居民消费水平论文范文

居民消费水平论文篇1

关键词：收入差异率；变异系数；短视消费模型

中图分类号：F014.4 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）15-0001-04

众所周知，要讨论收入差异和总消费的关系就必须在消费理论的框架内进行，但现有的消费理论并未给出二者之间关系的明确结论，一般来讲，这种关系隐含在消费函数逻辑推理的后面。在直觉上收入差异对消费水平确有影响，该命题的支持者往往借鉴于凯恩斯（Keynes，1936）消费理论中的“边际消费倾向递减”规律来说明，坎贝尔和曼昆（Campbell and Mankiw，1989；1990；1991）的λ假说的理论核心也是凯恩斯的“边际消费倾向递减”规律。本文将首先讨论收入差异的衡量方法，然后构建基于收入差异的消费函数并讨论两者之间的关系，最后用中国居民的收入和消费数据对此进行验证。

一、收入差异的衡量方法

居民收入的差异的衡量一直是国内外经济学家所关心的问题，基尼系数法是经济学界最常用的研究收入差异的方法。张平（2000）在《收入差异、利率与消费》一文中对收入差异的衡量采用的是样本中所有研究对象的最高最低收入比，并通过回归模型分析指出收入差异拉大、收入增长与平均消费倾向之间存在负相关性。和基尼系数相比，张平采用的最高最低收入比计算比较方便，更能直观地反映收入差异。

本文用以衡量个人收入差异的是收入差异率δi，即个人收入与总体平均收入的差距与总体平均收入的比率。如果以yi代表个人收入，以y代表总体居民即期平均收入，则收入差异率表示为δi=yi-y/y。若δi为正则说明个人收入高于总体平均收入，若δi为负则说明个人收入低于总体平均收入，δi的绝对值越大说明个人收入偏离平均收入的程度越大。另外，本文采用变异系数Vn= 来衡量总体居民的收入差异，其中，表示收入为yi的居民数pi占居民总数p的比例。当变异系数Vn=0时，说明居民收入分配绝对公平；当变异系数Vn的值比较小时，说明居民收入差异比较小，收入分配比较均衡；当变异系数Vn的值比较大时，说明居民收入差异比较大，收入分配也不均衡。

二、收入差异与消费水平的关系论证

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

C0=1+r/2+r[A0+y0-R*+y1 /1+r] （1）

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

将δi代入Vn可以得到Vn=，在分析中国居民短视消费模型的基础上，可以得到：对于消费者i来说，在假定利率r不变的情况下，其本期消费C0i主要取决于其初始资产A0i和下期收入y1i以及储蓄目标R*i，即消费者i的消费行为满足下式：

C0i=1+r/2+r[A0i+y0i-R*i+y1i /1+r] （2）

将个人收入差异率δi（δi=yi-y/y）带入（2）式得到如下所示的消费模型：

C0i=1+r/2+r×y×δi+y1i/2+r+1+r/2+r(A0i-R*i+y) （3）

下面来寻找变异系数Vn和总体居民总消费∑C之间的函数关系。本文假设在整个经济体中每个消费者的可支配收入都不相等，即p、pi满足pi=1，p=n。那么，nV2n=δ2i成立。

又由δi=yi-y/ 可得：2δ2i=y2i+2-2yi?

对于含有n个消费者的经济体来说，求和可得：2yi=y2i+ny2-y2δ2i

将nV2n=δ2i带入上式可得：

2yi=y2i+ny2-y2?nV2n=y2i+ny2（1-V2n）

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

2y0i=y20i+ny2（1-V2n） （4）

由（2）式可得含有n个消费者的经济体的总消费：

C0i=y0i+A0i+-R*i

将（4）式带入上式得到如下所示的收入差异和总消费的函数关系：

C0i=+?（1-V2n） +A0i+-R*i （5）

通过对上式的分析可以发现，整个经济体居民总消费∑C和变异系数V2n之间存在负相关性，也就是说如果V2n变小，则居民消费水平将增加。

三、中国居民收入差异与消费水平关系的验证与分析

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

C0i=+?（1-V2n） +A0i+-R*i

1.居民收入差异与消费水平关系的验证

居民消费水平论文篇2

[关键词]居民消费水平；预期；计量分析

[DOI]10.13939/ki.zgsc.2015.23.013

1 引 言

从《2014年统计公报》中看当前的经济形势，我国居民消费结构中发展型和享受型消费占比提高，消费结构持续完善，初步估算最终消费对经济增长的贡献率超过50%，可见消费水平的提高对推动经济的发展起着至关重要的作用，因此发展经济必须密切关注消费。此外，当前中国居民消费不足，对经济形势的发展不利，因此对居民消费行为的研究很有必要。而在中国，关于影响居民消费水平因素的分析有许多文章都在陈述，在关于预期对居民消费水平研究的文献中大部分都是在基于预期理论的基础上得出的结论，譬如预期会对家庭消费的时机选择产生影响等结论，但都缺乏实际考察。而本文的撰写主要基于前期对中国居民家庭预期意识的调查，将理论联系实际得出预期对居民消费水平的影响。

在本文撰写的前期做了大量的实践调查，制作了一份基于中国居民预期意识状况调查的问卷，通过对青海玉树、福建泉州、海南陵水以及四川成都这四座城市的城镇居民家庭为单位，对年收入在10万元以下的家庭做了近两百份的小范围问卷调查，调查数据统计：基本上有近41.7%的人具有预期意识，并在日常生活中对未来有做过预期。通过比较分析得出了结论：虽然两地收入水平存在一定的差距，并且储蓄与消费倾向不大相同，但在日常经济生活中人们偶尔会有预期意识，但这并不是一个经常性的行为。由此说明，对于消费主体来说，对未来物价的预期意识也构成了影响他们消费行为的一个因素，因此我们在考虑影响居民消费行为的因素中，不仅要考虑收入等关键性的影响因素，从微观个体上来看，居民个人的消费预期意识也应该考虑进去，但这个影响因素对我国居民消费水平的影响究竟有多大，国家在制定相关政策时是否应该将其考虑进去呢？因此有必要对此做实证分析。接下来将会对影响居民消费行为的因素进行计量分析，并着重研究居民个体的预期意识在影响消费行为时对居民支出有多大影响。

2 实证分析

通过收集2005年第一季度年至2014年第三季度这十年间的季度数据，运用Eviews软件，建立计量经济模型进行定量分析，对影响居民消费水平的因素进行分析和研究。

2.1 数据收集与变量选取

本文以分析居民消费水平为目的，主要检验居民预期对居民消费水平的影响程度。而影响居民消费水平的因素比较多，考虑到样本数据的一致性和可收集性，以及本文主要以研究居民预期对消费水平的影响为主要方向，因此只考虑几个关键变量进行模型构建。凯恩斯在《就业利息和货币通论》（1936）一书中提出了著名的消费函数理论：总消费是总收入的函数。这一思想用线性函数形式表示为：Ct=a+bxYt式中C表示总消费，Y表示总收入，下标t表示时期；a、b为参数。参数b称为边际消费倾向，其值介于0与1之间。凯恩斯的这个消费函数仅仅以收入来解释消费，被称为绝对收入假说。因此居民可支配收入是影响居民消费水平的一个主要因素应选人模型当中。本文重点讨论居民预期意识对消费水平的影响，因此用未来物价预期指数来反映居民的预期意识，该变量作为解释变量引入模型中。将居民的现金支出即消费水平作为被解释变量，引入居民可支配收入及居民未来物价预期指数对模型进行回归分析。其中城镇居民家庭人均现金消费支出、城镇居民人均可支配收入一累计值的数据来源于中国统计局官网，未来物价预期指数来源于中国人民银行每季度公布的数据，未来物价预期指数是由央行每个季度在全国50个城市对20000名城镇储户进行问卷调查得到的，调查的内容主要包括居民对当前经济形式的总体判断、居民物价感受情况、收入感受情况、就业感受情况、储蓄、投资和消费意愿以及房价预期与购买意愿等，调查问卷得到的数据主要是定性数据，央行通过采用扩散指数法将这些数据进行量化得出居民对未来物价预期指数及居民通胀预期指数。

2.2 单位根检验

由于建模采用的是2005-2014年的季度数据，因此在建模之前应对三组序列进行季节调整，采用Eviews软件中的Census X12的季节调整方法将序列中的季节变动要素去除，并对季节调整后的序列取对数后进行后续分析，这样处理能使实证结果的经济含义更加清晰，即解释变量前的系数表示相应变量的弹性。

对于时间序列，首先检验其平稳性。将居民消费水平、居民家庭可支配收入、居民对未来物价预期指数季节调整后取对数的序列分别进行检验，序列命名分别为LNY、LNX1、LNX2，利用Eviews软件并基于ADF的检验结果表明，居民消费水平、居民家庭可支配收入、居民对未来物价预期都是一阶积整即I （1）（见表1）。

2.3 协整检验

由上述检验可知各变量都是一阶积整，不能使用OLS回归，针对多个变量之间的协整关系，我们采用Johansen与Juselius提出的极大似然法进行检验，即Johansen检验。以此来估计居民家庭可支配收入、居民对未来物价预期指数与居民消费水平之间的长期关系（见表2）。结果显示，居民消费水平、居民家庭可支配收入与居民对未来物价预期指数之间存在协整关系，也就是说变量间存在3个协整关系。

从模型检验结果（见表3）中，可得到协整方程：

LNY=0.89LNXl +0.01LNX2

该式表明，居民家庭可支配收入每上升1%，将会导致居民消费水平即消费支出上升0.89%；居民对未来物价预期指数每上升1%，将会导致居民消费水平即消费支出上升0.01%。

2.4 结论分析

利用计量经济学的基本方法，通过将城镇居民人均可支配收入、居民物价预期指数对城镇居民家庭人均现金消费支出的建模分析，发现变量居民物价预期指数对因变量的作用不可忽视，是一个不能从模型中剔除的变量。因此通过实证分析发现，居民预期意识对其消费水平的影响是显著的，因此，我国居民预期意识理论与实际一致。

由模型结果可知居民对未来物价预期指数每上升1%，将会导致居民消费水平即消费支出上升0.01%。消费者对未来的预期包括对自己收入水平、商品价格水平社会保障制度的改革等方面的预期，由于在建模中居民预期意识是用央行公布的未来物价预期指数来表示，因此结果表明，当人们预期未来物价水平较高时，为了避免未来物价上涨所带来的支出增加，就会增加现在的需求而造成现在的消费支出增加。由此可见，居民的预期意识即居民对未来物价预期指数上升，将会导致居民消费水平即消费支出的上升。

3 政策建议与启示

居民消费水平论文篇3

论文关键词：二元经济结构，收入差距，消费需求

 

我国目前所呈现出的消费需求相对不足的总体态势，根源在于长期存在的城乡二元结构矛盾所造成的居民消费能力的制约，即在二元经济结构下，我国农村居民的消费需求明显低于城市居民的消费需求。按照经济学的理论，在正常条件下，消费需求数量变化首要的受制因素是收入水平。我国居民总体消费水平之所以偏低，主要是由于二元经济结构导致居民收入差距过大以及由此而带来的整体收入水平低下造成的。

一、改革开放以来我国城乡居民收入差距

改革开放以来，我国城乡居民的收入水平都有了较大的提高，与此同时，城乡居民之间的收入差距水平在不断扩大（详见图1、图2）。

资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。

图1 全国城乡居民收入差距状况图(1978—2009年)

资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。

图2 全国城乡居民收入差距比【1】图(1978—2009年)

可见，改革开放初期我国城乡居民的收入差距就已经存在。随着时间的推移，城乡收入曲线都在迅速上升，但城镇居民收入曲线上升的速度明显快于农村居民收入曲线上升的速度。城乡居民之间的收入差距大致经历了一个缩小-扩大-缩小-扩大的演变过程，呈现出阶段性的态势。

改革开放初期的1978年到1984年，城乡差距逐步缩小。这时期，随着家庭联产承包责任制的推行和农产品收购价格几次调整提高，农业生产有了较快的恢复和发展，农民收入有了较快较大的增加，其增长速度高于城镇居民收入增长速度经济论文，城乡差距在逐步缩小。1978年改革开放初期城乡居民收入差距比高达2.57，即城镇居民人均可支配收入是农村居民人均纯收入的2.57倍。1978年以后，城乡居民收入差距逐步缩小，到1983年，城乡居民收入差距比为1.82，是1978-1984年期间最小的一年。

20世纪80年代中期以后，城乡收入差距扩大。这时期，我国改革的重点开始从农村转向城市，城市居民收入增长速度较快。而在农村，由于联产承包制提高劳动生产率的能量释放完毕，再加之因农业生产资料价格上升幅度大于农产品带来的农业贸易条件恶化、农业比较利益下降等因素的影响，农民收入增长缓慢。导致城镇居民收入增长速度很快越过农村居民收入增长速度，1985-1994年城乡居民收入差距趋于扩大，到1994年达到最高点，城乡居民收入差距比为2.86。

1995-1997年，城乡收入差距短期内缩小。缩小的原因主要是因为城镇中下岗职工增加，他们的收入减少所致。1985年城乡居民收入差距比为2.86，到1997年缩小到2.47。1995-1997年期间，虽然城乡居民收入差距有所缩小，但差距仍然偏大，且没有形成一个长期稳定缩小的趋势。

1998年至今，城乡收入差距继续扩大。1998年的自然灾害和1999年城镇职工的普遍加薪是城乡居民收入差距呈继续扩大趋势的主要原因，且在这一时期由于教育、医疗、保障等各种福利方面的差距显露出来，进一步拉大了城乡间的收入差距。自1998年以来除了个别年份略有起伏外，城乡居民收入差距的比例一路攀升，由1998年的2.51扩大到2001年的2.90，2007年更是上升到了3.33，为历年之最，2009年仍保持在3.33。

二、二元经济结构下城乡居民的消费差异比较

城乡收入差距的扩大，逐渐形成了不同的收入阶层，也因此形成了城乡两种不同的消费阶层和消费市场，从而造成城乡居民在消费水平、消费结构、人均消费性支出等方面均存在着很大的差异。

1、城乡居民消费水平比较

与城乡居民的收入差距相似，改革开放以来，我国城乡居民的消费水平差距也经过了缩小、扩大，短暂的缩小后进一步扩大的过程。图3表明，1978年，城乡消费水平比【2】是2.9，1983、1984、1985年缩小到2.2经济论文，1995年扩大到3.8，短暂的缩小后，1999年以来，我国城乡居民消费水平之比一直维持在3.6以上，2003年和2004年更是高达3.8。2009年，农村居民的消费水平为4021元，城镇居民的消费水平为15025元，1个城镇居民的消费水平相当于3.7个农民的消费水平。目前农村居民的消费水平相当于20世纪90年代初城市居民的水平，农村居民的消费水平比城市居民的消费水平大约落后15年左右。

资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。

图3 全国城乡居民消费水平差距比率图(1978—2009年)

2、城乡居民人均消费性支出比较

统计数据显示，改革开放以来，无论是城镇居民的人均消费性支出还是农村居民的人均消费性支出，都呈现出逐步增加的趋势。1990年农村居民的人均消费性支出为585元，2008年增加到3661元，2008年比1990年农村居民的人均消费性支出增加了3076元；1990年城镇居民的人均消费性支出为1279元，2008年增加到11243元，2008年比1990年城镇居民的人均消费性支出增加了9964元。与此同时，我国城乡居民之间的消费支出差距在扩大。1985年城镇消费支出是农村消费支出的2.3倍，是改革开放以来的最低点。此后，城乡之间的消费支出差距逐渐加大，到2008年城乡之间的支出比高达3.6，即目前我国1个城镇居民的消费支出相当于3.6个农民的消费支出。“三个农民抵一个市民”是当前农村低消费的真实写照。

3、城乡居民消费结构比较

城乡居民的消费结构差异较大。首先，城镇居民用于食品的支出比农村居民相对比例小，并随收入增加呈下降趋势，即恩格尔系数下降，表明城镇居民的消费已从以食品类消费为主的生存性消费加速向质量型消费过渡。其次，衣着、家庭设备用品等的支出，在城市基本趋于饱和，但因为农村居民收入增长缓慢，而未形成新的消费热点，当城镇居民消费向空调、摄像机、家用电脑等新一代高档耐用消费品转移的时候，农村居民的消费仍停留在以生存为主的消费水准上。再次，城镇居民用于交通通讯、文化、娱乐教育等的支出有增长趋势，城镇居民将来的消费热点将是住房、汽车、现代化的通讯设备及教育，但城市新消费热点产品在农村的消费量还相当少，农村居民耐用消费品的拥用量仅相当于城镇居民20世纪90年代初期的水平(见表1)。

表1 20世纪90年代以来我国城乡居民消费结构对比 单位：%

 

指标

1990年

1995年

2000年

2007年

2009年

农村

城镇

农村

城镇

农村

城镇

农村

城镇

农村

城镇

食品

58.80

54.25

58.62

50.09

49.13

39.44

43.08

36.29

41.0

36.5

衣着

7.77

13.36

6.85

13.55

5.75

10.01

6.00

10.42

5.8

10.5

居住

17.34

6.98

13.91

8.02

15.47

11.31

17.80

9.83

20.2

10.0

家庭设备用品及服务

5.29

10.14

5.23

7.44

4.52

7.49

4.63

6.02

5.1

6.4

医疗保健

3.25

2.01

3.24

3.11

5.24

6.36

6.52

6.99

7.2

7.0

交通通信

1.44

1.20

2.58

5.18

5.58

8.54

10.19

13.58

10.1

13.7

教育文化

娱乐服务

5.37

11.12

7.81

9.36

11.18

13.40

9.48

13.29

8.5

12.0

其他商品

及服务

0.74

0.94

1.76

3.25

3.14

3.44

2.30

3.58

2.1

居民消费水平论文篇4

关键词：单位根与协整检验；因果关系检验；实证研究

1引言

中国当前经济中有一个重要问题，那就是居民消费水平与经济增长速度存在诸多的不协调，本文基于我国1978～2007年的数据，就我国经济增长与居民消费水平之间的长期关系进行协整检验。

2研究方法和数据说明

2.1相关方法介绍

根据文章研究内容的需要以及计量经济学上对时间数据的处理原理，并且结合数据选取的特点，首先采用协整检验方法来处理时间序列变量的非平稳性，当然了，如果数据选取的很好，并不需要进行平稳处理，但是之前的检验是十分必要的。其次，如果存在非平稳性，经过处理的数据还要进行Engle&Granger因果关系检验，目的是检验时间序列经济变量之间是否存在着长期的、稳定的关系。在这篇文章中，通过检验我国经济增长与居民消费水平之间的关系，如前者与后者为同阶单整，且它们之间存在平稳的线性组合，就表明协整关系存在，否则反之。在进行检验时，主要采用E-G两步法、ADF单位根法，Granger因果法来具体的解释变量之间的关系。

2.2数据来源说明

文章的研究主要是利用国民生产总值GDP和居民消费水平两个重要的时间序列，在一般情况下，时序数列取对数之后一般不会改变其时序性质，不改变协整关系，故为了消除数据序列的异方差性，文章对经济变量数据进行了处理。其中变量GDP代表国民生产总值的对数时间序列，变量PCC代表居民消费水平的对数时间序列，对数曲线如图1所示。并且所有的数据均来自于的2008年《中国统计年鉴》。时间段选取为1978年到2007年。

3分析

文章根据研究的方法一，利用协整分析来先检验时间序列的平稳性。从图1可以看出，GDP和居民消费水平PCC具有类似的时间趋势，这表明着两个序列可能具有共同的趋同成分，即：这两个变量均表现出非平稳的特征，而经过一阶差分之后的两个序列基本平稳

3.1平稳性检验

对数据进行平稳性检验主要是由于大多数时间序列都是非平稳的，而平稳性又在建模过程中有重要地位，所以文章便对经济变量进行了平稳性检验。根据相关文献知道，时间序列平稳性的检验方法主要有自相关函数检验和单位根检验。目前采用最常用的是单位根检验

检验结果中知道，样本区间内的GDP、PCC是非平稳的。而D(GDP)、D(PCC)却是平稳的。故D(GDP)、D(PCC)序列都是一阶单整所以GDP、PCC的一阶差分序列是平稳序列。

3.2协整检验

根据协整检验的相关步骤，可以知道：在进行检验之前，必须首先进行估计方程，这个步骤通常利用Eviews软件便可得，这里不需要做详细的论述，只给出相应结果为：GDP = 1.16*PCC + 0.88

(138.2) (33.4)=0.9985

F=19101.63

并且根据回归方程的分析看出，我国居民消费水平对GDP的弹性约为1.16。说明对GDP有强大的推动作用。

其次估计方程后，就要进行检验了，由上一步结果很容易知道估计的残差e是：e= 1.16*PCC-GDP+ 0.88

3.3变量的Granger因果关系检验

前2个检验并不能说明经济变量之间的关系，所以最后我们进行的Granger因果关系检验是为了进一步分析我国经济增长与居民消费水平之间的关系

同样从以上的图表分析可以看出，GDP与PCC之间的因果关系受滞后期影响，当滞后期为1时，在10%的显著水平下，可以发现在1978～2007年之间，我国存在从经济增长到居民消费的单向因果关系，即经济增长导致了居民消费水平的增加，这主要是因为经济的发展导致居民收入增加，进而促进消费的增加。当滞后期为2期和3期时，GDP与PCC具有很强的Granger双向因果关系， 这符合经济学理论和中国的现实国情。消费、投资和出口是拉动收入增长的“三驾马车”，尤其消费需求是推动一国经济增长的主导力量，也是一国发展经济的最终归宿，而经济的发展与居民收入增加之间的相互推进关系也表明了，经济的发展会引起消费的增加，同时，消费的刺激也促进了经济的向前发展。

4相关结论及建议

4.1结论

从以上的检验结果中可以知道，居民的消费是与经济的增长之间存在着密切的关系的，这也符合经济学常识。并最终得出的综合结论为：

①居民消费水平与经济增长之间存在长期稳定的协整关系。从表2可以看出，消费和经济增长之间存在唯一的协整关系。具体关系通过协整方程表现出来，居民消费PCC 每增长1个百分点，GDP就增长约1.16个百分点。说明居民消费促进了我国的经济增长，而且是众多发展因素中重要的一个原因，其作用明显。

②通过格兰杰因果检验来看，当滞后期为1时，存在从经济增长到居民消费的单向因果关系，说明我国经济增长会使居民消费水平的增加。而当滞后期为2期和3期时，GDP与PCC具有很强的Granger双向因果关系。近几年国内提出“扩大消费，促进经济增长”也证实了居民消费在促使经济增长上的持久影响。且经济的增长最终也会促进居民消费的增加。长期作用下，居民消费水平和经济增长之间会达到一个均衡稳定状态。

4.2对策建议

目前，由于美国次贷危机引发的全球性经济危机的影响，我国经济增长水平要想提高，要想更好更快的发展，需要进一步扩大居民消费以增强其对经济增长的拉动作用。可以从以下几个方面采取相应的措施：

①税收政策可以作为一个重要的政策手段，从增加居民可支配收入、提升居民消费能力的角度，对现行的政策措施进行相应调整。适度降低居民个人的税负，相对增加居民的可支配收入；同时运用税收政策刺激居民的消费意愿，从而扩大居民的消费需求。

②针对性地引导人们消费观念的转变，将过去的引致消费转变为自主消费。如政府在鼓励消费者消费某一类商品或限制消费者消费某些商品时，可通过价格调控来引导，增加商议性价格的成份等等，注重闲暇时间消费的引导，尤其是对假日消费的引导，从而合理引导居民自主消费方向。

③完善社会保障制度， 这是刺激居民消费最根本的方法，可以促进合理的社会消费供需结构的形成，这样才能从根本上消除人们的消费顾虑，减少预防性储蓄，促使人们大胆消费。

参考文献

[1]李子奈.计量经济学[M].北京:清华大学出版社，2000.

[2]张晓峒.EViews使用指南与案例[M].北京:机械工业出版社，2008.

[3]马薇.协整理论与应用[M].天津:南开大学出版社，2004.

居民消费水平论文篇5

内容摘要:我国经过三十余年的改革与发展,已初步建立具有现代意义的社会保障体系。然而,社会保障水平对我国居民消费、储蓄行为的影响是否显著?社会保障水平与居民消费、储蓄之间的关系究竟是负相关还是正相关?这些问题仍需根据我国国情进行深入探讨。本文从社会保障水平对我国居民消费、储蓄行为是否存在显著影响这一基本问题出发,试图对我国社保水平与居民消费、储蓄行为的关联性进行分析,以期为我国社会保障过渡时期的改革提供方法与思路借鉴。

关键词:社会保障水平 居民消费 储蓄行为

社会保障是政府对国民收入进行再分配、再使用的一种较为特殊的形式,其施行必然会对社会成员的收支路径、收支水平以及未来的不确定性风险的预期产生影响,这些影响也必定会与居民的消费、储蓄行为产生连锁反应。因此,社会保障制度的施行与居民消费、储蓄行为的关联性就成为社会政策决策与宏观经济分析中一个必须考虑的重要内容。有关该内容的争议贯穿于全球社保制度变革的整个过程,各种不同的观点与理论以各自的模型为依据得出了各不相同的结论。笔者以为,其中以生命周期理论为框架的模型给相关分析提供了一个比较恰当的方法,尤其是近十余年来,多数有关社会保障与居民消费、储蓄相关性的研究都是在此框架下进行的,然而,到目前为止该模型并不十分完善,其涉及的内容并未囊括社保支出与居民消费、储蓄相关性的全部方面。本文从社会保障制度对我国居民消费、储蓄行为是否存在显著影响这一基本问题出发,试图对我国社会保障水平与居民消费、储蓄行为的关联性进行全面分析,希望能为我国社保过渡时期的改革提供一些可借鉴的方法与思路。

社会保障支出与居民消费、储蓄函数构建

社保支出是社会保障水平的一个重要指标,国外研究者在分析社会保障支出与居民消费、储蓄行为的关联性时,一般采用Modigliani与Ando(1963)的生命周期假说函数作为实证函数的基础:

C t =α+β1Yt+γ1 Wt-1

其中,Ct表示居民在第t期的消费支出,Yt表示持久性收入,Wt-1表示第t-1期末人均拥有的金融资产。那么,现在将社会保障支出变量引入公式,构建一个存在社会保障支出情况下的居民消费、储蓄函数:Ct=α+β1Yt+ γ1Wt-1+γ2SSWt

其中,Ct表示居民在第t年的消费支出,Yt表示第t年居民的人均纯收入,Wt-1表示第t-1年末居民的人均储蓄,SSWt表示第t年我国社会保障人均的支出额。笔者此处之所以用居民的人均储蓄代替人均拥有的金融资产,是因为我国金融市场工具较为单一,其发展也相对滞后,绝大多数居民金融资产的主体仍然是个人储蓄。

社会保障支出水平与居民消费、储蓄行为的关联性检验

很显然,根据上述生命周期假说函数,社会保障支出必然会对居民的消费、储蓄行为产生影响,本文选择2001年至2005年我国居民可支配GNP以及人均社会保障支出水平、储蓄率三个变量进行相关的回顾性分析,以检验社会保障水平与居民消费、储蓄行为的关联是否存在显著性,其具体数据参见表1。

人均社会保障支出水平与居民储蓄率是反映社会保障对居民消费、储蓄影响的代表性变量,以其为基础建立我国社会保障支出水平与居民储蓄率的线性函数为:居民储蓄率=α +β人均社保支出水平。通过SPSS 软件计算,对社会保障支出水平和居民储蓄率进行相关分析所得出的相关系数为-0.86,且经方差检验P

社会保障水平与居民消费、储蓄行为的关联性讨论

通过上述数据可以看出,尽管现阶段我国因消化历史欠账,使得社会保障支出比率较高,但是与我国经济发展速度、人均GNP的增长速度相比,社保支出水平的提高还是明显的降低了居民的储蓄率,提升了居民的消费能力。而且从国际经验也可以看出,社会保障水平的提高会增加人们现实的消费能力和欲望。从即时消费与延时消费的相互关系来看,当社会生产力与财富固定时,即时消费与延时消费往往成反向比例关系,因此,若要增加现实的即时消费量就需要减少延时消费的存储量,资产替代效应只有在财富增加时,才有可能提高居民的消费水平。

从全国居民与企业的存款数据来看,我国不能说是“没有钱”,人民不愿意或不敢消费的一个主要原因是我国的社会保障水平不高、体系不健全,尤其是在广大的农村,社会保障尚未完全覆盖,他们只能省衣缩食,为子女的教育以及生老病死进行储蓄,其消费支出主要是日常生活所需的必要开支。由于老百姓的大部分收入要为预期消费做储蓄,手里钱很少或者根本就没有闲钱,如此怎么消费?怎能消费?笔者以为,提高社会保障水平是将老百姓的延时消费转变为即时消费的有效手段之一。当然,在当前我国利益分配制度尚不能根本改变之前,政府部门通过二次分配,将财政支出向人民群众的社会保障与日常生活倾斜,对提高整个社会的消费能力仍然十分必要。在社会救济、基础设施、医疗合作、医疗保险等方面增加政府的财政支出部分,主观上能降低居民对未知消费的风险预期、减少储蓄资金,譬如国家增加对养老保险的投入,则会将一定的储蓄存款转化为现实消费支出;客观上政府加大财政倾斜,还能相应地减少居民的个人负担,而居民个人负担的减少,就会提升其消费能力。实践证明,国家加大财政支出的投入,不但不会阻碍经济的发展,反而能促使经济的增长。

总之,现阶段中国居民的储蓄率持续偏高,而社会保障水平与居民储蓄率之间存在着较为显著的负相关关系,因此除了要提升社会的总财富,增加居民的可支配收入之外,还应做好过渡时期的社会保障政策决策,提高我国的社会保障水平以减少居民后顾之忧,其中最为重要的是改善居民对风险的过度预期状况,以降低居民储蓄,最终刺激消费,拉动国内需求。降低风险与改善风险过度预期状况是实现社会保障对居民消费和储蓄行为积极影响的关键所在,解决好这两个问题有助于形成居民的储蓄与消费、风险与预期之间的良性互动。

当前,我国正处在社会保障制度变革的过渡阶段,在完善社会保障制度的过程中,应该始终坚持公平性与可靠性原则,尽可能的在全国范围内实现低缴费率标准、高统筹层次的社会保障制度。只有提高社会保障的整体水平,才能减少居民的不确定性,改善居民对未知风险的过度预期,进而降低居民储蓄,拉动消费,促进国民经济健康快速地发展。

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居民消费水平论文篇6

从根本上说,居民消费取决于收入水平。自凯恩斯(Keynesian)在《通论》中提出绝对收入假说开始,J・杜森贝利(Dusenberry 1949)又提出相对收入假说,以及后来的生命收入假说、流动性结束假说等等, 无外乎都在论证收入对消费的决定性作用。当然,不同理论对理性人的支出安排做出了不同的假设。我国农村居民消费需求也基本上遵循了上述各种假说。在影响居民消费的各种因素中,农村居民收入起着决定性作用。近年来我国学术界对居民消费尤其是农村居民的消费问题也做了大量研究。朱信凯(2000)在对农村居民收入与消费进行函数检验后,认为我国农村居民消费存在“棘轮效应”。韩倩、王健(2005)主张认为农民收入不稳定性的增加也在一定程度上制约了农村消费。郭亚军、郑少锋、李桦(2007)非收入因素以也影响农民消费。

综上所述,国内外学者基本都认为收入是影响居民消费支出的主要因素,这些研究成果的理论借鉴及最终结论为消费需求理论向纵深拓展提供了有利的支撑。但是,具体到我国农村经济的实际情况,不难发现这些研究没有考虑农民收入变动具有时效性,同时没有深入分析农村居民消费行为与收入的变动关系。启动农村居民的消费水平,必须首先要提高他们的收入水平。但并非是每一部分收入水平的边际消费倾向都高,这就需要掌握农村居民消费需求函数的影响因素和消费需求结构的变动。考虑到数据来源问题,文内数据均来自《中国统计年鉴》、《辽宁统计年鉴》,希望通过以点带面获取有意义的共性的东西,这将有助于分析农村居民消费结构问题。

二、农村居民消费行为的演变

(一)20世纪80年代的农村居民消费行为

改革开放后,农村居民的收入水平日渐提高,居民消费自由度扩大。这一时期,居民消费显示了“不可逆性”,消费水平既受当前收入水平影响又受前期消费水平影响。

根据理性预期的消费理论,消费者当期的消费水平是根据个人预期未来收入水平(Y*t)来决定的,同时假定消费者的预期收入为本期实际收入和上期预期收入的加权和,并将理性预期的收入水平带入消费函数可发现,1980―1989年间,收入和上一期的消费水平是影响农村居民消费的主要因素。上一期的消费水平对当期的消费水平影响最大,这在某种程度上说明上世纪80年代农村居民的消费行为具有惯性。此外,农村居民的边际消费倾向较高,为0.857,即预期收入每增加1元,平均消费水平增加0.857元。这一时期,收入对居民消费的影响短期乘数为0.23,动态乘数分别为0.17、0.12,长期乘数为0.857,这说明居民消费受当期收入的影响不大,但是收入对消费的影响持续时间较长。

(二)20世纪90年代后的农村居民消费行为

进入20世纪90年代,农村居民的消费水平有了较大的跃升,同时经济转轨时期影响农民消费水平提升的各种不确定因素日趋增多,农村居民消费过程表现出很强的过度敏感性。通过借鉴弗莱文(Flavin,1981)、坎贝尔和曼丘(Campbell & Mankiw(1987))的消费模型,运用协整与误差修正模型分析消费行为的过度敏感性。从误差修正模型的结果可以看到,辽宁农村居民的消费变动对收入的变动敏感,短期内消费支出的变动依赖于当期收入变动,这主要是由于经济发展过程中收入与消费支出不确定性增强,加之农民收入构成中经营性收入和工资性收入构成收入的绝大部分,较小的财富收入使得农民面对经济波动时财富效应非常低,基本起不到平滑消费的作用。

三、对农村居民消费结构的经济学模型分析:基于ELES模型

消费过度敏感性的存在降低了居民的边际消费倾向,收入和支出的不确定性导致居民预防性储蓄增加,这些负面影响对扩大农村居民消费拉动经济增长起到了某种程度的抑制作用。而当前我国实行的投资拉动经济增长的政策对农村居民收入水平稳定提高作用有限,因此向内需型经济增长方式的转变,亟待扩大占中国人口绝大多数的农村居民的消费水平,这就需要掌握农村居民消费需求函数的影响因素和消费需求结构的变动。本文将利用我国农村居民家庭人均纯收入、生活消费总支出及其各构成部分的支出通过扩展线性支出系统模型(ELES)分析农村居民消费的结构特征和消费需求影响因素。从参数回归结果可以分析出:

(一)消费需求结构变动分析

当前我国农村居民的人均纯收入每增加1元,将有0.49元用于消费,在消费支出结构中食品和居住消费支出占55.3%,农村居民目前的消费需求还主要以基本生存资料为主。文教娱乐和医疗保健等享受和发展型消费的边际消费倾向较低,这反映了现阶段农村居民的消费领域仍较为狭窄。另外,从居民收入弹性看,交通通讯、居住和文教娱乐的收入消费弹性较高,分别为90%、89%和84%,这表明未来一段时间内,随着农村居民收入水平的提高,这些消费项目将呈现需求快速增长的态势。综合收入弹性和边际消费倾向,可以看到,农村居民的居住消费需求既有较高的边际消费倾向又有较高的收入消费弹性,因此,居住是扩大农村居民消费需求更应关注的消费层次;其次,交通通讯和文教娱乐等消费项目虽然其边际消费倾向不高,但是收入弹性很高,说明这些消费项目将会随着农村居民收入水平提高,在农村居民消费结构升级中起关键性的作用。

(二)价格波动对消费需求的影响分析

农村居民消费具有以下特征:第一,各层次消费支出的自价格弹性较高,而互价格弹性相对较小,说明农村居民消费主要还是受到各类消费项目自身价格影响,与其它消费项目的价格关系不大。第二,居民消费除了受自身价格影响最大以外,从整体上看,食品价格对其他各种消费的影响最大,这说明食品价格的上涨,将直接影响农民对交通通讯、居住和文教娱乐等消费的支出,当前稳定居民基本食品消费价格和价格预期,对于扩大农村居民消费是十分必要的。第三,在消费需求的自价格弹性中,居住、交通通讯和文教娱乐的弹性最高,这说明降低该类消费项目的价格水平,将会促进消费总量的快速上升,这与前面收入价格弹性的分析结论一致。

四、对策建议

(一)发展农村经济,增加农民收入

在农村经济发展进入新阶段,农产品供求关系发生变化的条件下,只有依靠增加农产品产量,依靠外延型扩张增加农民收入,才能提高农民的消费,带动农村市场需求的扩大。要调整农产品的结构,开发名优特新产品,增加优质产品的比重。适应市场需求,发展经济作物,发展具有地方特色、品质优良、高附加值、开发前景广的新产品,使农民在产品开发中不断增加收入。进一步改革生产经营方式,发展农业产业化经营。农业产业化经营把农民的利益与企业的利益统一起来,使家庭经营逐渐成为社会化、规模化生产中的一个环节。通过示范性企业带基地、基地带农民等方式组织和带动农民进人市场,延长农业生产链,使农业向第二、三产业延伸,使农民从产品的储藏、加工、流通、销售环节中获取更多的利益。抓住国家增加基础设施建设投入的良机,在农田水利、道路修建、电网等建设中,利用以工代赈,相对增加农民收入。

(二)提高农民消费意识,更新农民消费观念

更新农民的消费观念和消费习惯,要使广大农民认识到发展经济的目的就是要满足人民群众日益增长的物质和文化生活需求。提高生活质量,不仅要提高衣、食、住、行的质量, 还要提高文化素养和精神生活的质量。改变消费观念,抛弃一些不科学的生活习惯。同时,更新农民的消费观念和消费习惯要与建立农村市场经济体制、发展农村市场经济结合起来。农民的传统观念和习惯是一定的经济形态和生产方式在观念上的一种反映,是在长期的自然经济环境下形成的,而现代消费观念和习惯是发展市场经济的要求。更新农民的消费观念和习惯,根本的途径是要加快农村经济体制的转换,把农民推向市场。只有在市场经济的大潮中经风雨、见世面, 农民才会逐渐抛弃狭隘、保守的思想意识,才会接受新事物,树立新的消费观念。

〔本文部分成果系2009年度辽宁经济社会发展立项课题(课题号:2009lslktjjx-109)〕

居民消费水平论文篇7

关键词：区域差异；群体差异；农村居民消费；动态一般均衡模型；分位数回归

中图分类号：F1261 文献标志码：A 文章编号：1671-1254（2014）05-0069-08

A Research on Consumptions Regional Differences and Groups

Differences of Rural Residents in China――Based on

DGE Model and Quantile Regression

XIAO Qin， DAI Bei， WEN Shuhui

（Faculty of Management and Economics， Kunming University of Science and Technology， Kunming 650093， Yunnan， China）

Abstract：

On the basis of previous research on rural residents consumption function， the paper builds up a dynamic general equilibrium model by introducing previous period income， period consumption. The paper uses the statistics on the rural residents of eastern， central and western regions of china from 1985～2011 to do empirical analysis quantile regression. The result of the research indicates the consumption of rural residents of China has an effect on current income， previous period income and previous period consumption. The same variable has the different effect on the consumption of rural residents in different regions， and the eastern region is most affected. Meanwhile， the same variable has the different effect on the consumption under different consumption levels， medium consumer groups are most affected， and high consumer groups are least affected.

Keywords：regional differences； groups differences； consumption of rural residents； DGE model； quantile regression

一、研究概述

改革开放以来，中国农村经济迅速发展，农民生活水平和消费水平显著提高，但由于长期以来中国各地农村的自然环境、经济条件、自身禀赋、历史背景以及社会保障政策等差异较大，东、中、西部地区农村经济水平并不一致，农村居民生活水平和消费水平也不平衡。协调不同地区间的经济发展，刺激农村居民低收入群体的消费任重道远。2009年中央一号文件指出，扩大国内需求，最大潜力在农村《中共中央国务院关于2009年促进农业稳定发展农民持续增收的若干意见》。。因此，有必要对农村居民消费的区域差异和群体差异问题进行分析研究。

消费是经济学的热门问题，经典的确定性消费理论主要有凯恩斯的绝对收入假说、杜森贝利的相对收入假说、莫迪利安尼的生命周期假说、弗里德曼的持久收入假说等，不确定性消费理论主要有霍尔的随机游走假说、流动性约束假说以及预防性储蓄假说等。

近年来，中国居民消费率的快速下降引起了国内外学者的高度关注，众多国外学者提出了不同的解释。Modigliani&Cao（2004）基于生命周期理论，认为劳动人口比例上升将提高居民储蓄并降低居民消费[1]。Aziz&Cui（2007）认为中国居民储蓄率上升只能部分解释中国居民消费率下降，更主要的原因是家户收入在全国收入中所占比例降低[2]。Giles&Yoo（2007）指出在平均水平的消费风险下，农户有10%的储蓄可以归结为预防性储蓄动机造成，这导致居民储蓄率上升、消费率下降[3]。Jin et al.（2011）发现收入不平等对居民消费有消极影响，这种影响对贫穷者和年轻人显得更为明显和强烈[4]。

在中国国情、传统和经济体制下消费者行为的外部环境设定和内在设定都有所不同。余永定和李军（2000）认为西方传统消费理论无法说明中国消费者的行为特征，基于选择理论方法对中国居民消费行为进行分析，推导出符合中国国情的宏观消费函数并且对其作出实证检验[5]。黄卫挺（2011）探讨了中国消费函数的研究方法，提出了研究方法的四个“转向”，为符合中国国情的消费函数研究方向提供了参考[6]。朱信凯（2011）梳理了消费函数的理论变迁和内在逻辑，分析了消费函数中国化需要解决的适用性问题[7]。

在理论研究和方法论研究的同时，国内学者也做了很多实证研究。王选选（2003）[8]对经济体制改革是否影响东、中、西部城镇居民消费行为进行了实证研究，结果表明经济体制改革对各地区城镇居民消费行为影响明显，影响程度从西向东逐渐增强。陈娟（2008）[9]基于经济增长理论及一般均衡分析得到中国居民消费的动态方程，并用分位数回归方法进行实证分析。结果表明，不同消费量下的各变量对不同消费有不同程度的影响，而且这些变量对城镇和农村居民消费的影响程度各不相同。姜洋（2011）[10]基于跨期最优消费行为模型对31个省的面板数据进行panel data回归，分析前期收入、当期收入和预期收入对居民消费的影响程度。陈斌开（2012）[11]研究了城乡收入差距扩大对中国居民消费需求所产生的影响，并用面板数据对理论模型进行实证检验，结果表明，收入差距越大，居民消费需求越低。

纵观国内外学者的研究动态，可以发现：研究逐渐强调实证，计量方法日趋成熟；注重符合中国国情的消费研究、注重不平等与福利等相关研究，但针对消费区域差异、群体差异比较和采用动态模型进行研究的论文目前还很少。本文拟在前人研究的基础上，通过建立开放经济条件下的动态一般均衡模型，考虑地区差异和群体差异，将家户消费和家户生产和政府行为相结合，求解东、中、西部农村居民的消费优化路径，并采用分位数回归方法具体分析各变量对不同地区和不同消费群体消费的影响。

二、理论模型

（一）家户效用

考虑一个有大量相似消费者的经济环境，为方便后续推导，证明稳态的存在性，规定每个家户的人口数量为1，不存在人口的增长问题。据拉姆塞模型，家户是永久存活的，在每个时点上，家庭将其收入在消费和投资之间进行分配，以便最大化其终生效用，其效用函数为：

（9）式表明，i区农村居民的当期消费主要受当期收入、前期收入和前期消费的影响；（10）式和（11）式反应稳态情况下东部与西部地区以及中部与西部地区的消费差异。下面将通过实证研究来检验上述模型。

三、实证检验

（一）数据说明

依据上述模型推导，居民消费主要受到当期收入、前期收入和前期消费的影响。在实证检验中，与模型相对应，我们选取的因变量为农村居民人均当期消费，自变量为农村居民人均当期收入、人均前期收入和人均前期消费。东、中、西部的划分按照国家统计局的标准东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南共11个省（市）；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南共8个省；西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆共12个省（市、自治区）。划分。由于和重庆缺乏部分年度的统计数据，故只采取其他29个省（市、自治区）1985～2011年的数据进行统计，通过分别除以按1985年为基期的1985～2011年农村居民消费价格指数根据《中国统计年鉴》相关数据处理所得。来消除价格因素的影响。本文所采用数据来自1985～2012年历年中国统计年鉴、各省历年统计年鉴和中国经济与社会发展统计数据库。

图1是1985年至2011年东、中、西部地区农村居民的人均实际收入与人均实际消费支出对比图。从中可以看出，27年间人均实际消费支出水平和人均实际收入水平增长明显，并且东、中、西部地区农村居民的人均实际收入差距和人均实际消费支出的趋势线之间的距离越来越宽。这说明近年来，东、中、西部地区农村居民的收入差距与消费差距越来越大，地区间的经济水平差异十分明显。

（二）基于分位数回归的实证检验

利用相关数据对（9）式的函数关系进行实证研究来验证理论分析。为了减弱异方差性及便于实证过程中的计算处理，将（9）式各变量取对数后改为计量模型如下：

凯恩克（Koenker）和巴西特（Bassett）在1978年引入了分位数回归。分位数回归模型强调条件分位数的变化，在研究的时候可以选择适合特定情况的分位数进行分析，这一点在需要考虑不同分位点时，不同情况的社科类研究中非常有意义。本文采用Eviews 60软件，用分位数估计研究不同的消费水平下各个变量对消费的影响程度，同时用最小二乘法估计作为对照。在进行回归时，将东、中、西部地区农村居民的人均消费、人均当期收入、人均前期收入和人均前期消费按不同地区分别以（12）式进行回归，所得结果如表1所示：

为了验证估计结果平稳性，对估计产生的残差进行单位根检验。从表2可以看出，采用OLS估计时，在零阶单整以及有常数项的情况下，各地区农村居民消费估计结果的残差T统计量都小于ADF的1%显著水平临界值。因此，OLS估计具有平稳性，模型设定恰当。

本文中所采取的的分位数估计由于有多个分位点，进行多次估计而产生了多个残差序列，故只选取代表性的中位数，即tau=05情况进行单位根检验。从表3中可以看出，分位数估计结果的残差的T统计量在零阶单整以及有常数项的情况下，T统计量均小于ADF的1%显著水平临界值。这说明本文所采取的分位数估计方法适用于该模型，也具有平稳性。

如图2所示，将分位数估计结果按照不同变量分别绘图，便于具体分析不同变量对不同地区农村居民消费的影响。图2（a）显示，当期收入yt的系数平均值在05～1之间，对各地区农村居民消费的影响除东部地区02和08分位点外都为正向且显著，但地区之间差别较明显。对东部地区农村居民消费影响最大，其次是西部地区，最后是中部地区。当期收入对消费影响存在区域性差异的原因之一是各地区消费占收入比例不同。以2011年为例，东部地区农村居民人均实际收入为245480元，实际消费为171036元，消费占收入比为6967%；西部地区农村居民人均实际收入为120022元，实际消费为102231元，消费占收入比为8518%；而中部地区这一数据为7302%由1985-2012年中国统计年鉴和各省统计年鉴中相关数据整理后消除价格因素得出以1985年为基期的数据。。东部地区农村居民收入中有近70%用于消费，而西部地区农村居民收入有85%用于消费，但东部地区的实际人均消费高出西部地区近700元。以上数据说明中、西部地区农村居民的消费中刚性消费比例较高，收入变化时这些居民仍然要支出与之前接近的刚性消费额度，其他消费变化很小，收入对消费的影响自然相对较小。

图2（a）还显示了不同消费群体的消费受当期收入的影响不同，东部地区农村居民的低消费群体（02分位点处）和高消费群体（08分位点处）的消费受当期收入影响均不显著。前者是因为东部地区的农村低保政策已经实施较久，政策基础良好，低保补贴标准较高，低收入者能通过低保维持基本消费，消费受收入的影响相对不显著。中西部地区农村居民低消费群体由于低保不完善，消费受收入影响较大；后者是由于东部地区农村居民高消费群体一般也是高收入群体，收入变动在短时间内不会影响其消费习惯，对消费造成的影响也就很小[12]。

各地区的中等消费群体（03～07分位点处）的消费受当期收入影响显著，但波动不大，这说明中等消费群体在解决温饱问题后不会增加太多消费，有较稳定的消费习惯、消费倾向和消费欲望，消费不会轻易受太大波动。中部地区和西部地区不同消费群体的消费受收入影响的程度相对东部地区较低。这说明在收入相对较少时，多数消费者的消费欲望除维持自身的刚性消费之外并不强烈，这也体现了东西部地区的经济发展不平等。

图2（b）描述了前期收入yt-1对各地区不同消费群体消费的影响，系数值在-12～0之间，对各地区居民消费的影响除东部地区02与08分位点外均为负向且显著，对东部地区的消费影响最大，中西部地区基本接近。前期收入对消费有负向影响即为“棘轮效应”。Duesenberry（1949） 认为消费者的消费支出不仅受当前收入影响，也会受前期收入和消费影响[13]。居民经历过“高峰期”收入阶段后习惯了高消费支出，在紧接着的下一期，即使收入大幅减少，消费习惯也暂不改变，且之后的消费会始终对前期存在攀比。

在中国，这种攀比式消费还有向他人证明消费者已拥有的权利、地位等作用，消费层次越高的中国居民往往对“权利”“地位”“面子”也越在意。图2（b）的三条曲线整体趋势向下，且代表东部地区的曲线最低，正验证此消费现象：随着消费层次和消费水平提高，前期收入对消费的负向影响越来越大。东部地区的低消费群体的消费受前期收入影响，不显著仍是得益于低保政策实施完善，而高消费群体的消费受其前期收入影响仍不显著则再次说明高消费群体消费占收入的比例很小，消费不会因本期或者前期收入变化而受到太大影响。

图2（c）显示前期消费ct-1对各地区居民消费的影响是正向且显著的，系数值在06～11之间，对东部地区影响程度最大，中部地区次之，西部地区最小。这是由于东部地区经济发达，农村居民的收入水平和消费水平较高，对下一期消费产生“惯性”的正向影响作用更大。因此，前期消费对高收入地区消费的影响比低收入地区消费的影响大；同时，三条折线总体趋势上升，说明随着消费层次提高，前期消费对当期消费促进作用逐渐增强。

（三）基于全国农村固定观察点调查数据的微观统计验证

全国农村固定观察点调查是1984年经中央书记处批准建立、1986年开始正式设立并运行、在全国各省份连续跟踪的一项农村调查工作。该调查范围广、样本量大，有调查农户23000户，调查村360个行政村，样本覆盖31个省份，是具有很强代表性的微观调查数据。本部分通过分析统计2000-2009年全国农村固定观察点调查数据中各地区农村居民收入与消费数据来对前文分析结果进行对照与印证。

根据（9）式的模型推导，当期消费主要受当期收入、前期收入和前期消费的影响。我们将（9）式移向可以将消费的变动率表示为收入变动率的函数，即ΔCit=f（ΔYit）。由此可知，历年的农村居民消费增长量与历年的农村居民收入增长量存在正相关。通过查询《2000-2009年全国农村固定观察点调查数据汇编》中各地区的居民收入和消费等相关统计数据并进行处理计算，得到2000-2009年各地区农村居民的收入增量与消费增量，分别将东、中、西地区数据进行对比，如图3所示。

从图3（a）、（b）、（c）可以看出，东、中、西部地区农村居民的消费增量均明显受到收入增量的影响。当收入增量大幅变化时，消费增量基本随之同方向变化，变化幅度小于收入增量。进一步观察变化的幅度可以发现：东部地区消费增量受收入增量影响程度最大，中部地区次之，西部地区最小；同时，虽然各地区收入增量起伏很大，但消费增量总体都处于上升趋势，这与分位数实证分析中前期收入、当期收入、前期消费三个变量的对当期消费的影响程度和影响方式一致，证明与理论分析和实证检验相吻合。

四、研究结论和政策建议

（一）研究结论

通过建立动态一般均衡模型分析了当期收入、前期收入、前期消费对各地区农村居民消费的影响，并通过分位数回归方法进行实证，用微观调查数据进行统计分析，研究结果表明：

1当期收入、前期收入对东部地区农村居民的中等消费群体和中、西部地区农村居民的消费都有显著影响。其中，当期收入对消费有正向影响，前期收入对消费有负向影响。前期消费对东、中、西部地区农村居民的消费有显著和正向的影响。由于东部地区农村低保政策实施情况优于中、西部地区，当期收入和前期收入对东部地区农村居民的低消费群体的消费影响不显著；由于东部地区农村居民高消费群体具有较高消费水平，当期收入和前期收入对其消费影响也不显著。

2当期收入、前期收入和前期消费对东部地区消费的影响程度均大于对中、西部地区的影响程度。这是由于东部地区经济发达，农村居民可用于刚性消费以外的其他消费收入较多；而中、西部地区农民的消费主要是刚性消费，体现出地区间的经济水平差异。

3当期收入、前期收入和前期消费对不同消费群体造成的影响各不相同。低消费群体由于其较低的消费习惯和消费水平，其消费受各变量影响都较小；中等消费群体的消费受当期收入和前期收入的影响程度最大，前期消费对其当期消费也有一定程度影响；高消费群体的消费受当期收入、前期收入影响很小，受前期消费影响略大，这是该群体的习惯性高消费水平和高储蓄水平造成的。

（二）政策建议

十八届三中全会公报提出让广大农民平等参与现代化进程、共同分享现代化成果。随着近年来改革进入“工业反哺农业，城市反哺农村”阶段，农村居民的收入大幅增加，消费观念逐渐转变，提高农村居民收入是刺激和扩大消费需求的重要着力点。基于本文的研究过程和结论，提出如下政策建议：

1提高农村居民收入。提升收入是带动消费的最直接途径，应该加快农村的各项改革，从各方面努力提升农民各项收入，推进农业产业化经营、促进农产品流通的市场化与信息化、加大对农村的基础建设投资、完善对农产品的保护政策和对务农居民的补贴政策，并完善农村金融体系和农村社会保障制度。

2促进农村居民消费。应该加强对农村居民的教育投资和医疗投资，增加公共产品供给以改善居民的消费预期，减少预防性储蓄，促进消费；同时，应该着力改善农村消费环境，多实行“家电下乡”“汽车下乡”“家电以旧换新”等措施以扩大农村居民消费需求。

3加强区域经济扶持政策。由于东部地区城镇化进程快于中、西部地区，而农村人口在中、西部地区总人口中所占比例高于在东部地区总人口中所占的比例数据来源于中国经济与社会发展统计数据库。。因此，要从根本上拉动农村居民的消费，必须要拉动中、西部地区农村居民消费，健全农村的社会保障体制，并加快中、西部地区的城镇化进程，在制定财政政策时，应该多考虑中、西部地区农村居民与低收入者的消费习惯和生活水平，适度将政策向其倾斜。同时，还应加强中、西部地区农村低保建设和补助力度，鼓励农村居民发展特色农业，缩小与东部农村居民生活水平、消费水平的差距，更好更全面地惠及民生。

参考文献：

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居民消费水平论文篇8

关键词：重庆 城乡居民 消费水平 消费结构

一、重庆城乡居民消费水平比较与分析

根据《重庆统计年鉴》2006―2010年的城市居民全年人均可支配收入、消费支出以及农村居民人均纯收入、消费支出等数据，按时间次序列表，并计算出城乡消费支出之比，如表1中所示：

从表1中的数据可以看出，重庆城市居民全年人均可支配收入与农村全年居民人均纯收入都呈现出迅猛增长的趋势，但是农村居民人均纯收入的增长幅度明显小于城市居民的可支配收入。与此同时，城市居民人均消费支出和农村居民人均消费支出也呈现出增长的趋势。通过以上数据分析可以得知，影响消费支出的关键性因素是收入，并且消费支出伴随收入的增减而增减。在2006至2010这五年间，随着重庆市经济的快速发展，城乡居民的收入水平和消费支出水平也得到了较大的提高，但是，城市居民的收入和消费的增长速度远远超过农村居民的收入和消费增长速度，这种不良现象会导致城乡消费水平差距逐步拉大。

二、重庆城乡居民消费结构比较与分析

根据2006年―2010年《重庆统计年鉴》中的相关数据，利用城乡居民消费支出结构，即食品、衣着、家庭设备及服务、医疗保健、交通通讯、娱乐教育文化、居住、杂项商品与服务等事项的消费支出与城乡居民人均消费支出之比计算得出城市居民人均消费性支出构成情况（表2）、农村居民人均消费性支出构成情况（表3）。

从表2、表3中可以看出，在重庆城乡居民的消费结构中，城市与农村的食品、衣着、娱乐教育文化消费支出、居住的差距较大，而家庭设备及服务、医疗保健、交通通讯、杂项商品与服务的差距较小；在食品、居住消费支出项中，农村居民消费支出明显大于城市居民消费支出；在衣着、娱乐教育文化消费支出中，城市居民消费普遍大于农村居民消费支出。从以上的数据比较得出，重庆城市居民消费偏好为衣着、娱乐教育文化等精神文化的高生活条件的支出，而农村居民消费偏好为食品、居住等基本生存条件的支出。自2006年后，由于重庆政府加大了对农业发展的扶持力度，农村居民的生活水平得到了稳步提升。2006年―2010年城乡居民恩格尔系数的绝对差距为15.9%、17.5%、14.2%、11.9%、10.8%，由此可以看城乡居民的恩格尔系数的据对差距正在逐步缩小，城市居民生活水平过渡到富裕型，而农村居民生活水平正向小康型过渡。

参考文献：

［1］康迪.成都市城乡居民消费结构的变化趋势［J］重庆与世界,2011(7)

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