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序論：在您撰寫居民消費結構論文時，參考他人的優秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發您的創作熱情，引導您走向新的創作高度。
第一,食品消費支出比重隨收入增加呈現出明顯的下降趨勢,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的評價標準早已達到了富裕型,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于衣著消費的引申。隨著收入的增加,衣著支出比重呈現先上升后下降的走勢。事實上,在當前的價格水平和服裝業的發展水平下,城鎮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,家庭設備用品及服務、交通通訊、娛樂教育文化服務和雜項商品與服務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,醫療保健支出比重隨收入水平提高呈現一種兩端高、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,而且由于醫療制度改革,加重了個人負擔的同時,也減小了舊制度可能造成的不同行業、不同體制下居民醫療保健支出的差別,因而不同收入等級的居民在醫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居民關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。可以看出,城鎮居民的消費狀況雖然受價格水平、消費習慣、消費環境、消費心理預期等諸多因素的影響,但歸根結底仍取決于居民的收入水平,要提高城鎮居民的消費支出,必須增加居民收入。因此,采取切實有效的措施增加城鎮居民的可支配收入,不僅可以提高全國城鎮居民的總體消費水平,促進消費結構向著更加健康、合理的方向發展,而且在啟動內需,促進我國的經濟發展方面有著重大的現實意義。
2我國居民消費結構的縱向分析
進入21世紀以來,隨著經濟體制改革的深入,國民經濟的迅速發展,我國城鄉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,我國城鄉居民消費從注重量的滿足到追求質的提高,從以衣食消費為主的生存型到追求生活質量的享受型、發展型,消費質量和消費結構都發生了明顯的變化。城鎮居民在食品、衣著、家庭設備用品三項支出在消費支出中的比重呈現明顯的下降趨勢,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;家庭設備用品類下降幅度不是很大。與此同時,醫療保健、交通通訊、文化娛樂教育服務、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。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,消費結構呈現明顯的富裕型特征消費是收入的函數,收入的增加是消費水平提高和消費結構變化的前提。隨著我國經濟的發展,我國居民的收入水平不斷提高,特別是21世紀以來,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、農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,我國經濟保持一個較高的增長速度是完全可能的,城鄉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構改善的同時,城鄉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類消費繼續攀升隨著人們對知識認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,對教育及教育產品的投入仍是今后一個時期的消費熱點。大力發展教育事業,特別是高等教育、成人教育、職業教育應是政府長期堅持和倡導的。
4我國大部分地區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一國(或地區)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過幾次小幅波動,但基本上比較穩定。第三個階段是1990-1994年,居民消費率持續下降。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過波動,但是整體上保持穩定。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(通常為一年或一個季度)一國(或地區)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,這表明我國當前消費不足明顯存在。
論文關鍵詞:消費結構;消費趨勢;因子分析;聚類分析
論文摘要:近年來,我國宏觀經濟形勢發生了重大變化,經濟發展速度加快,居民收入穩定增加,在國家連續出臺住房、教育、醫療等各項改革措施和實施“刺激消費、擴大內需、拉動經濟增長”經濟政策的影響下,全國居民的消費支出也強勁增長,消費結構發生了顯著變化,消費結構不合理現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構,正確引導消費,提高我國居民的消費水平和生活質量,有必要對我國各省市居民的消費結構進行考察和研究,以期發現特點和規律。采用“雙對數模型”對我國居民的消費結構進行了趨勢分析,通過“聚類分析”對我國各地區居民消費結構之間的異同進行考察并作比較研究,總結出了我國居民消費呈現富裕型、娛樂教育文化服務類消費攀升的趨勢特點。
論文關鍵詞：體育消費，體育市場，消費結構
開展對體育消費結構的研究，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和流通提供寶貴信息，正確引導居民體育消費，拓寬體育消費領域，促進我國經濟和體育事業發展。
l研究對象和方法
對全國30個省市自治區25至50歲的城市有職業居民進行調查研究。采用PPS抽樣方法和簡單的隨即抽樣方法發放問卷，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)、內蒙(包頭)9個城市。調查樣本量為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研究結果與分析
2．1關于分析體育消費結構的理論基礎
西方行為心理學家馬斯洛(A．H．Maskow)強調，人們對不同層次的需要強度是不同的，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化。馬斯洛的需要層次理論對于體育消費結構分析，其啟發意義在于隨著人類需要層次的上升，人類消費結構有層次的變化，體育消費結構同樣也有層次的變化，表現為體育勞務消費比重上升，體育實物消費比重下降的趨勢，消費形式也將進一步多樣化。作為基本勞務產品形式之一的體育勞務，將隨著我國居民消費內容的更新和消費結構的變化，成為人們日常勞務消費之一。
2．2城市居民體育消費結構現狀
體育消費的結構是指個人或家庭在生活過程中，不同類型體育消費的比例。為了便于調查研究，最大限度的保證獲得數據的準確性，本文將體育消費的結構分成三大類進行調查：體育健身娛樂、體育比賽表演、體育實物產品(運動服裝、鞋帽、體育器材)，結果見表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，也與我國城市經濟發展現狀相符合。但是，我們也能看到我國城市居民體育消費的結構存在一些的特殊現象。
上海城市居民體育健身娛樂消費年人均高達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的2．70倍。為了進一步剖析這種現象，我們對本次調查中一些相關數據進行了分析、比較發現，上海市城市居民家庭收入水平均高于其它城市，上海市經常參加體育活動人口數量與體育消費人口數量差異很大，而且，體育消費人口中的體育人口數量低，非體育人口數量高。根據這個結果推斷，上海市城市居民體育娛樂消費水平高。在本次調查中這種現象也得到了證實，上海城市居民經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濟發展現狀而言，120元也是一個很高的水平。在調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，認為是體育勞務消費，那么吉林城市居民體育勞務消費占體育實物消費122．21％，占家庭體育消費44．92％。出現這種結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濟發展現狀而言，卻是一個低水平。如果按照上面的計算方法，根據馬斯洛的需要層次理論，這兩個城市體育勞務消費水平都應該高于或等于體育實物消費水平，但是調查結果與推斷恰恰相反。這又是一個違背馬斯洛的需要層次理論的特殊現象，雖然北京和廣州兩個城市經濟發展水平、城市居民生活水平高，但是體育消費的結構與人們推斷的結果不同。
通過以上分析發現，我國城市居民體育消費的結構，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構不僅僅受城市經濟發展水平的影響，同時也受城市居民社會生活環境、城市自然環境等因素的影響。而且，在城市經濟發展水平、城市居民生活水平達到一定程度時，這些因素對體育消費的結構會起到重要的作用。
2．3體育消費結構的發展趨勢
2．3．1城鎮居民歷年消費的結構情況
從表2可以看出，城鎮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增加。還可以看出，城鎮居民娛樂、教育文化服務支出逐年增加。此外，90年代以來人們對醫療保健需求開始顯著增加。1999年，我國醫療制度再次改革，人們更加關注自身的健康問題，尤其是食品科學含量的增高，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，并不斷尋求科學的保健方法，這些為提高體育消費水平帶來了有利的契機，為改變體育消費的結構帶來了強大動力
2．3．2國外家庭體育消費結構發展情況
在經濟發達國家，體育消費已成為人們日常消費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構，而是有一個逐漸發展過程。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％。可見，近10年瑞典家庭體育勞務消費增長速度明顯快于體育實物消費。這種趨勢也被多數國家體育消費支出結構變化所證實。
2．3、3城市居民體育消費結構發展趨勢
隨著我國國民經濟持續、快速發展，人民生活水平不斷提高，使居民消費結構更趨合理，即物質消費支出比重下降，服務性消費支出比重不斷增加。人們在滿足基本的生存資料需求基礎上，更加注重享受資料和發展資料的追求，參加體育健身、娛樂活動成為人們追求精神享受的形式之一。隨著人們閑暇時間增多，生活方式改變，體育意識、體育健康觀念增強，對體育需求會明顯增加。據謝瓊桓等人在2010年中國社會體育的戰略構想研究中進行的抽樣調查，“1987年我國體育消費家庭年均體育支出49．67元，1992年54．83元，當時恩格爾系數分別為76％和69％；2010年恩格爾系數如果降到40—45％左右，則意味著有體育消費家庭的體育支出可達目前水平的5——6倍，在300元左右。”21世紀，居民體育需求迅速增加，體育消費結構也向合理化方面轉變，即在90年代體育勞務消費和體育實物消費并重的基礎上，逐步向以體育勞務消費為主，兼顧體育實物消費為輔的方向轉變。從本文調查中也可以看到，城市居民總體體育消費結構是體育勞務消費高于體育實物消費。未來體育消費結構的發展趨勢是以高收入、高文化職業人群為主導，逐步向以體育勞務消費為主，兼顧體育實物消費為輔的方向轉變。
第二次世界大戰結束以后，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果之一就是政府支出不斷攀升和政府規模不斷擴大。這促成了學者們對政府支出是否影響和如何影響居民消費問題的關注。20世紀70年代開始，這方面的研究成果越來越多。我國學者則是自21世紀以來才開始關注這個問題。目前國內外學界在政府支出與居民消費的關系問題上主要形成了三派觀點：（1）擠出說。這種觀點認為，政府支出增加會對居民消費產生擠出效應，或者說，政府支出與居民消費之間是一種替代關系。（2）擠入說。與前一種觀點相反，這種觀點認為政府支出增加會對居民消費產生擠入效應，或者說，政府支出與居民消費之間是一種互補關系。（3）不相關或不確定說。這種觀點認為，政府支出變化與居民消費變化之間沒有相關性或具有不確定性。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系，他通過對三部門國民收入決定模型的經驗檢驗證明二者之間存在一種替代關系，即政府支出會部分擠出居民消費支出。［1］巴羅（R．J．Barro，1981）認為，政府支出增加將通過財富效應和替代效應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生更大的對私人消費的擠出效應。［2］科孟迪（R．C．Kormendi，1983）根據美國的經驗數據估計出政府支出替代私人消費的系數約為0．2。［3］阿喬（AlanAschauer，1985）以霍爾（Ro－Hall，1978）的最優化消費模型和由此推導出的歐拉方程為基礎，構造了一個帶有輔助方程的消費方程，并用美國的經驗數據估計出政府支出對私人消費替代程度的區間為［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替代彈性，發現美國政府支出與居民消費存在替代關系，且期內替代彈性為0．9。［6］霍（T．W．Ho，2001）通過對24個OECD國家1981—1997年的面板數據計量分析發現，政府支出與私人消費呈現顯著的替代關系，替代系數為0．5387。［7］埃斯惕威和桑切斯－勞皮斯（V．Esteve＆J．Sanchis－Llopis，2005）根據持久收入假說和1960—2003年的西班牙統計數據分析發現，西班牙的政府消費性支出與居民消費之間存在Edgeworth－Pareto意義上的替代關系。［8］但是另一些研究者發現，政府支出與私人消費之間是一種互補關系，政府支出增加不是擠出而是擠入私人消費。卡拉斯（G．Karras，1994）將政府支出函數直接引入了消費者的目標效用函數，應用30個國家1950—1987年的數據對消費的歐拉方程進行了計量分析，結果顯示從總體上來說私人消費與政府支出是一種互補關系，即政府支出可以擠入私人消費，并且這種互補關系與政府規模呈反比關系。［9］奈伊和霍（C．C．Nieh＆T．W．Ho，2006）運用面板協整方法和1981—2000年的數據估計了23個OECD國家和地區私人消費與政府支出的期內替代彈性和跨期替代彈性，其結論是，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）將面板協整方法運用于分析澳大利亞6個州的經驗數據，其結論是澳大利亞的私人消費與政府支出呈現互補關系。［11］一個有趣的現象是，使用標準的隨機動態一般均衡模型（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）技術的經驗研究得出的結論卻是，政府支出沖擊通常會擠入私人消費。但是，有些學者又認為，政府支出擠入私人消費的結論可能是由于VAR技術本身的原因引起的。還有一些學者發現，政府支出與居民消費之間的關系是不確定的或不相關的。阿瑪諾和威簡托（R．Amano＆T．Wirjanto，1994）沿著霍爾（Rob－ertE．Hall）模型最優化的思路分析了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據的協整和非協整兩種情況，結果發現，在協整的假設下私人消費與政府支出是互補的，但是在非協整的假設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）依據持久收入假說構建了一個嵌入了替代彈性不變函數的跨期替代彈性的效用函數，其結論是：當跨期替代彈性（對于跨期替代彈性的效用函數來說）大于、小于、等于期內替代彈性（對于替代彈性不變的效用函數來說）時，私人消費與政府支出呈現Edge－worth－Pareto意義上的互補、替代、不相關的關系。他們還進一步使用1953—1994年美國的季度數據估計出這兩個替代彈性系數都約等于1．56，這意味著美國的私人消費和政府支出在Edgeworth－Pareto意義上是不相關的。［13］克旺（Y．K．Kwan，2006）將協整方法用來分析東亞9個國家和地區的面板數據發現，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系，而其他7個國家或地區的私人消費和政府支出之間存在著替代關系，不過替代程度大小不同。
2．國內學者的研究。我國學者對政府支出與居民消費的關系的研究始于1998年我國第一次大規模實施積極的財政政策、擴大內需以后。國內學者在這個問題上的結論也是莫衷一是。財政部辦公廳課題組（2001）認為，關于私人消費和政府支出，有人認為它們具有某種替代關系，這需要具體分析。從財政支出結構看，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據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關系，二者之間從整體上看是互補關系而不是替代關系，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系，認為在短期內，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）通過構建實際的經濟周期（RBC）模型，利用隨機動態一般均衡（DSGE）方法對中國經濟進行實證檢驗。結果表明，改革開放后政府支出對居民消費產生了一定的擠出效應。［18］李廣眾（2005）在消費者最優選擇歐拉方程基礎上推導出用以分析政府支出與居民消費之間關系的模型，然后對全國、城鎮和農村的樣本進行估計，結論是：改革開放以來，中國政府支出與居民消費之間表現為互補關系。［19］張治覺和吳定玉（2007）利用可變參數模型對我國1978—2004年的數據進行了動態分析，結果表明，從總體上分析，在大多數年份政府支出對居民消費產生引致效應；從結構上分析，政府投資性支出對農村居民消費和城鎮居民消費產生了擠出效應；從1998年開始，政府消費性支出對農村居民消費和城鎮居民消費產生了引致效應；政府轉移性支出在大多數年份對農村居民消費和城鎮居民消費產生了引致效應。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）進行了經驗分析，發現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系。楚爾鳴和魯旭（2008）通過構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、直轄市和自治區的相關數據進行面板協整檢驗和完全修正普通最小二乘估計，發現中國地方政府支出與居民消費呈現較弱的互補關系。楊子暉等人（2009）通過面板協整分析發現，中國政府消費支出與私人消費成互補關系。陳創練（2010）所做的面板數據實證分析的結果表明，我國政府消費與居民消費呈互補關系。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模的影響。比如，隨著政府支出規模的擴大，政府將減少與居民消費呈互補關系的公共物品（如國防支出）的提供，而增加與居民消費呈替代關系的公共服務（如科學教育衛生事業支出和學校午餐等）的供給。［24］胡蓉等人（2011）利用我國城鄉居民1978—2009年的人均消費、政府支出和可支配收入等數據，通過建立協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。結果發現，政府支出在短期內對居民消費具有擠入效應，而在長期則具有擠出效應。由上我們看到，我國學者主要是從總量上研究政府支出對（城鄉）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）等少數幾篇文章嘗試從我國的財政支出結構或財政支出分類上分別考察這些政府支出對城鄉居民消費的影響。在這個專題研究上，研究者大多把居民消費函數看做是線性的，把函數關系看做是已知的或確定的。不少研究者得出的結論與直覺或事實明顯相悖，例如，有的文章認為，政府消費性支出增加會促進居民消費；還有的文章認為，政府支出與居民消費正相關；也有的文章認為，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、中國政府支出結構對居民消費影響的初步分析
筆者認為，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，無法反映政府支出對居民消費的真實效應。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，還包括轉移支出和民生支出，這些不同性質的支出對居民消費的影響應該是不同的，并且某些支出可能對城鄉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居民消費產生了什么樣的影響。2007年我國國家統計局對財政支出項目分類進行了重大調整，由原來的5類27個項目調整為22個項目，不再按功能性質分類。1978年到2006年，我國政府財政支出按其功能性質劃分為5大類：經濟建設費支出、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。可以看出，從1978年到2006年，經濟建設費支出占比呈現明顯的下降趨勢；社會文教費支出占比呈現先上升后平穩的趨勢；國防費占比自20世紀80年代中期以后呈現緩慢下降的趨勢；行政管理費支出占比和其他支出占比都呈現明顯的上升趨勢。政府支出結構的變化從一個側面映射了改革開放以來我國經濟體制和經濟結構的變化：隨著我國經濟體制由高度集中的計劃經濟體制向社會主義市場經濟體制轉型，政府和市場在資源配置中的作用呈現出此消彼長的變化趨勢，經濟建設的任務越來越多地由企業和個人承擔，國家對經濟建設的直接干預不斷減少，這就導致了經濟建設費支出占比大幅度下降。隨著科教興國戰略的實施和社會保障制度建設，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居民消費的影響應當是不同的。經濟建設費支出。這類支出是國家用于生產性投資和基礎設施建設方面的財政支出，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。經濟建設費支出的資金主要來源于國家對企業和個人征收的稅收，并且這類支出代表政府配置資源的規模，因此它在短期內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。從市場經濟中政府與市場的關系來看，政府通過經濟建設費支出來配置資源的規模必須適度，不宜過大，否則會擠占市場和居民消費。社會文教事業費支出。這是國家用于科學研究、文化、教育、衛生、出版、廣電、撫恤和社會福利救濟等方面的事業費支出。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文化素養和受教育水平，有助于提高社會福利水平。這類支出應當會促進居民消費。顯而易見，政府投資九年制義務教育，提供教育、文化、體育、醫療衛生設施，必然會促進居民在教育、文化、體育和醫療衛生等方面的消費。國防費。這是國家用于國防建設的各種經費支出。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，但是一個強大和穩固的國防會大大降低國民生存、發展、生產、消費的風險和不確定性。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力機關、行政管理機關和外事機構行使其職能所需要的開支，包括人員經費支出和公用性經費支出。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和居民提供公共服務的，這是經濟和社會發展所必需的。但是在我國的行政管理費支出中，相當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供給的數量和質量沒有什么相關性。一個公務員使用公款消費得越多越好，不意味著他提供的公共服務水平和質量就越高，反而有可能會降低公共服務水平和質量。其他支出。這包括政府財政年初預留的預備費，其他政府性基金支出，地震捐贈支出，彩票發行銷售機構業務費安排的支出，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系問題上，我國一些研究者得出的結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看做是線性的，把函數關系看做是已知的或確定的。本文嘗試改變這種經驗研究方法，使用可加模型來進行研究。1．可加模型簡介。可加模型（additivemodels）是非參數統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）假設自變量和因變量之間的函數關系未知；函數關系根據數據本身而得到。相比線性模型這更符合變量之間的實際關系要求。（2）對于因變量的分布沒有限制，估計的結果具有穩健性。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。雖然計量經濟學給我們提供了很多檢驗服從分布的方法，但是嚴格來說，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。因為它們的原假設是服從某種分布。不拒絕原假設不等于接受原假設，這是兩個概念。分析政府支出結構對城鄉居民消費需求的影響，可加模型具有先天優勢。政府支出結構對居民消費的影響不是一個靜態過程，應該是一個動態過程；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也是變化的，而不是一成不變的。另外，計量經濟學分析中通常假定模型中變量之間的關系是線性關系，但是這些線性關系是在很強的假設下得到的，而實際經濟活動中的變量之間關系呈線性關系的極少，絕大多數都是非線性的。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，所以很強的假設易于構建模型和得出結論，但是很難符合實際和刻畫變量之間的實際關系。2．可加模型應用。（1）數據來源與選取。
由于國家統計局在2007年對政府財政支出統計口徑進行了重大調整，使得2007年前后的數據不可比，所以本文選取的是1978—2006年的政府支出數據，這些數據均來自1979—2007年《中國統計年鑒》。1978—2006年按照功能和性質我國政府財政支出劃分為五大類：經濟建設費支出、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年政府支出結構對城鄉居民消費的影響①。為了消除數量級的影響，將數據進行自然對數變換。另外，為了方便，我們作如下記號：x1為經濟建設費，x2為社會文教費，x3為國防費，x4為行政管理費，y1為農村居民消費，y2為城鎮居民消費。（2）政府支出結構對農村居民消費需求影響分析。根據（1．1），政府支出結構與農村消費需求的可加模型為。從圖3可以看出：（1）政府支出中的經濟建設費支出對農村居民消費需求在一定范圍內是有促進作用的，但當經濟建設費支出超過該范圍便會出現阻礙作用。（2）社會文教費支出對農村居民消費產生了“擠入效應”，促進了農村居民消費的增加。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村居民消費產生了擠出效應，即這兩類支出擠占了一部分農村居民的消費支出。下圖③和圖④顯示這兩類支出增加導致了農村居民消費支出減少。從圖4可以看出：（1）財政支出中的經濟建設費支出對城鎮居民的消費需求在一定范圍內是有促進作用的，但當經濟建設費支出超過該范圍便會出現阻礙作用。（2）社會文教費支出對城鎮居民消費產生了“擠入效應”，促進了城鎮居民消費的增加。下圖②顯示，隨著社會文教費支出的增加，城鎮居民消費支出也在增加。（3）國防費支出在一定范圍內對城鎮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居民的消費支出。下圖④顯示這類支出增加導致了城鎮居民消費支出的減少。（4）比較政府支出結構對農村、城鎮居民消費需求的影響。綜合起來看，政府財政支出中的經濟建設費支出、社會文教費支出和行政管理費支出對農村居民和城鎮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。國防費支出對農村居民的消費有一定的阻礙作用，而對城鎮居民在一定范圍內有促進作用。我們認為，這個結果符合實際，許多軍用設施和軍民兩用設施位于城鎮，農村則很少，這在一定程度上有利于促進城鎮居民消費需求的增加。當然，這個差異也可能是由于城鄉居民對國防保障帶來的安全性的認知程度不同，這種認知程度不同可能導致城鄉居民消費函數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。從表1可以看出這三個誤差指標都比較小。在應用可加模型時，如果MAPE＜10，模型預測的精確度就較高，而我們現在得到的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、結論與政策含義
(一)數據說明中國綜合社會調查(Chinageneralsocialsurvey，縮寫為CGSS)是中國第一個全國性、綜合性、連續性的大型社會調查項目。從2003年開始每年一次，調查范圍覆蓋了全國大多數省區，對于整個中國而言具有較強的代表性，調查內容涉及個人及家庭的豐富信息，是不可多得的開放式微觀數據資料。本文采用的是CGSS第一期的數據資料，包含了2003、2005、2006和2008年的調查數據。在使用前對數據進行了以下篩選處理:(1)只保留四次調查都覆蓋的省份，共有27個省份(不含青海省、海南省、寧夏回族自治區、自治區、港澳臺);(2)只針對城鎮家庭居民的數據資料進行研究;(3)將被訪問者的年齡限定在18—70歲之間。由于研究的主要變量是家庭的基本生活費支出，為了控制家庭規模的影響，必須把家庭支出換算成家庭人均值，考慮到所使用的數據情況，本文采用OECD平方根規模指數進行換算:將家庭基本生活費支出除以家庭人口規模的平方根即可得到家庭人均基本生活費支出，本文接下來的分析均以此指標來代替家庭消費支出。中國各地區間價格水平存在差異，同一消費水平在不同地區的實際購買力是不同的，如果不考慮價格的影響，則不能真實反映消費差距，因此，采用各地區城鎮居民消費價格指數對所有的消費指標進行了以2006年為基期的調整。經過數據的篩選和處理，包括去掉消費數據中1%最高和最低的異常值后，最終的樣本只保留了家庭收入和消費為正，并且被訪問者年齡以及其他關鍵變量均不缺失的15248個樣本。
(二)數據的基本統計描述表1報告了被調查的家庭的基本人口特征。從表1中可以發現，樣本中被訪問者的平均年齡在逐漸增加，由2003年的42.49歲增加到了2008年的44歲。教育年限①＊也呈增加的趨勢，反映了隨著生活水平的提高，中國城鎮居民對教育的重視程度日益提高。值得注意的是隨著時間的推移，城鎮居民的家庭規模有縮小的趨勢，家庭的平均人口由3.32減少到了2008年的2.18，這在一定程度上反映出中國城鎮居民生育意愿降低的現象，符合中國生育率降低的現實。表2提供了各調查年份中國城鎮居民家庭消費支出及消費差距的變動情況，從中可以發現，中國城鎮家庭人均消費支出呈明顯的遞增趨勢，反映出中國城鎮居民分享到了經濟增長帶來的成果，顯著地提高了消費水平。在表2中計算了多個常用的衡量差距的指標，如對數標準差、變異系數、基尼系數、泰爾指數等②＊＊。各個衡量差距的指標變化規律是基本一致的，總體表現出上升的態勢(除了2006年有小幅下降)，這說明中國城鎮居民家庭消費差距有擴大的趨勢。從表1和表2提供的基本數據中，我們可以粗略地推斷:2003年到2008年間，中國城鎮居民人口年齡結構呈老化的趨勢，而且消費差距也趨于擴大。若將所有觀測值的消費支出和年齡分布繪制出全樣本的年齡—消費曲線(如圖1)，則會發現，消費支出近似呈現出“U”型分布，在18歲到26歲左右，居民消費支出處于最高位，此后逐漸下降;到了38歲左右又開始緩慢上升。消費支出的這種特征可能和中國特殊的人口政策有關，在樣本觀察期內，18—26歲的城鎮年輕居民基本上都是獨生子女，家庭的主要支出都花在他們身上，他們處于消費曲線的高位不足為奇;26歲以后，多數年輕人都脫離了父母獨自生活，在職業生涯的早期收入并不足以支撐較高的消費，所以消費有下降的趨勢;38歲以后基本進入賺取更高收入的黃金時期，消費又緩慢的回升。然而，圖1的做法是將所有個體進行無差異對待，忽略了個體之間客觀存在的代際差異(不同年份出生在相同的年齡段，其消費水平是有差異的)，這無疑遺漏了一些重要的信息，估計結果并不可靠。對此，本文接下來將運用組群分析方法來測度中國城鎮居民消費支出變動及其來源的年齡效應與組群效應。
二、中國城鎮居民消費支出的分解
(一)組群分析方法在微觀調查中，對某一特定個體的終生進行固定追蹤是很難實現的，所以往往采用樣本輪換的做法，每一輪的調查樣本都會產生變動，這樣導致了無法獲得真正的面板數據。但是，如果按照某種屬性(如年齡、民族、職業等)將各期的調查樣本分成不同的組群(Cohort)，在各個樣本期內，選擇各組群相關變量的均值，則可以構造出以組群為單位的面板數據，這種分析方法就叫組群分析方法(周紹杰，2009)，根據組群來構造的面板數據稱為偽面板數據(PseudoPanleData)。偽面板數據允許各個調查期的樣本不同，其重點關注的是組群(如同一年代出生的人，職業相同的人)的統計特征，通過組群的各種統計量(均值、方差等)的發展變化，來揭示總體某一變量的分布特征。盡管偽面板數據不是真正的面板數據，但偽面板數據使用的是組群的統計量，減少了個體奇異值的干擾，從而降低了測量誤差，另一方面，由于不需要每個調查期追蹤固定的樣本，這使得樣本流失的問題不存在。雖然偽面板數據可以提供某一組群在某一年齡階段的經濟行為，但在實證分析中必須對組群間的系統性差異———即組群效應(CohortEffect)進行控制，否則組群效應將會混合到所估計的年齡曲線中，造成估計的偏誤。因此，在進行組群分析時，重要的一項任務就是在估計家庭消費支出的年齡曲線時把組群效應的影響控制住。控制組群效應的方法是把要分析的變量(在本文中為家庭的消費支出)分解為組群效應、年齡效應(AgeEffect)和年份效應(YearEffect)(Deaton，1997)。其中，組群效應反映了不同時代出生的群體，由于成長環境的差異等導致的代際的系統性差異(例如20世紀60年代出生的群體，其消費行為和80年代出生的群體必然不同)，年齡效應則反映了消費支出的生命周期特點。在實際計量分析過程中，各虛擬變量設定如下:組群虛擬變量以出生最早的組群作為參照組;年齡虛擬變量以最年輕的年齡組作為參照組;T－2個年代虛擬變量根據式(4)轉換。
(二)組群構造與消費支出的分解構造偽面板數據要根據觀測個體的出生年份來劃分組群，Deaton(1997)建議在構造偽面板數據時需要在組群個數和每個組群內樣本個數之間進行權衡，其原則是:組群內部差異盡可能小，而組群之間差異盡可能大。本文研究的樣本中，調查對象出生年份在1933—1990年之間，由于調查的年份只有四年，我們每10年定義一個出生組，得到6個組群。表3為“組群—年份”構成的偽面板數據在每個單元的樣本數。本文的樣本年齡分布在18—70歲之間，在四個年度的調查中，年齡最大的個體出生于1933年，在2003年為70歲，最年輕的個體出生于1990年，在2008年為18歲，共構造了58個組群(出生于1933—1990年)，53個年齡組(18—70歲)，在分解出三種效應(年齡、年份、組群)的過程中，共有57個組群虛擬變量、52個年齡虛擬變量以及轉化的2個年份的虛擬變量。圖2是各組群消費支出的年齡曲線，年輕組群的年齡—消費曲線位于左邊，年老組群的年齡—消費曲線位于右邊。年齡—消費曲線有兩個方面的特征:第一，除了最年老的組群(出生年份為1933—1941年)，其余各組群的消費支出均表現為隨年齡增加而增長的趨勢。各組群的年齡—消費曲線并沒有呈現出“駝峰”形狀，而在對一些發達國家或地區的研究中，如對美國(Attanasioetal.，1999)、英國(Attanasio＆Browning，1995)、臺灣(Deaton＆Paxson，2000)的研究結果均顯示年齡—消費曲線具有明顯的“駝峰”特征，中國的年齡—消費曲線具有其特殊模式。第二，在相同的年齡水平上，年輕組群的年齡—消費曲線全部位于年老組群的上方，這表明中國快速的經濟增長提高了年輕一代的消費水平。另外，相鄰組群的年齡—消費曲線并未相連接，不同組群的消費支出分布在不同的年齡曲線上，因此，不能僅僅連接各個組群的年齡—消費曲線來形成一個總體的年齡—消費曲線，必須在控制組群間的差異的基礎上來估計一個總體的年齡—消費曲線。圖3繪制了年齡效應和組群效應。可以看到:第一，年齡效應幾乎保持著線性增長的態勢，只有在60歲以后的退休年齡才停止上升，保持在一個較高的水平，這與美國(Attanasioetal.，1999)和臺灣(Deaton＆Paxson，2000)的“倒U”型特征也是迥異的。從平均意義來看，中國城鎮居民消費支出的年齡效應增長率約為5.96%。第二，組群效應曲線也基本呈線性增長的趨勢，組群效應的增長率約為3.33%，這一結果表明了中國的經濟增長給城鎮居民的消費水平帶來了更多的上升空間。根據以上的分析可知，組群間的消費支出差異十分明顯，年輕組群的消費水平明顯高于年老組群，因此，在目前老齡化日趨嚴重的背景下，政府應該通過加快完善中國養老體制、進行收入的再分配調整，提高年老群體的財富水平，促進全社會的消費增長，提高居民的整體福利水平。
三、中國城鎮居民消費差距與消費差距變動的分解
(一)消費差距的分解為了便于對總體的消費差距進行分解，我們參照Deaton＆Paxson(1994)、Ohtake＆Satio(1998)及Caietal(2010)等人的做法，選取對數方差來衡量消費的差距。由圖4的年齡—消費差異曲線可以發現，幾乎在每個組群內，中國城鎮居民的消費差距都隨年齡的增長而增大，這表明了消費支出存在著顯著的組內不平等。其中，Varlnyjk表示可以被分為j個組群和k個年齡組的總體人群的對數消費方差;chortm表示組群虛擬變量，當m=j時為1，否則為0;agen是年齡虛擬變量，當n=k時為1，否則為0;αm和βn則分別為我們要估計的消費差距的組群效應和年齡效應。圖5顯示了消費差距的年齡效應βn，從中可以看出，消費差距雖然隨年齡的變化而波動，但其基本趨勢是隨著年齡的增長而上升。這說明，在某一組群內(即出生在同一時代的個體內部)，隨著年齡的增長，該組人的消費差距是逐漸擴大的，這暗示著同一時代出生的群體進入老年階段后消費差距會更大，那么在中國養老保險體系尚未完善的環境下，個人如何合理配置其有限的財富，平滑其一生的消費則是個體必須面臨的現實問題。表4是組群效應αm。結果顯示，各個組群的估計系數都為正數，而且統計上均顯著。由于我們的參照組是出生于1933—1941年之間的群體，全部為正的估計系數說明出生于1933—1941年之間的一代人，其消費差距是最小的，之后隨著出生年代的推移，組群效應也越來越大，從出生年代為1942—1951年的0.06增加到出生年代為1981—1990年的0.186，增加了兩倍有余。這個特征也容易理解:出生年代較早的一批人，其收入來源有限，接觸到的消費市場品種也較為單一，他們的消費差距必然不會太大;而出生年代較晚的一批人，收入來源的多樣化、消費品市場的極大豐富都為他們產生較大的消費差距提供了條件。這里，消費差距與消費支出的組群效應均表現出相同的規律，即組群效應隨著出生年代的推移而增大。根據前文的分析可得到中國城鎮居民年齡與消費支出的一般規律:年輕一代的消費水平要高于年老一代，年輕一代的消費差距也大于年老一代，在同一代人內部，隨著年齡的增長，消費差距是不斷擴大的。但僅根據這個規律我們并不能發現中國的老齡化進程是否對居民消費差距的變動產生了影響，本文接下來將對消費差距的變動進行分解，以考察人口老齡化在消費差距變動中的作用。
(二)消費差距變動的分解基于Ohtake＆Satio(1998)、曲兆鵬和趙忠(2008)的方法，我們把中國城鎮居民消費差距從2003到2008年的變動進行分解，把消費差距的變動分解為“人口效應”(即老齡化效應)、“組間效應”和“組內效應”。具體做法如下:令sit為每個年齡的樣本在總樣本中的比重;σ2it為控制了出生組之后，每個年齡樣本的消費對數方差;Xit為每個年齡樣本的消費對數均值;i=18，19，…70;t為調查的年份。根據方差的定義和設定的上述變量，我們把消費對數方差變形，分解成三個部分。從表5中可以有如下發現:第一，消費差距的變動在各個時間區間內都為正，且變動量逐漸增加，這反映了在樣本區間內，中國城鎮居民的消費差距的確是擴大了，而且消費差距的擴大有惡化的趨勢。第二，出生組內的消費差距是總體消費差距變動的主要原因，其作用強度有增加的趨勢，而與組內效應相比，組間效應很小，這說明了中國城鎮居民在2003—2008年間消費差距擴大的主要原因是同一出生組內老年人和年輕人消費差距的拉大，這與圖5中控制了組群效應后消費差距隨著年齡增加而擴大的年齡—消費曲線相對應。第三，各個時期人口效應分解的結果都表示，人口老齡化對消費差距的影響都不容忽視，這一發現與曲兆鵬和趙忠(2008)不同，他們對中國農村的研究表明老齡化對不平等的影響非常微小。而本文的研究發現人口老齡化對城鎮居民消費差距存在著顯著的影響，而且影響作用有增強的趨勢，這暗示著人口老齡化對居民消費差距的影響在中國城鄉間可能存在不同的作用機制，值得更深入研究。
四、結論與建議
(一)模型設定主要就居民消費與城鎮化和人口年齡結構的關系進行實證研究。以居民消費為因變量，基本解釋變量為城鎮化與人口年齡結構。設立以下基本的計量模型。其中，i代表我國各個省份，t代表年份;被解釋變量CONS代表居民消費，用居民消費率表示，其計算公式為居民消費支出/支出法地區生產總值;URB代表城鎮化，鑒于數據的準確性和易獲取性，采用計算公式為城鎮人口/各省總人口;CDR和ODR代表人口年齡結構，分別為少兒撫養比和老年撫養比;εi，t表示隨機誤差項;β，χ，δ，代表待估計的參數。Xit表示其他控制變量的向量;由于影響居民消費需求的因素較多，參考已有的研究，選擇主要控制變量如下:考慮到通貨膨脹會改變居民的消費水平和儲蓄的決策，選取居民消費價格指數(CPI)，代表通貨膨脹水平;根據凱恩斯的邊際消費傾向遞減規律，收入差距過大必將對居民消費會產生一定的影響，選取城鄉收入差距(GAP)代表居民的收入差距;根據消費理論和現實基礎，消費受到收入的影響，居民消費率不僅與收入增長率有關，還與當期的收入有關，鑒于數據的易獲得性，文章采用地區人均實際GDP的對數(lnRPGDP)代表居民的當期收入，用人均實際GDP的增長率(RGDPI)代表居民收入增長率。ξi代表地區非觀測效應，即不隨時間變化的地區固定效應，反映了一些無法觀察的地區差異性變量的影響;ηt代表時間非觀測效應，即不隨地區變化的時間固定效應，反映了不同年份政策對消費的影響;2008年發生了金融危機，為了拉動經濟增長，我國采取了一系列刺激內需的政策措施。為此通過引入時間虛擬變量(DUMMY)使模型更加接近現實情況，在2008年以前，DUMMY值為0，2008年以后，其值為1。
(二)數據來源及描述在計算城鎮化水平時，由于統計口徑的調整以及多個省區在2005年將人口調整為常住人口，為了數據的準確性，選取2005年—2012年作為樣本期，截面為中國大陸30個省份(因數據不完整，沒有納入)，并分東、中、西部三大地區①。居民消費率數據來源于2006年—2013年《中國統計年鑒》;城鎮化率數據來源于《2013年中國統計年鑒》;2010年的人口年齡結構數據來自《中國2010年人口普查資料》，其他年份的數據來自歷年《中國統計年鑒》;消費價格指數和人均實際生產總值均以2005年為基期計算所得;其他數據均來源于歷年的《中國統計年鑒》以及各省《統計年鑒》。表1給出了各個變量的統計性描述。從表1數據可以看出，雖然東部地區的城鎮化水平要明顯高于中西部地區，且遠遠高于全國平均水平，但是其居民消費水平卻低于中西部地區和全國水平。為此，將以散點圖的形式來具體呈現兩者之間的關系。從圖1中的散點圖中可以看出，居民消費率與城鎮化水平存在一種非線性的正U型關系。在城鎮化水平較低時，居民消費率隨著城鎮化的提高而降低;在城鎮化發展到一定水平時，居民消費率隨著城鎮化水平的上升而提高。因此，嘗試在計量模型中添加城鎮化的二次項，探究城鎮化是如何影響居民消費需求。在人口年齡結構方面，關于少兒撫養比，東部地區最低，中部其次，西部地區最高，其原因可能是由于東部地區較高的經濟發展水平和較為開放的生育觀念;對于老年撫養比，三個地區基本保持相同水平。為了從大體上描述城鎮化和人口年齡結構與居民消費之間的關系，給出了兩者之間的散點圖。從圖2和圖3的散點圖可以看出，少兒撫養比與居民消費率存在一種正相關系，少兒撫養比的提高會增加居民消費，少兒撫養比的降低會減少居民消費。而老年撫養比與居民消費率的擬合曲線近似一條直線，其對居民消費的作用不明顯。在城鄉收入差距方面，東部和中部地區水平相當，而西部地區的城鄉收入差距要略高;關于人均實際生產總值增長幅度，中西部地區要明顯高于東部地區，這證明次發達地區經濟更具有發展潛力;東中西部人均實際生產總值的對數符合我國目前的經濟發展實際。
(三)估計方法由于居民在長期的消費實踐中會形成消費習慣，前期的消費對當期消費會產生影響，居民消費存在棘輪效應，將上期居民消費量作為被解釋變量加入到模型中，構建動態面板數據模型。由于在動態面板中普遍存在自相關、異方差和個體效應。Arellano和Bover［15］(1995)與Blundell和Bond［16］(1998)在相關研究中提出，動態面板數據廣義矩估計方法(GMMforDynamicPanelData)一方面能夠控制個體效應，另一方面可以通過使用解釋變量的滯后項作為工具變量來解決解釋變量的內生性問題。居民消費率和一些解釋變量之間可能是同時決定的，動態面板GMM估計通過選擇合適的工具變量可以有效控制解釋變量的內生性問題;當不可觀察的變量與解釋變量相關，或是遺漏了某些個影響因素時，GMM使用差分轉換數據還可以克服遺漏變量問題。為此，采用動態面板GMM估計方法是合適的，而靜態面板估計會使得結果產生偏誤。差分GMM估計法可以通過對模型進行一階差分來處理“動態面板偏差”(dynamicpanelbias)問題。但差分GMM估計必須滿足兩個前提條件:回歸方程的隨機誤差項εi，t不存在自相關;以及內生解釋變量具有弱外生性。由于差分GMM的缺點是無法估計個體效應ξi的系數以及可能導致弱工具變量問題，Blundell＆Bond(1998)將差分方程與水平方程作為一個系統進行廣義矩估計，被稱為“系統GMM”(SystemGMM)。系統GMM的優點是可以提高估計的效率，并且可以估計不隨時間變化的變量的系數。其缺點是，必須要假定被解釋變量的一階差分滯后項與個體效應無關。一般情況下，系統GMM的估計方法要優于差分GMM的估計方法。系統GMM法又可分為一步法(one－stepsystemGMM)和兩步法(two－stepsystemGMM)估計。相對于一步法，二步法估計不容易受到異方差的干擾。鑒于此，采取二步法進行估計。為了檢驗工具變量是否有效，借鑒Arellano和Bover(1995)和Blundell和Bond(1998)的研究，進行Sargan檢驗，其原假設是模型過度識別約束有效;另外還需要對隨機誤差項的一階和二階序列自相關進行檢驗，其原假設是隨機擾動項不存在自相關。
二、實證結果與分析
在使用模型(2)進行估計之前，按照大多數研究的做法，首先研究居民消費與城鎮化以及少兒撫養比與老年撫養比之間的線性關系，其具體形式為。文章分別采取差分GMM方法和系統GMM方法進行對比分析，實證結果見表2。表2給出了全國水平動態面板的差分和系統GMM估計結果，模型(1)和模型(2)分別是不加和加入控制變量的差分GMM估計結果，模型(3)和模型(4)分別是不加和加入控制變量的系統GMM估計結果。可以看到，模型(1)至模型(2)都通過了Sargan檢驗，說明模型所選取的工具變量是有效的。且模型(1)和模型(2)的一階差分的殘差只存在一階序列相關，而不存在高階序列相關，差分GMM估計結果不能拒絕模型中“隨機擾動項不存在自相關”的原假設，說明差分GMM的估計量是一致的，模型(1)和模型(2)都是合適的。在系數GMM估計方面，滯后一期的居民消費率估計系數的符號為正，說明居民的消費習慣對居民消費產生較為顯著的影響。原因可能是中國自古崇尚節儉，這種消費習慣是導致目前我國居民消費不足而儲蓄增加的一個非常重要的原因。在未加入控制變量的條件下，URB的估計系數為負，且在10%的水平下未通過顯著性檢驗，而在加入了所有控制變量以后，URB在5%的顯著水平下通過了檢驗，且符號為正，說明在加入控制變量以后，模型得到了優化，所選取的控制變量是有效的。就人口年齡結構而言，在模型(1)和模型(2)中，CDR都在1%的顯著性水平下通過了檢驗，且符號為正，說明就全國水平而言，少兒撫養比的提高會增加居民的消費需求，其原因可能是少兒沒有參加工作，是家庭和社會凈投入。在加入了所有控制變量滯后，ODR在1%的顯著性水平下通過了檢驗，且符號為負，說明老年撫養比的提高會阻礙居民消費的提高，其原因可能一方面是老年人到了退休年齡仍然在工作，另一方面老年人崇尚節儉，開支較小。我國的少兒撫養比從1982年實施計劃生育的54.6%一直下降到2012年的22.2%，而老年撫養比從1982年的8%上升到2012年的12.7%，少兒撫養比的下降和老年撫養比的增加同時降低了居民的消費需求拉動力。此外，我們也發現2008年時間虛擬變量的估計結果顯著，表明金融危機對居民消費具有一定程度的影響。由于系統GMM方法能夠解決模型內生性問題和遺漏變量問題，文章給出了系統GMM法的估計結果———模型(3)和模型(4)，兩個模型都通過了Sargan檢驗和擾動項無二階序列相關檢驗。在系數估計方面，與差分GMM估計法相比，不管是顯著性水平還是符號，兩者的差別不大，但是系統GMM法的Sargan檢驗值要明顯高于差分GMM法，尤其是在加入控制變量以后，說明系統GMM的估計方法更有效率。鑒于此，文章在后文全部采用GMM估計法進行估計。綜合上述分析，城鎮化與居民消費之間呈正向關系，目前的人口年齡結構與居民消費呈負向關系。但是從散點圖1中可以看出，城鎮化與居民消費之間并不是正向關系，而是在起初階段時呈現負向關系。鑒于此，文章采用模型(2)進行估計，即加入城鎮化的二次項，分析城鎮化對居民消費的影響形式，估計結果見表3。模型(1)到模型(5)均是采用系統GMM方法的估計結果，可以看出，在依次加入控制變量以后，模型全部通過了Sargan檢驗和隨機擾動項無自相關檢驗。在所研究的變量中，除了ODR的顯著性水平沒有全部通過以外，其他變量的顯著性水平都非常高。且少兒撫養比與老年撫養比的系數符號與前文分析一致。在模型(1)到模型(5)中可以看出，模型(5)的Sargan值最大，模型(5)估計結果更為準確。根據模型(1)～(5)計算出城鎮化拐點分別為56.8%、56.23%、50.17%、51.47%和42.42%。由此可以得出，城鎮化對居民消費并非簡單的正向關系，而是存在正U型關系。這可能是由于在城鎮化初期，住房支出占去居民大部分的收入，居民不得不減少其他方面的消費，居民消費率在城鎮化前期一直是下降的。而當城鎮化發展到一定成熟階段，大部分居民住房問題得到解決，收入預期得到提高，居民會增加消費。這就不難解釋近些年來我國居民消費率持續下降的原因，在城鎮化初期，城鎮化與人口年齡結構的雙重負作用，是居民消費率下降的主要原因。2010年，我國的城鎮化水平突破50%，已經接近拐點水平，城鎮化的持續發展會提高居民的消費率。
在分析全國居民消費下降的原因的基礎之上，嘗試研究居民消費在不同地區之間的差異。為了探討影響居民消費的區域差異，文章分別從東部、中部和西部進行模型的估計。在進行模型估計之前，分別對東部、中部和西部居民消費與城鎮化分別進行關系散點圖分析(散點圖略)，結果表明不存在明顯U型關系。因此文章建立線性模型進行估計，估計結果如表4所示。由于系統GMM法要優于差分GMM的估計方法，因此東中西部地區均采用系統GMM估計法進行估計。由表4可知，所有模型均通過了Sargan檢驗，表明所選取的工具變量是有效的，且一階差分的存在一階序列相關，而沒有高階序列相關，從而我們不能拒絕水平的殘差序列不存在序列相關的原假設。在所有模型中，各地區居民消費率的滯后一期仍然顯著影響著居民的當期消費。收入差距(GAP)沒有出現在模型估計結果中，可能因為收入差距對居民消費需求不是簡單線性關系，也可能不同省份城鄉收入差距對居民消費影響特征不同。這與劉厚蓮(2013)實證結果為城鄉實際收入差距與居民消費需求呈現倒U型關系相一致。地區人均實際GDP的對數(lnRPGDP)對居民消費影響也不確定，可能是居民消費支出主要受受上期可支配收入影響，更有可能是各地區居民可支配收入占地區GDP比例不盡相同，通過人均GDP測算一個地區居民可支配收入可能不準確。例如:主要是靠投資拉動和能源消耗為主，投資主體主要是央企和大國企，這樣的模式導致GDP確實很大，但老百姓從中取得的收入比重不會太高，這也就是外界通常所說的“只長骨頭不長肉”;相反，廣東、福建、浙江等地以輕工業為主，非公經濟占比較高，GDP增長與居民收入的關聯度也比較高，也就是“藏富于民”。在東部地區，URB的估計系數在5%的水平下顯著為正，其系數值為0.142，說明城鎮化率為增加1%，居民消費率會隨之增加0.142個百分點。
東部地區城鎮化的平均水平為62.39%，已超過拐點水平，城鎮化的繼續發展會促進居民消費的提高，這與上文的分析相符合。在人口年齡結構方面，少兒撫養比沒有通過顯著性檢驗，但其符號為正，說明在東部地區少兒撫養比對居民消費率起推動作用。老年人口撫養比在1%的顯著性水平下通過了檢驗，其值為－0.3969，說明老年撫養比每增加1%，居民消費率會隨之下降0.3969個百點。人口年齡結構在東部地區的作用效果與全國水平類似。就中西部而言，城鎮化對居民消費的促進作用并不顯著。中部和西部地區城鎮化的平均水平分別為45.43%和41%，均位于拐點的左端。在城鎮化初期，居民首要問題的是住房問題。住房占去居民大部分的消費開支，從而縮減居民在其他方面消費的開支。在人口年齡結構方面，中部地區少兒撫養比和老年撫養比對居民消費的影響都顯著為正，西部地區老年撫養比雖然沒有通過顯著性檢驗，但其作用效果與中部地區類似，而與東部地區相反。究其原因可能有兩方面:一是隨著中西部生活水平提升，隨著城鎮化推進，越來越多老年人開始關注自身健康，增加醫療保健開支，二是中西部老年人收入比東部地區低;兩者導致老年人口比重上升，提升居民消費比重。為了給出更加準確的解釋，給出中西部居民醫療保健消費支出的不同。在醫療保健方面，中西部地區城鎮和農村的消費支出占比都要高于東部地區，這與中西部的經濟發展水平和醫療保障水平有關，醫療保障水平低會增加居民對醫療保健的投入。以上是基于東中西部地區分析城鎮化和人口年齡結構對居民消費率的影響。可以看出，在東部地區，城鎮化的持續發展會推動居民消費率的提高，而在中西部地區，其作用效果并不顯著甚至其阻礙作用。在人口年齡結構方面，少兒撫養比在東中西部都起推動作用，而老年人口撫養比在東部地區起阻礙作用，而在中西部地區起一定的推動作用。
三、結論與建議
改革開放以來，我國城鎮居民消費結構發生很大的變化，通過國家統計給出2003-2012年的城鎮居民消費數據，來具體分析一下城鎮居民消費結構變化趨勢。
1.食品消費食品消費直接影響城鎮居民的物質生活和水平，人們只有溫飽問題解決了才會出現其他消費，這是其他消費的基礎。從國家統計局統計十年內我國城鎮居民的食品消費情況可以得出：從2003-2012年，城鎮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，通過數據分析中可以得出：2003-2012年，城鎮居民在衣著消費水平的趨勢也是呈現直線上升的趨勢。
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。城鎮居民目前對高檔耐用消費品的需求已經飽和,現處于更新的階段,因而家庭用品的消費支出增加不大。隨著更新換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定,不會明顯下降。
4.醫療保健消費從數據中可知，醫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、影響我國城鎮居民消費結構的變化因素
1.城鎮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。收入水平的變化直接決定著消費結構的最終形成及變化，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構的改變。第二，從不同收入居民家庭看，不同收入水平決定著不同的消費結構。
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構的變化。1978年以后，國家開始調整不合理的價格體系，食品價格提高幅度較大，從而使城鎮居民恩格爾系數居高不下的重要原因；1993年，國家大幅度調整糧、油價格；自1988年物價猛漲，許多居民擔心貨幣貶值，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構的趨同性，形成了具有一定層次梯度的消費結構。同時，由于各項改革措施的陸續出臺，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，隨著醫療制度改革、退休制度改革和養老保險的推進，消費儲蓄的比例也會增加，這些都會改變消費結構。
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、結語
1)研究方法本文采用環境壓力等式IPAT[9]的隨機形式———STIRPAT模型[10]進行CO2排放影響因素的評估。由于STIRPAT模型考慮了影響環境的人口、經濟和能源技術3個主要影響因素，在環境問題的研究上被廣泛應用。STIRPAT的原始模型為。為了深入研究我國家庭結構以及居民消費對碳排放的影響，本文在借鑒相關文獻研究的基礎上[3,7]，將家庭結構變量和居民消費變量引入STIRPAT模型中，重新對模型進行改造，在不考慮其他控制變量的情況下。其中，i和t分別表示省份和時間，被解釋變量I為CO2排放總量。核心解釋變量中，家庭戶總數和家庭戶規模分別用H和HS表示，居民消費水平用Y表示，能源強度用T表示；控制解釋變量中，產業結構用IS表示、能源消費結構用ES表示、外商直接投資用外資依存度FDI表示。2)CO2排放量估算方法本文參照政府間氣候變化專門委員會IPCC(2006)的推薦方法對CO2排放量進行測算。由于化石燃料燃燒所產生的CO2占到了碳排放總量的95%以上，而煤炭、石油、天然氣是中國廣泛使用的一次能源，本文將考慮這三種化石能源所對應的CO2排放量。為精確起見，本文進一步將化石能源細分為煤炭、焦炭、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然氣7種能源。CO2排放量的具體估算公式為。式(5)中，i為能源種類，C為CO2排放總量，Ei為消耗的第i種能源的實物量，CFi是發熱值，CCi是碳含量，COFi是氧化因子，44/12表示的是CO2的分子量除以碳元素分子量，CFi×CCi×COFi×44/12表示CO2排放系數。3)數據說明CO2排放計算公式中，各類能源消費的原始數據來源于《中國能源統計年鑒》。取值來源于2008年《中國能源統計年鑒》附錄四，CCi和COFi的取值分別來源于IPCC(2006)和《中國溫室氣體清單研究》。模型中影響因素所涉及的數據中，家庭戶規模用各地區每戶平均人口數表示；居民消費用人均居民消費額表示；能源強度用能源消費量與地區GDP之比表示；產業結構用第二產業產出占地區GDP的比重表示；能源消費結構用一次能源消費中天然氣消費量在總能源消費量中的比重來表示；外資依存度用各地區實際利用外商直接投資額與GDP的比重來表示。各變量相關數據來源于歷年《中國統計年鑒》、《中國能源統計年鑒》以及各地區統計年鑒。本文研究對象為1997-2011年中國內地30個省市區的面板數據(不包括)。文中所涉及到的各地區GDP、人均居民消費額、實際利用外商直接投資額均按照1995年的價格水平進行了調整。
2回歸結果分析
為了確認模型的有效性，本文采用Hausman檢驗進行驗證。運用Eviews6.0軟件對模型進行固定效應和隨機效應的擬合，再根據檢驗結果選擇相應的估計方法。表1報告了被解釋變量為CO2排放總量自然對數的回歸結果。根據檢驗結果，模型I~IV的Hausman檢驗結果分別通過了1%的顯著性水平，表明應當選擇固定效應模型。調整的R2統計量顯示，方程的擬合優度較好，說明變量之間的聯合解釋能力較強。模型I~IV中，模型I只包含了基準模型的四個變量，即家庭戶總數、家庭戶規模、居民消費和能源強度變量的回歸結果。為了檢驗模型I的穩健性，借鑒前人的研究，模型II~IV在模型I的基礎上依次添加了產業結構、能源消費結構和外資依存度。根據表1回歸結果，家庭戶總數的估計系數在各模型中差別不大，都在1%的水平顯著為正。家庭戶總數的增加意味著需要更多的基礎設施建設和住宅單元，導致鋼鐵、水泥等工業產品的消費需求上升，從而促進CO2排放總量的上升。從彈性系數來看，家庭戶總數的變動對我國CO2排放的影響很大。家庭戶規模變量與CO2排放總量顯著負相關，說明大的家庭規模有利于CO2排放量的減少。一般來說，家庭規模具有規模經濟性，較大的家庭規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，且估計系數都在1%的水平顯著為正。隨著我國經濟的迅速發展，居民的生活水平大幅提高，消費觀念也發生了重大轉變。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。消費產品的高碳化傾向，導致能源消耗總量和CO2排放總量急劇增加。回歸結果顯示，居民消費是影響我國CO2排放的最重要因素。
能源強度估計系數與CO2排放總量顯著正相關。這主要由于我國當前的經濟發展依賴于大量的能源消耗，仍然處于粗放式發展階段，以煤炭為主的能源消費結構以及能源利用率不高，技術水平落后，對CO2排放產生了直接的促進作用。產業結構對CO2排放的影響顯著為正，說明第二產業比重的提高對CO2排放產生了推動作用。第二產業的能源消耗往往要比第一產業和第三產業高很多，尤其是重工業，往往都是高耗能產業。當前我國正處于工業化進程的快速發展階段，第二產業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境污染問題。能源消費結構與CO2排放總量存在負相關關系，即加大天然氣在能源消費結構中的比重有利于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，是實現我國能源低碳化發展的重要力量。在我國當前能源技術水平條件下，通過提高天然氣等清潔能源在能源消費中的比重對于轉變能源消費結構和實現可持續發展具有重要意義。外資依存度估計系數為正，表明外商直接投資對中國環境的影響是負面的。由于我國當前的環境規制力度不夠，外商直接投資更多地進入了碳關聯度較高的產業，同時通過加工貿易將高碳產品返銷回國內，導致了能源消費需求的增加和CO2排放總量的上升[12]。
3結論
