵、碳排放系數(shù)與城鄉(xiāng)居民消費差異的泰爾系數(shù)不平穩(wěn)，但一階差分不存在單位根，即三個變量是屬于一階單整序列，可以進(jìn)行下一步的操作。

3.2 有關(guān)平滑轉(zhuǎn)移函數(shù) 存在與形式確定的檢驗

確定平滑轉(zhuǎn)移函數(shù) 是否存在與具體的形式，首先確定機(jī)制轉(zhuǎn)移發(fā)生的位置參數(shù)，其次進(jìn)行非線性檢驗，證明在位置參數(shù)確定的情況下所設(shè)置的模型呈現(xiàn)非線性；最后確定平滑轉(zhuǎn)移函數(shù)的具體形式。

3.2.1 確定機(jī)制轉(zhuǎn)移位置參數(shù)

位置參數(shù)的確定方法是基于平滑轉(zhuǎn)移函數(shù)的三階泰勒展開[14-15]，將展開式代入式（3），重新參數(shù)化后得到：

針對不同的 運用OLS對式（2）進(jìn)行估計，根據(jù) 函數(shù)值最小確定相對最優(yōu)模型，或者擬合優(yōu)度即 最大時所對應(yīng)的 即為機(jī)制發(fā)生轉(zhuǎn)移的位置參數(shù)。本文選取 的取值范圍在 ，根據(jù)表1的結(jié)果，選取 最大時對應(yīng)的 。

3.2.2 非線性檢驗

進(jìn)行非線性檢驗，運用基于極限分布為 的 檢驗，原假設(shè)為不存在非線性，即展開式中 ，拒絕原假設(shè)，認(rèn)為該模型存在非線性。由表2的檢驗結(jié)果得知，拒絕存在線性的原假設(shè)，即該模型存在非線性。

3.2.3 平滑轉(zhuǎn)移函數(shù) 具體形式的確定

通常平滑轉(zhuǎn)移函數(shù)形式有兩種，指數(shù)函數(shù)與邏輯函數(shù)，檢驗方法仍是 檢驗，不過原假設(shè)與備擇假設(shè)的設(shè)定不同，本文設(shè)定原假設(shè) ； ； [16-17]，如果不拒絕 而拒絕 ，則式（4）中 為指數(shù)函數(shù)，否則為邏輯函數(shù)。根據(jù)表2的檢驗結(jié)果，拒絕 ，則可確定函數(shù)形式為邏輯函數(shù)。

3.3 閾值協(xié)整檢驗

根據(jù)估計的平滑轉(zhuǎn)移函數(shù) 的形式對式（4）進(jìn)行估計，若模型估計的殘差是平穩(wěn)序列，則該模型為閾值協(xié)整模型?？梢圆捎貌糠謿埐钸M(jìn)行檢驗[18]，檢驗統(tǒng)計量設(shè)定為：

4 實證分析

4. 1模型的估計結(jié)果

為確定閾值參數(shù)，對式（4）進(jìn)行 迭代估計，直至殘差平方和最小，估計結(jié)果如下：

光滑函數(shù)的結(jié)果反映在考慮城鄉(xiāng)居民消費差異的情況下，居民消費結(jié)構(gòu)對居民生活碳排放系數(shù)產(chǎn)生長期效應(yīng)，呈現(xiàn)非線性特征。其中光滑參數(shù) ，表明這種非線性效應(yīng)機(jī)制轉(zhuǎn)移的速度較為緩慢。

4.2 分階段分析

閾值參數(shù) 表明居民消費結(jié)構(gòu)對居民消費碳排放系數(shù)的非線性轉(zhuǎn)移發(fā)生在居民消費信息熵等于1.905處。如圖2所示，1985～2002年居民消費信息熵小于估計的閾值參數(shù) ，估計的光滑轉(zhuǎn)移函數(shù) 等于0或接近于0。居民消費結(jié)構(gòu)對碳排放系數(shù)的影響效應(yīng)遵循第一機(jī)制，由 反映。1985年與2002年居民消費信息熵分別為1.56與1.85，城鄉(xiāng)居民消費差異的泰爾系數(shù)分別為0.76與0.94，由于居民消費結(jié)構(gòu)的變動引起居民生活碳排放系數(shù)分別下降了0.31與0.48。其他年份具有類似的結(jié)果，即在居民消費以“衣食住”為主的消費模式，居民消費水平還未達(dá)到小康水平，居民消費結(jié)構(gòu)比較單一，處于低級變動狀態(tài)時，對居民生活碳排放系數(shù)的影響效應(yīng)為負(fù)，利于居民生活能源效率的提高。

當(dāng)居民消費信息熵圍繞在估計的閾值參數(shù) 周圍波動時，估計的光滑轉(zhuǎn)移函數(shù) 介于0與1之間，從而使得居民消費結(jié)構(gòu)變動對居民生活碳排放系數(shù)的影響效應(yīng)在第一機(jī)制與第二機(jī)制之間平滑轉(zhuǎn)移，由 反映，影響效應(yīng)由負(fù)向正、繼而由正向負(fù)平滑轉(zhuǎn)換。2003～2007年居民消費結(jié)構(gòu)中私家車、住宅、高端通訊工具等成為新的消費熱點，消費支出總量與比重快速增加，從而加大了居民生活碳排放。在2003年與2007年使得居民生活碳排放系數(shù)分別提高0.48與0.51，表明居民消費結(jié)構(gòu)處于眾多消費項目分別變動，較為混亂的變動狀態(tài)，尤其是高能耗消費的增加，提高了居民生活碳排放系數(shù)。

2008～2013年居民消費信息熵大于估計閾值參數(shù) ，估計的光滑轉(zhuǎn)移函數(shù) 等于1或接近于1，這段時期居民消費結(jié)構(gòu)對居民生活碳排放系數(shù)的影響效應(yīng)服從第二機(jī)制，由 反映。居民消費結(jié)構(gòu)中各消費項目呈現(xiàn)不同方向的變動，但逐步形成以住宅、交通通訊、家庭設(shè)備用品及服務(wù)與教育文化娛樂服務(wù)類支出為主，食品支出為輔的消費格局?！肮?jié)能減排”理念引導(dǎo)居民向低能耗與低排放的方向轉(zhuǎn)變，引起居民生活碳排放系數(shù)在2008年與2013年分別下降了0.124與0.127，居民消費結(jié)構(gòu)變動對碳排放系數(shù)的影響效應(yīng)為負(fù)，有利于居民生活中節(jié)能減排。但作用程度較弱，說明通過居民消費結(jié)構(gòu)變動促進(jìn)居民部門節(jié)能減排這一途徑還有很大的潛力與空間。

4.3 對居民生活碳排放系數(shù)的偏效應(yīng)

根據(jù)估計結(jié)果分別計算居民消費結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)居民消費水平差距對碳排放系數(shù)的偏效應(yīng)。如圖3所示，居民城鄉(xiāng)消費水平差異的泰爾系數(shù)對居民生活碳排放系數(shù)由負(fù)效應(yīng)逐漸向正效應(yīng)轉(zhuǎn)變，并且有逐漸增加的趨勢，表明城鄉(xiāng)消費差距逐漸成為阻礙居民部門節(jié)能減排的重要因素。居民消費結(jié)構(gòu)的變動對居民生活碳排放系數(shù)的偏效應(yīng)，呈現(xiàn)先降后升，而后由升向降平緩轉(zhuǎn)移的影響態(tài)勢，不過后續(xù)降低效應(yīng)不具有明顯性。

5 結(jié)論

在考慮城鄉(xiāng)居民消費差異情況下，構(gòu)建居民消費結(jié)構(gòu)與碳排放系數(shù)的閾值協(xié)整模型。得到主要結(jié)論如下：

第一，1985～2013年中國居民消費結(jié)構(gòu)變動對居民消費碳排放系數(shù)的長期效應(yīng)，因消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化、升級變動，而呈現(xiàn)非線性的轉(zhuǎn)換與演變：1985～2002年居民消費結(jié)構(gòu)中“衣食”類支出逐漸下降，“住行用教”類支出比重上升，兩者比重接近，逐步形成“兩足鼎立”的消費模式，居民消費結(jié)構(gòu)對碳排放系數(shù)的影響效應(yīng)服從第一機(jī)制，呈現(xiàn)負(fù)效應(yīng)。2003～2007年居民消費中“住行用教”類支出大幅度上升，并且屬于高碳排的消費項目，引起居民生活碳排放系數(shù)上升，這一時期居民消費結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)增加效應(yīng)，在第一機(jī)制與第二機(jī)制之間平緩轉(zhuǎn)換。2008～2013年受節(jié)能減排政策以及可持續(xù)消費模式的影響，居民消費逐步向低能耗、低排放方向演變，進(jìn)而引起居民生活碳排放系數(shù)的降低

第二，與之相一致，居民消費結(jié)構(gòu)變動對碳排放系數(shù)的偏效應(yīng)由負(fù)向正轉(zhuǎn)換，繼而向節(jié)能的方向演變，但負(fù)效應(yīng)不是很顯著。同時城鄉(xiāng)居民消費差異對居民消費碳排放系數(shù)的影響效應(yīng)整體上呈現(xiàn)負(fù)效應(yīng)，逐漸向正效應(yīng)演變，表明城鄉(xiāng)消費差異不利于居民部門碳排放系數(shù)的降低。

從長期上看，中國需要進(jìn)一步優(yōu)化居民消費結(jié)構(gòu)，提倡可持續(xù)消費模式、降低居民消費碳排放系數(shù)；同時縮減城鄉(xiāng)居民消費差異，提高區(qū)域消費水平均衡化，從居民部門出發(fā)，促進(jìn)節(jié)能減排工作的順利進(jìn)行。

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篇7

一、引言

在拉動經(jīng)濟(jì)增長的三駕馬車中，消費對經(jīng)濟(jì)的拉動作用最大。隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，黑龍江省城鎮(zhèn)居民的生活水平得到了很大的改善，消費結(jié)構(gòu)也隨之發(fā)生了較大的變化。本文首先運用灰色關(guān)聯(lián)分析方法對黑龍江省城鎮(zhèn)居民生活消費支出結(jié)構(gòu)進(jìn)行量化對比分析，從而較科學(xué)地測度城鎮(zhèn)居民生活消費支出與其構(gòu)成因素之間關(guān)系的密切程度，揭示城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)的變化，在此基礎(chǔ)上，運用模型對黑龍江省城鎮(zhèn)居民消費支出及其構(gòu)成因素進(jìn)行預(yù)測分析，揭示其動態(tài)演變過程。該分析對于適時調(diào)整和正確引導(dǎo)居民消費方向，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的長期穩(wěn)定發(fā)展具有重要意義。

二、建模機(jī)理

（一）灰色關(guān)聯(lián)分析的建模機(jī)理

灰色關(guān)聯(lián)分析的基本思想是根據(jù)序列曲線幾何形狀的相似程度來判斷其聯(lián)系是否緊密。曲線越接近，相應(yīng)序列之間關(guān)聯(lián)度就越大，反之就越小。具體而言,就是通過計算參考序列和比較序列之間的關(guān)聯(lián)系數(shù)、關(guān)聯(lián)度,確定影響參考序列的主要因素和次要因素,從中找到最為關(guān)鍵的因素。

本文運用灰色綜合關(guān)聯(lián)模型進(jìn)行消費結(jié)構(gòu)的分析。序列和的灰色綜合關(guān)聯(lián)度，其中，和分別為和0的灰色絕對關(guān)聯(lián)度和灰色相對關(guān)聯(lián)度，，一般取0.5。它既反映了和幾何形狀的相似程度，又反映了和相對于始點的變化速率的接近程度，是較為全面地表征序列之間聯(lián)系是否緊密的一個指標(biāo)。

（二）模型的建模機(jī)理

該模型的基本思想是對原始數(shù)據(jù)序列進(jìn)行累加，用指數(shù)曲線對累加生成的數(shù)據(jù)序列進(jìn)行擬合并建立模型，然后根據(jù)時間進(jìn)行外推，從而進(jìn)行預(yù)測。

1．?dāng)?shù)據(jù)的檢驗

若參考序列的所有級比都落在可容覆蓋內(nèi)，則該數(shù)列可以作為模型的數(shù)據(jù)進(jìn)行灰色預(yù)測。

2．建立模型

對參考數(shù)列0作1-AGO：，其緊鄰均值序列為

建立的灰微分方程：

相應(yīng)的白化微分方程為：

白化微分方程的解為：

3．檢驗預(yù)測值

分別檢驗預(yù)測值的絕對誤差和相對誤差，如果相對誤差小于0.2，則認(rèn)為達(dá)到一般要求；如果相對誤差小于0.1，則認(rèn)為達(dá)到較高要求。

4．結(jié)合實際問題的需要，給出相應(yīng)的預(yù)測預(yù)報。

三、黑龍江省城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變化的實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源及階段性劃分

分析對象為黑龍江省城鎮(zhèn)居民人均全年生活消費支出及其八個構(gòu)成因素——食品、衣著、居住、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通和通訊、文教娛樂用品及服務(wù)、雜項商品和服務(wù)。原始數(shù)據(jù)來自于歷年《黑龍江統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。由于年鑒中城鎮(zhèn)居民的消費支出構(gòu)成項目在1992年發(fā)生了變化，所以，分析時間段確定為1992年至2008年。由于在此10多年時間內(nèi)黑龍江城鎮(zhèn)居民的收入水平發(fā)生了巨大的變化，消費結(jié)構(gòu)也會隨之發(fā)生變化，這就需要根據(jù)不同時期的特征，對這一時期進(jìn)行進(jìn)一步的劃分。從《黑龍江統(tǒng)計年鑒2009》中可以發(fā)現(xiàn)，在2000年前后，黑龍江城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)發(fā)生了根本性的變化（見表-1），所以以2000年為界，把分析數(shù)據(jù)分為1992-1999年和2000-2008年兩個階段。

表-11992-2008年黑龍江城鎮(zhèn)家庭恩格爾系數(shù)（%）

年份

1992

1993

1994

1995

1996

1997

1998

恩格爾系數(shù)

49.9

49.2

50.8

48.2

46.2

45.9

43.5

年份

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

恩格爾系數(shù)

40.5

38.4

37.2

35.5

篇8

中圖分類號：F061.3 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1008-4428（2012）06-99 -02

一、引言

自上世紀(jì)六十年代，全球產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出從“工業(yè)型經(jīng)濟(jì)”向“服務(wù)型經(jīng)濟(jì)”轉(zhuǎn)型的總趨勢。全球產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型推動著發(fā)達(dá)國家服務(wù)業(yè)占GDP的比重從1990年的65%上升到2005年的72%，服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)甚至超過第一、二產(chǎn)業(yè)的總和。

然而在我國經(jīng)濟(jì)快速增長的背景之下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以重工業(yè)為主導(dǎo)，服務(wù)業(yè)長期處于較低的競爭力水平。如今，中國經(jīng)濟(jì)增長放緩，貿(mào)易保護(hù)主義亦有抬頭之勢，外需疲弱，僅僅依靠工業(yè)化已經(jīng)難以保證長期穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)增長，因此產(chǎn)業(yè)升級和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整已成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心內(nèi)容。當(dāng)前面臨經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的需求，我國既要不斷拓展與制造業(yè)相配套的生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)，亦不能忽略消費者服務(wù)業(yè)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動作用。

我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指導(dǎo)性綱領(lǐng)“國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展十二五規(guī)劃綱要”將擴(kuò)大消費需求，發(fā)展消費者服務(wù)業(yè)放在了戰(zhàn)略性的高度，提出“擴(kuò)大消費需求的長效機(jī)制，增強(qiáng)居民消費能力，改善居民消費預(yù)期，促進(jìn)消費結(jié)構(gòu)升級，進(jìn)一步釋放城鄉(xiāng)居民消費潛力”，使之成為經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的穩(wěn)定動力，推動特大城市形成以服務(wù)經(jīng)濟(jì)為主的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。在政策導(dǎo)向、人口結(jié)構(gòu)變化的雙重扶持下，我國居民消費正在向第三次升級邁進(jìn)，消費數(shù)量級也已經(jīng)實現(xiàn)了跨越式的增長，消費觀念的升級正推動消費結(jié)構(gòu)沿著衣食住行的路徑逐步趨于高端化。以解決溫飽為基礎(chǔ)的消費已經(jīng)無法滿足人們的物質(zhì)文化精神需求，消費者服務(wù)業(yè)自身的結(jié)構(gòu)升級和高端化發(fā)展，將會帶領(lǐng)未來新一輪的經(jīng)濟(jì)增長。

二、消費結(jié)構(gòu)與轉(zhuǎn)型理論

劉世錦（1998）認(rèn)為，市場經(jīng)濟(jì)是一種消費者導(dǎo)向的經(jīng)濟(jì)，消費始終是整個經(jīng)濟(jì)活動的出發(fā)點和歸宿。國民經(jīng)濟(jì)的復(fù)雜表現(xiàn)在其具有的循環(huán)特性上：收入增長促進(jìn)消費結(jié)構(gòu)升級，進(jìn)而引導(dǎo)資本和勞動等生產(chǎn)要素的合理配置，加之技術(shù)進(jìn)步等外力因素的影響，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級和經(jīng)濟(jì)水平的提高。而這樣的結(jié)果又會進(jìn)一步提高居民收入，從而為消費結(jié)構(gòu)的升級提供源源不斷的動力。因此，本文將從消費結(jié)構(gòu)升級的角度研究消費者服務(wù)業(yè)的發(fā)展趨勢以及經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

消費結(jié)構(gòu)是在一定的社會經(jīng)濟(jì)條件下，人們在消費過程中多消費的各種不同類型的消費資料的比例關(guān)系。收入水平是影響消費結(jié)構(gòu)是重要、最基本的因素。收入的提高帶來購買力的增強(qiáng)，使消費可能在外延上和內(nèi)涵上擴(kuò)大，從只滿足最基本的消費需要向更高層次的需要升級，使得消費結(jié)構(gòu)發(fā)生變化。消費結(jié)構(gòu)的劃分標(biāo)準(zhǔn)主要有三種：按照滿足人們消費的需求稟賦分為生存資料、享受資料和發(fā)展資料；按照支出用途分為衣食住行等；按消費對象的不同分為個人和集體消費。

消費結(jié)構(gòu)升級能夠引起相應(yīng)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，促進(jìn)消費品產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化。隨著人均收入水平的提高，需求的重心由低層次向高層次移動，從易耗消費品向耐用消費品轉(zhuǎn)移，從低檔的生活必需品向中高檔消費品乃至奢侈品轉(zhuǎn)移。《消費品工業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略研究》一書中將消費結(jié)構(gòu)升級的趨勢歸類為三個階段：第一階段的消費目的是解決溫飽問題，第二階段消費重點轉(zhuǎn)向非生活必需品，第三階段是從數(shù)量消費轉(zhuǎn)向高質(zhì)量、定制化、服務(wù)性的產(chǎn)品。對應(yīng)不同階段，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也由低向高升級。從第一階段的紡織業(yè)、食品業(yè)為主導(dǎo)，到第二階段中家電、家具、塑料制品等耐用消費品工業(yè)的極大發(fā)展，再到第三階段個性化消費和高端服務(wù)業(yè)滿足人們的“高尚需求”，從而使得文娛產(chǎn)業(yè)、生物保健產(chǎn)品、高檔飲料乃至奢侈品取得較大的發(fā)展空間。

三、居民消費結(jié)構(gòu)模型分析

（一）模型的構(gòu)建

1、擴(kuò)展線性支出系統(tǒng)模型

學(xué)界通常采用恩格爾系數(shù)法和擴(kuò)展線性支出系統(tǒng)模型（ELES模型）進(jìn)行消費結(jié)構(gòu)分析。與恩格爾系數(shù)僅揭示特定發(fā)展階段的收入和消費結(jié)構(gòu)關(guān)系所不同，擴(kuò)展線性支出系統(tǒng)模型考慮了消費需求和價格因素對居民消費結(jié)構(gòu)的影響，能夠全面反映消費領(lǐng)域的相互關(guān)系。

1973年Liuch在Stone（1954）的效用需求函數(shù)基本形式基礎(chǔ)上，改進(jìn)擴(kuò)展的線性支出系統(tǒng)模型為：

（1）

其中pi、pj是第i、j種消費品的價格；I表示收入，βi是邊際消費傾向，qi表示第i種商品的實際需求量； ri表示可維持生活的第i種商品的基本需求量。該模型表明，在一定收入和價格水平之下，消費者首先滿足其對某種商品或勞務(wù)的基本需求piri，在余下的收入 中，按照βi的比例在消費第i種商品和儲蓄之間進(jìn)行分配，消費者的邊際儲蓄傾向為 ，且有0＜βi＜1， 。

改寫式（1）為：

（2）

其中ui是隨機(jī)擾動項，定義 。對式（2）應(yīng)用最小二乘法，可以得到變量的參數(shù)估計值，同時可得 。

篇9

問題的提出[①]

消費是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動力，是拉動經(jīng)濟(jì)增長的三駕馬車之一。2008年按支出法計算，河南省國民生產(chǎn)總值18473.14億元，居全國第五位，最終消費支出為7759.33億元項目管理論文，占國民生產(chǎn)總值的42.0%（最終消費率），低于全國最終消費率平均水平6.6個百分點，居全國第25位。2007年河南省政府消費支出2011.27億元，占國民生產(chǎn)總值的13.4%（政府消費率），居民消費支出4820.00億元，占國民生產(chǎn)總值的32.1%（居民消費

圖1 河南省消費不足的邏輯推理

率），按照著名發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)家H.錢納里等實證研究，政府消費率一般維持在11.9%—15.0%之間，河南省政府消費率符合H.錢納里的標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)（箭頭 1），但是居民消費率卻遠(yuǎn)低于標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)中的居民消費率大于60%的水平論文服務(wù)。在居民消費支出中，河南省城鎮(zhèn)居民消費支出為8837.46元項目管理論文，占城鎮(zhèn)居民收入的66.793%，低于全國平均水平4.5個百分點，居全國倒數(shù)第5位。據(jù)初步統(tǒng)計2009年河南省城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)為34.2%，依據(jù)聯(lián)合國糧農(nóng)組織提出的恩格爾系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)，河南省城鎮(zhèn)居民生活水平自1996年已進(jìn)入小康層次，消費方式已經(jīng)開始由生存型向享受發(fā)展型轉(zhuǎn)變，基生活消費已經(jīng)基本穩(wěn)定且彈性較低（箭頭2），所以非基本生活消費低是才是問題的根源（如圖1）。

一、基于非基本生活消費模型分析

1、非基本生活消費的概念及界定

生活消費按滿足人們需要的順序，可分為基本生活消費和非基本生活消費，基本生活消費是維持勞動力再生產(chǎn)所必須的、最低限度的消費。非基本生活消費則是基本生活消費的對稱，是超出維持勞動力再生產(chǎn)所必需的消費。一般而言項目管理論文，人們只有在滿足了基本生活消費的條件下，才有可能發(fā)展非基本生活消費。本文參考了《消費經(jīng)濟(jì)學(xué)大辭典》的合理詞義解釋部分，并對非基本生活消費做了一定的延伸和補充論文服務(wù)。非基本生活消費是指在滿足人們維持和延續(xù)其生命的基本生活消費的前提下，用于滿足自身發(fā)展和發(fā)揮其體力、智力以及為使生活舒適的物質(zhì)消費、精神消費和勞務(wù)消費的總稱。生活消費支出、基本消費支出、非基本生活消費支出分別用CE(consumption expenditures)、BLC(basic living consumption)、NBLC(non-basic living consumption)表示。

2、擴(kuò)展線性支出系統(tǒng)（ELES）下非基本生活消費的模型構(gòu)建

假定某一時期人們對各種商品(服務(wù))的需求量取決于人們的收入，而且人們對各種商品的需求分為基本需求和超過基本需求之外的需求兩部分，居民在基本需求得到滿足之后才將剩余收入按照某種邊際消費傾向安排各種非基本消費支出。非基本生活消費的ELES模型需求函數(shù)[②]：

參數(shù)是邊際消費傾向，滿足：0

對模型的進(jìn)行變形：

令V=；a=；b=

對方程式進(jìn)行回歸可得a*和b*，進(jìn)一步可求出：

3、非基本生活消費的計量分析

模型采用1993—2008按收入水平分組的河南省城鎮(zhèn)居民消費支出的截面數(shù)據(jù)，為了修正和避免數(shù)據(jù)出現(xiàn)異方差，本文采用了加權(quán)最小二乘估計（WLS）法對方程參數(shù)進(jìn)行回歸估計項目管理論文，權(quán)重W=resid^(-2)。顯著水平選取為0.05。t(d)是β*i的t觀測值，R2為方程的可決系數(shù)論文服務(wù)。

通過EVIEWS軟件進(jìn)行WLS回歸結(jié)果如下[③]：

2008年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=598.6320 R2=1.000000 D-W=2.276046 F=358360.2

2007年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=31.44564 R2=0.999890 D-W=2.310967 F=988.8286

2006年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=59.77045 R2=1.000000D-W=1.776125 F=3572.506

2005年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數(shù)

tβ=2019.675R2=1.000000 D-W=1.427389 F=4079087.

2004年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數(shù)

tβ=239.4272R2=1.000000D-W=1.674908 F=57325.39

2003年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數(shù)

tβ=128.6925R2=0.999795D-W=1.609279 F=16561.75

2002年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=180.7875R2=0.999991D-W=1.718861 F=32684.13

2001年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=175.2843R2=0.999999D-W=1.181300 F=30724.59

2000年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=30.37496R2=0.999990D-W=1.323353 F=922.6385

1999年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=445.2760 R2=1.000000 D-W=2.680368 F=198270.7

1998年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=133.6603R2=0.999997D-W=1.623019 F=17865.07

1997年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=341.95878R2=0.999954D-W=1.505179 F=1760.539

1996年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=99.82376R2=0.999999 D-W=1.794003 F=9964.783

1995年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=1196.196R2=1.000000D-W=1.504203 F=1430885.

1994年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=3144.5403R2=0.999990D-W=2.396234 F=20891.89

1993年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=42.16312R2=0.999993D-W=2.142866 F=1777.729

1992年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=202.8902R2=0.999990 D-W=1.223436 F=41164.42

匯總回歸方程估計結(jié)果，通過Excel軟件處理結(jié)果如下：

表1 1993-2008年河南省城鎮(zhèn)居民基本消費和非基本消費支出情況單位：元

類別

年份

CE

a*

b*（β*i）

BLCi(BLC)

NBLC

2008

8837.46

1475.782

0.562177

3370.727

5466.733

2007

7826.72

1268.192

0.593939

3123.156

4703.564

2006

6685.18

1603.482

0.511453

3282.145

3403.035

2005

6038.02

1209.152

0.541007

2634.358

3403.662

2004

5294.19

1197.215

0.522404

2506.753

2787.437

2003

4941.60

955.1838

0.562634

2183.946

2757.654

2002

4504.68

1417.536

0.480717

2729.795

1774.885

2001

4110.17

676.3441

0.651922

1943.082

2167.088

2000

3830.71

814.1469

0.633153

2219.309

1611.401

1999

3497.53

745.6160

0.607170

1898.063

1599.467

1998

3415.65

882.5848

0.605248

2235.796

1179.854

1997

3378.02

590.5870

0.681768

1855.838

1522.182

1996

3009.35

596.1219

0.635379

1634.908

1374.442

1995

2673.95

622.2854

0.615177

1617.069

1056.881

1994

2155.15

359.2111

0.684511

1138.585

1016.565

1993

1609.26

393.4778

0.608181

1004.234

605.0264

1992

1342.58

260.5322

0.674353

800.0448

542.5352

數(shù)據(jù)來源：1994-2009年河南省統(tǒng)計年鑒

二、基本生活消費與非基本生活消費圖示分析

1、量的圖示分析

河南省城鎮(zhèn)居民人均消費支出在1992年僅為1342.58元，在2008年達(dá)到8837.46元，基本生活消費自1992年的人均800.0448元變化到2008年的人均3370.727元，非基本生活消費也從1992年人均542.5352

圖2城鎮(zhèn)居民消費支出、基本生活消費與非基本生活消費比較

元增加至2008年的人均5466.733元。如圖2所示，我們不難發(fā)現(xiàn)，基本生活消費的變化趨勢比較緩慢，而非基本生活消費的上升趨勢較明顯。其中，2001年非基本生活消費在首次超過基本生活消費，雖然在2002年有所下降項目管理論文，但是在2003年非基本生活消費又超過基本生活消費，并逐漸擴(kuò)大差距，截至2008年非基本生活消費已超出基本生活消費2096.006元。

2、增量投向與拉動分析

河南省城鎮(zhèn)居民人均消費支出增量（CE）明顯呈倒“U”型，從1993年的人均266.68元降低至1998年的37.63元，隨后逐步上升，其中，近兩年的人居民消費支出增量明顯，2007年為人均1141.54元，2008年為人均1010.74元?；旧钕M增量（BLC）的波動不明顯，在九十年代前期逐步降低，隨后又逐步上升到1993年的水平項目管理論文，維持在人均200元左右，增量投向比和貢獻(xiàn)率總體呈下降趨勢，說明基本生活費已趨于穩(wěn)定。與基本生活消費增量不同，非基本生活消費（NBLC）波動比較明顯，總體呈逐步增加趨勢，說明非基本生活消費受外界影響較大，也是拉動增量增長的主力論文服務(wù)。增量投向比與貢獻(xiàn)率也能很好的說明這一點，非基本生活消費增量投向比從1993年的0.23433上升至2008年0.75506，期間雖然起伏較大，但是趨勢比較明顯，貢獻(xiàn)率也從1993年的4.7的百分點擴(kuò)大至2008年9.8個百分點。分析的結(jié)果（表2）表明非基本生活消費的拉動潛力比基本生活消費大。

表2 河南省城鎮(zhèn)居民消費增量投向與貢獻(xiàn)率比單位：元、%

年份項目

CE

BLC

NBLC

增量投向比

貢獻(xiàn)率

BLC/CE

NBLC/CE

CR1

CR2

1993

266.68

204.1892

62.4912

0.765671

0.23433

0.152087

0.046545606

1994

545.89

134.351

411.5386

0.246114

0.753886

0.083486

0.255731578

1995

518.8

478.484

40.316

0.92229

0.07771

0.222019

0.018706819

1996

335.4

17.839

317.561

0.053187

0.946813

0.006671

0.118761009

1997

368.67

220.93

147.74

0.599262

0.400738

0.073415

0.049093658

1998

37.63

379.958

-342.328

10.09721

-9.09721

0.112479

-0.10133984

1999

81.88

-337.733

419.613

-4.12473

5.124731

-0.09888

0.122850116

2000

333.18

321.246

11.934

0.964182

0.035818

0.091849

0.003412122

2001

279.46

-276.227

555.687

-0.98843

1.988431

-0.07211

0.145061098

2002

394.51

786.713

-392.203

1.994152

-0.99415

0.191406

-0.09542257

2003

436.92

-545.849

982.769

-1.24931

2.249311

-0.12117

0.218166218

2004

352.59

322.807

29.783

0.915531

0.084469

0.065324

0.006026995

2005

743.83

127.605

616.225

0.171551

0.828449

0.024103

0.116396465

2006

647.16

647.787

-0.627

1.000969

-0.00097

0.107285

-0.00010384

2007

1141.54

-158.989

1300.529

-0.13928

1.139276

-0.02378

0.194539115

2008

1010.74

247.571

763.169

0.24494

0.75506

0.031632

0.097508152

注：CR1、CR2代表基本生活消費、非基本生活消費對城鎮(zhèn)居民生活消費的貢獻(xiàn)率。CR1=g*BLC/CE項目管理論文，CR2= g*NBLC/CE，其中g(shù)=(CEt-CEt-1)/ CEt-1

三、預(yù)期收入與非基本生活消費的模型分析

1、預(yù)期收入與非基本生活消費的模型構(gòu)建

建立預(yù)期收入與非基本生活消費模型需要對預(yù)期收入的形成機(jī)制做出某種假定，本文主要采用自適應(yīng)預(yù)期模型，假定消費主體對收入的預(yù)期是通過一種簡單的學(xué)習(xí)過程而形成的，其機(jī)理是，消費主體會根據(jù)自己過去在作預(yù)期收入時所犯的錯誤的程度，來修正他們以后每一時期的預(yù)期收入，用數(shù)學(xué)式表示就是：

Yt*=Yt-1*+λ(Yt—Yt-1*)，其中Y*為預(yù)期收入，λ為適應(yīng)系數(shù)，0≤ λ≤1項目管理論文，模型的推導(dǎo)過程為：

NBLCt=??+??Yt*+??t………………………………（1）

將變形后的收入自適應(yīng)過程代入（1）式：NBLCt=??+??[λYt*+(1—λ) Yt-1*]………………………(2)

將(1)—(2)×(1-λ)，整理得：NBLCt=λ??+λ??Yt+(1—λ) NBLCt-1+[??t—(1—λ) ??t-1] ………………（3）

令a=λ??，b0=λ??，b1=(1—λ)，ut=[??t—(1—λ) ??t-1] ………………………………（4）

模型可以變形為：NBLCt=a+ b0Yt+ b1 NBLCt-1+ut t………………………………（5）

對（4）式一階自回歸模型進(jìn)行回歸，可以得到a、 b0、 b1的估計值，代入（4）式可求出模型估計值。

2、預(yù)期收入與非基本生活消費的實證分析

1）通過eviews軟件分析得出以下回歸結(jié)果[④]：

表3 自適應(yīng)預(yù)期模型回歸結(jié)果

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

-405.7075

128.1870

-3.164967

0.0075

Y

0.607486

0.090002

6.749687

0.0000

NBLC(-1)

-0.538431

0.253073

-2.127573

0.0531

R-squared

0.978529

Mean dependent var

2276.867

Adjusted R-squared

0.975226

S.D. dependent var

1383.685

S.E. of regression

217.7894

Akaike info criterion

13.77229

Sum squared resid

616618.6

Schwarz criterion

13.91715

Log likelihood

-107.1784

F-statistic

296.2347

Durbin-Watson stat

1.973887

Prob(F-statistic)

0.000000

2）模型檢驗

德賓h檢驗：

通過excel軟件計算，Var（b1*）= 0.221790948，回歸結(jié)果中D-W=1.973887

= 0.059412

因此接受原假設(shè)??=0，說明該回歸模型不存在一階自相關(guān)。

統(tǒng)計推斷檢驗：

由表3數(shù)據(jù)可得可決系數(shù)R2=0.978529修正的可決系數(shù)為0.975226，說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合較好論文服務(wù)。由回歸的結(jié)果可以看出t(b0*)=6.749687項目管理論文，t(b1*)=-2.127573，prob(b0*)=0.00000

3）預(yù)期收入與非基本生活消費的方程

NBLC=-263.7151+0.39487Y*

從式中我們知道，預(yù)期收入對非基本消費有顯著影響，當(dāng)預(yù)期可支配收入每增加1元，就有0.39487元用于非基本生活消費。

四、政策建議

河南省城鎮(zhèn)居民消費水平已達(dá)到富裕層次，通過基本消費與非基本消費支出的趨勢描述以及各自的增量投向與拉動分析，可知基本生活消費支出已經(jīng)趨于穩(wěn)定，非基本生活消費是擴(kuò)大消費居民消費的關(guān)鍵，從回歸的結(jié)果看，預(yù)期收入對非基本生活消費有顯著影響，所以增加和穩(wěn)定城鎮(zhèn)居民預(yù)期收入是提高城鎮(zhèn)居民消費的著力點。

參考文獻(xiàn)

[1]黃心田，易法海.湖北省城鎮(zhèn)居民食物消費結(jié)構(gòu)趨勢分析[J] 統(tǒng)計與決策，1999（02）

篇10

消費一直是人們永恒的話題，是經(jīng)濟(jì)增長的根本動力。消費結(jié)構(gòu)對消費需求的總量有重大影響。近年來，國家一直都強(qiáng)調(diào)要拉動內(nèi)需，部分地區(qū)有效需求不足，嚴(yán)重制約了國民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、穩(wěn)定、健康發(fā)展。所以浙江省作為國家的一部分，同樣必須要改變消費結(jié)構(gòu)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，本文在這個大前提下運用因子分析試圖對浙江省居民消費結(jié)構(gòu)進(jìn)行分析。

一、因子分析模型

因子分析( Factor Analysis) 的概念是由英國著名統(tǒng)計學(xué)家、心理學(xué)家查爾斯•皮爾遜于1904 年提出的。其是根據(jù)相關(guān)性大小把指標(biāo)（或樣本）分組，使得同組內(nèi)的指標(biāo)（或樣本）之間相關(guān)性較高，但不同組的指標(biāo)（或樣本）相關(guān)性較低。每組指標(biāo)（或樣本）代表一個基本結(jié)構(gòu)，此基本結(jié)構(gòu)稱為公共因子。用最少個數(shù)的公共因子的線性函數(shù)與特殊因子之和來描述原來觀測的問題的每一分量。下面我們利用數(shù)學(xué)模型表示因子分析的主要過程[2]。

設(shè)有m個原始變量，表示為X1，X2，…，Xm，根據(jù)因子分析的要求，假設(shè)這些變量已經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化(均值為0，標(biāo)準(zhǔn)差為1)，假設(shè)m個變量可以由n個因子f1，f2，…，fn 表示為線性組合，即

上式為因子分析的數(shù)學(xué)模型，如果利用矩陣形式則表示為X = AF +e。其中X為可觀測的n 維變量向量，它的每一個分量表示一個指標(biāo)或變量；F 稱為因子向量，每一個分量表示一個因子，由于它們出現(xiàn)在每個原始變量的線性表達(dá)式中，所以又稱為公共因子；矩陣A 為因子載荷矩陣，其元素aij稱為因子載荷，e稱為特殊因子，表示原始變量中不能由因子解釋的部分，均值為0。

二、實證分析

1.數(shù)據(jù)采取

本文利用1995年-2009年浙江省城鎮(zhèn)居民家庭平均每人全年消費性支出資料，以因子分析方法提取影響居民生活的公共因素，對浙江省居民生活水平進(jìn)行綜合評價。選取的8 個指標(biāo)分別是食品(X1)、衣著(X2)、家庭設(shè)備用品及服務(wù)(X3)、醫(yī)療保健(X4)、交通和通訊(X5)、娛樂教育、文化(X6)、居住(X7)、雜項商品和服務(wù)(X8)。

2.運用因子分析對上述數(shù)據(jù)進(jìn)行分析

本文用SPSS16.0統(tǒng)計軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，相關(guān)系數(shù)矩陣的特征值、貢獻(xiàn)率如下表所示：

由表1可知，前3個因子特征值的累計貢獻(xiàn)率已高達(dá)93.759%，所以選前3個因子即可，取前3個特征值建立因子載荷矩陣，由于初始因子綜合性太強(qiáng)，難以找出因子的實際意義，所以所建立的因子載荷矩陣進(jìn)行方差最大正交旋轉(zhuǎn)。因子載荷矩陣和因子得分系數(shù)矩陣見表2和表3。

由表3可知，衣著、醫(yī)療保健、娛樂教育及文化、居住在第一個因子上有較高的載荷，我們將他們歸為一類，稱之為享受消費因子；而雜項商品和服務(wù)在第二個因子上有較高的載荷，我們將它稱為發(fā)展消費因子[4]；食品、交通和通訊在第三個因子上有較高的載荷，可以將其歸類為生存消費因子，最后由于家庭設(shè)備用品及服務(wù)在第二個因子和第三個因子上都有較大載荷，對照表1，我們把家庭設(shè)備用品及服務(wù)歸類為基本生存因子。

由表4得到旋轉(zhuǎn)后的因子得分函數(shù)：

F1=0.075X1-0.443X2+0.045X3+0.387X4-0.216X5+0.212X6+0.165X7-0.004X8

F2=-0.298X1-0.057X2+0.326X3-0.186X4+0.098X5-0.269X6+0.295X7+0.725X8

F3=-0.645X1+0.216X2-0.026X3-0.285X4+0.564X5-0.142X6+0.369X7+0.463X8

圖1 各年因子得分

3.結(jié)果分析

(1)各因子的載荷系數(shù)(見表2)反映了該因子與原始變量的關(guān)系及解釋能力。

Fl的載荷系數(shù)絕對值大小表明,自1995年以來,浙江省城市消費結(jié)構(gòu)變動最大的是衣著消費比重,其次是醫(yī)療保健、居住、娛樂教育文化，而醫(yī)療保健、居住、娛樂教育文化在F1的載荷系數(shù)都為正，表明從1995年到2009年浙江省居民在這幾個方面消費總體是遞增的，當(dāng)然會有幾年的波動期。例如居住這方面，隨著2002年房地產(chǎn)被炒熱,人們在居住上面的支出大增,2003年達(dá)到最大比例為9.81。但是衣著在F1的載荷系數(shù)是負(fù)的，表明這幾年浙江居民在衣著上面的消費從總體上說是遞減的，這是由于隨著人們生活水平的提高，對于其他方面的的要求會隨之增加，相對于著裝方面變化不大的情況下居民在這方面的消費就顯得比較少了。

F2只在雜項商品和服務(wù)上有較大載荷,主要反映了這方面的變動。由表3可以知道，雜項商品和服務(wù)在F2的載荷系數(shù)是正的，居民在這方面的支出增加是因為隨著人們生活水平的提高，比如會比較在意自己的形象，居民家庭用于購買各種化妝品、美容美發(fā)用具等支出較大，使得雜項商品和服務(wù)費支出明顯增加。

F3在食品、交通和通訊、家庭設(shè)備用品及服務(wù)方面有較大的載荷,由表3可以看出，居民在食品、家庭設(shè)備用品及服務(wù)上的消費是減少的，而在交通和通訊的消費是增加的，在這個高科技的時代，交通和通訊在人們中顯示出了其重要的地位，這直接注定了其消費的增加。

(2) 各年因子得分情況反映其變化趨勢

從圖1看出,自1995年以來,浙江省城市居民的消費結(jié)構(gòu)發(fā)生了顯著變化。 第一個因子的變化趨勢從上升再到下降，在2000年到2004年之間變化不大，而第二個因子在2002年有個很強(qiáng)的下降趨勢，第三個因子雖然有些波動，但是總體來說還是趨于上升的。這些變化是由于隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，近幾年來居民已經(jīng)減少吃、穿的消費比重,而是更多的開始追求精神上面的享受，另外國家政策的出臺也在一定程度上影響了居民的消費結(jié)構(gòu)，比如醫(yī)療改革，人們看病和購買藥品變得更加方便,從而導(dǎo)致了藥品消費的增加等。

三、結(jié)論與政策建議

從上面分析可以看出近年來，各項消費均表現(xiàn)出強(qiáng)勁的上升勢頭，居民消費結(jié)構(gòu)從過去單一型向生存、發(fā)展、享受并重的多層次消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)移。因此需要提供優(yōu)化消費結(jié)構(gòu)的物質(zhì)基礎(chǔ)。優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu), 讓市場上有更多的適應(yīng)不同層次居民消費的商品。所以例如娛樂行業(yè)需要加大開發(fā)力度, 規(guī)劃好健身、美容、旅游等行業(yè)的發(fā)展?jié)M足居民享受性的消費需求。還應(yīng)該大力發(fā)展教育產(chǎn)業(yè), 開辦不同層次的教育, 滿足居民要求提高自身文化水平的消費需求。另外為了保持并加強(qiáng)居民消費的增長，拉動內(nèi)需，促進(jìn)浙江省經(jīng)濟(jì)更快的發(fā)展，更是提出以下建議:

1.切實增加居民收入，要改善居民消費結(jié)構(gòu)，首先增加居民收入是第一要素，居民收入過低，改善居民消費結(jié)構(gòu)將無從提起，同時，只有收入可觀了，人們的消費觀念才會從追求物資消費向追求精神消費和服務(wù)消費轉(zhuǎn)變。

2.進(jìn)一步加大實施積極的消費政策力度。有效的消費政策在很大程度上都能促進(jìn)居民消費，例如近幾年的醫(yī)療改革，使得居民看病更加方便、省心，帶動了居民在此方面的消費。

3.繼續(xù)整頓市場經(jīng)濟(jì)秩序，改善消費環(huán)境，增強(qiáng)消費信心。良好的消費環(huán)境對于居民的消費具有直接的影響作用，所以努力整頓和規(guī)范市場秩序，堅持不懈地打擊造假賣假行為，創(chuàng)造良好的消費環(huán)境。

4.分層次加快居民消費結(jié)構(gòu)的升級。當(dāng)前應(yīng)細(xì)分消費群體的消費層次，維持升級的漸進(jìn)性。對中高收入者可以消費信貸等方式，引導(dǎo)其首先購房買車，對中等收入者可增加其娛樂文化消費，對中等偏下收入者可增加其耐用消費品的消費與換代。

5.盡快建立和規(guī)范信用體系，推動消費信貸的全面普及。居民消費要達(dá)到全面升級，還應(yīng)借助消費信貸的快速發(fā)展，才能促進(jìn)儲蓄轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實消費，使消費升級加快。而目前信貸消費制度不健全，大多數(shù)居民的思想還未從“量入為出”、“無債一身輕”的傳統(tǒng)消費觀念和模式中轉(zhuǎn)變過來。同時，由于目前銀行對個人的資信評估制度不夠健全，貸款手續(xù)繁瑣、貸款條件苛刻，操作時間較長，居民很難從資金市場獲得消費所需資金，阻礙居民消費信貸。

參考文獻(xiàn):

[1] 李.因子分析在我國農(nóng)村居民消費性支出中的應(yīng)用[J].科技經(jīng)濟(jì)市場，2006.3.

[2] 李雪,王莉華.基于聚類和因子分析的農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)實證研究[J].遼寧石油化工大學(xué)學(xué)報.2008.6.

[3]盧紋岱.Spass for Windows 統(tǒng)計分析[M].北京：電子工業(yè)出版社，2006.6.