居民消费结构论文大全11篇

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(二)数据的基本统计描述表1报告了被调查的家庭的基本人口特征。从表1中可以发现，样本中被访问者的平均年龄在逐渐增加，由2003年的42.49岁增加到了2008年的44岁。教育年限①＊也呈增加的趋势，反映了随着生活水平的提高，中国城镇居民对教育的重视程度日益提高。值得注意的是随着时间的推移，城镇居民的家庭规模有缩小的趋势，家庭的平均人口由3.32减少到了2008年的2.18，这在一定程度上反映出中国城镇居民生育意愿降低的现象，符合中国生育率降低的现实。表2提供了各调查年份中国城镇居民家庭消费支出及消费差距的变动情况，从中可以发现，中国城镇家庭人均消费支出呈明显的递增趋势，反映出中国城镇居民分享到了经济增长带来的成果，显著地提高了消费水平。在表2中计算了多个常用的衡量差距的指标，如对数标准差、变异系数、基尼系数、泰尔指数等②＊＊。各个衡量差距的指标变化规律是基本一致的，总体表现出上升的态势(除了2006年有小幅下降)，这说明中国城镇居民家庭消费差距有扩大的趋势。从表1和表2提供的基本数据中，我们可以粗略地推断:2003年到2008年间，中国城镇居民人口年龄结构呈老化的趋势，而且消费差距也趋于扩大。若将所有观测值的消费支出和年龄分布绘制出全样本的年龄—消费曲线(如图1)，则会发现，消费支出近似呈现出“U”型分布，在18岁到26岁左右，居民消费支出处于最高位，此后逐渐下降;到了38岁左右又开始缓慢上升。消费支出的这种特征可能和中国特殊的人口政策有关，在样本观察期内，18—26岁的城镇年轻居民基本上都是独生子女，家庭的主要支出都花在他们身上，他们处于消费曲线的高位不足为奇;26岁以后，多数年轻人都脱离了父母独自生活，在职业生涯的早期收入并不足以支撑较高的消费，所以消费有下降的趋势;38岁以后基本进入赚取更高收入的黄金时期，消费又缓慢的回升。然而，图1的做法是将所有个体进行无差异对待，忽略了个体之间客观存在的代际差异(不同年份出生在相同的年龄段，其消费水平是有差异的)，这无疑遗漏了一些重要的信息，估计结果并不可靠。对此，本文接下来将运用组群分析方法来测度中国城镇居民消费支出变动及其来源的年龄效应与组群效应。

二、中国城镇居民消费支出的分解

(一)组群分析方法在微观调查中，对某一特定个体的终生进行固定追踪是很难实现的，所以往往采用样本轮换的做法，每一轮的调查样本都会产生变动，这样导致了无法获得真正的面板数据。但是，如果按照某种属性(如年龄、民族、职业等)将各期的调查样本分成不同的组群(Cohort)，在各个样本期内，选择各组群相关变量的均值，则可以构造出以组群为单位的面板数据，这种分析方法就叫组群分析方法(周绍杰，2009)，根据组群来构造的面板数据称为伪面板数据(PseudoPanleData)。伪面板数据允许各个调查期的样本不同，其重点关注的是组群(如同一年代出生的人，职业相同的人)的统计特征，通过组群的各种统计量(均值、方差等)的发展变化，来揭示总体某一变量的分布特征。尽管伪面板数据不是真正的面板数据，但伪面板数据使用的是组群的统计量，减少了个体奇异值的干扰，从而降低了测量误差，另一方面，由于不需要每个调查期追踪固定的样本，这使得样本流失的问题不存在。虽然伪面板数据可以提供某一组群在某一年龄阶段的经济行为，但在实证分析中必须对组群间的系统性差异———即组群效应(CohortEffect)进行控制，否则组群效应将会混合到所估计的年龄曲线中，造成估计的偏误。因此，在进行组群分析时，重要的一项任务就是在估计家庭消费支出的年龄曲线时把组群效应的影响控制住。控制组群效应的方法是把要分析的变量(在本文中为家庭的消费支出)分解为组群效应、年龄效应(AgeEffect)和年份效应(YearEffect)(Deaton，1997)。其中，组群效应反映了不同时代出生的群体，由于成长环境的差异等导致的代际的系统性差异(例如20世纪60年代出生的群体，其消费行为和80年代出生的群体必然不同)，年龄效应则反映了消费支出的生命周期特点。在实际计量分析过程中，各虚拟变量设定如下:组群虚拟变量以出生最早的组群作为参照组;年龄虚拟变量以最年轻的年龄组作为参照组;T－2个年代虚拟变量根据式(4)转换。

(二)组群构造与消费支出的分解构造伪面板数据要根据观测个体的出生年份来划分组群，Deaton(1997)建议在构造伪面板数据时需要在组群个数和每个组群内样本个数之间进行权衡，其原则是:组群内部差异尽可能小，而组群之间差异尽可能大。本文研究的样本中，调查对象出生年份在1933—1990年之间，由于调查的年份只有四年，我们每10年定义一个出生组，得到6个组群。表3为“组群—年份”构成的伪面板数据在每个单元的样本数。本文的样本年龄分布在18—70岁之间，在四个年度的调查中，年龄最大的个体出生于1933年，在2003年为70岁，最年轻的个体出生于1990年，在2008年为18岁，共构造了58个组群(出生于1933—1990年)，53个年龄组(18—70岁)，在分解出三种效应(年龄、年份、组群)的过程中，共有57个组群虚拟变量、52个年龄虚拟变量以及转化的2个年份的虚拟变量。图2是各组群消费支出的年龄曲线，年轻组群的年龄—消费曲线位于左边，年老组群的年龄—消费曲线位于右边。年龄—消费曲线有两个方面的特征:第一，除了最年老的组群(出生年份为1933—1941年)，其余各组群的消费支出均表现为随年龄增加而增长的趋势。各组群的年龄—消费曲线并没有呈现出“驼峰”形状，而在对一些发达国家或地区的研究中，如对美国(Attanasioetal.，1999)、英国(Attanasio＆Browning，1995)、台湾(Deaton＆Paxson，2000)的研究结果均显示年龄—消费曲线具有明显的“驼峰”特征，中国的年龄—消费曲线具有其特殊模式。第二，在相同的年龄水平上，年轻组群的年龄—消费曲线全部位于年老组群的上方，这表明中国快速的经济增长提高了年轻一代的消费水平。另外，相邻组群的年龄—消费曲线并未相连接，不同组群的消费支出分布在不同的年龄曲线上，因此，不能仅仅连接各个组群的年龄—消费曲线来形成一个总体的年龄—消费曲线，必须在控制组群间的差异的基础上来估计一个总体的年龄—消费曲线。图3绘制了年龄效应和组群效应。可以看到:第一，年龄效应几乎保持着线性增长的态势，只有在60岁以后的退休年龄才停止上升，保持在一个较高的水平，这与美国(Attanasioetal.，1999)和台湾(Deaton＆Paxson，2000)的“倒U”型特征也是迥异的。从平均意义来看，中国城镇居民消费支出的年龄效应增长率约为5.96%。第二，组群效应曲线也基本呈线性增长的趋势，组群效应的增长率约为3.33%，这一结果表明了中国的经济增长给城镇居民的消费水平带来了更多的上升空间。根据以上的分析可知，组群间的消费支出差异十分明显，年轻组群的消费水平明显高于年老组群，因此，在目前老龄化日趋严重的背景下，政府应该通过加快完善中国养老体制、进行收入的再分配调整，提高年老群体的财富水平，促进全社会的消费增长，提高居民的整体福利水平。

三、中国城镇居民消费差距与消费差距变动的分解

(一)消费差距的分解为了便于对总体的消费差距进行分解，我们参照Deaton＆Paxson(1994)、Ohtake＆Satio(1998)及Caietal(2010)等人的做法，选取对数方差来衡量消费的差距。由图4的年龄—消费差异曲线可以发现，几乎在每个组群内，中国城镇居民的消费差距都随年龄的增长而增大，这表明了消费支出存在着显著的组内不平等。其中，Varlnyjk表示可以被分为j个组群和k个年龄组的总体人群的对数消费方差;chortm表示组群虚拟变量，当m=j时为1，否则为0;agen是年龄虚拟变量，当n=k时为1，否则为0;αm和βn则分别为我们要估计的消费差距的组群效应和年龄效应。图5显示了消费差距的年龄效应βn，从中可以看出，消费差距虽然随年龄的变化而波动，但其基本趋势是随着年龄的增长而上升。这说明，在某一组群内(即出生在同一时代的个体内部)，随着年龄的增长，该组人的消费差距是逐渐扩大的，这暗示着同一时代出生的群体进入老年阶段后消费差距会更大，那么在中国养老保险体系尚未完善的环境下，个人如何合理配置其有限的财富，平滑其一生的消费则是个体必须面临的现实问题。表4是组群效应αm。结果显示，各个组群的估计系数都为正数，而且统计上均显著。由于我们的参照组是出生于1933—1941年之间的群体，全部为正的估计系数说明出生于1933—1941年之间的一代人，其消费差距是最小的，之后随着出生年代的推移，组群效应也越来越大，从出生年代为1942—1951年的0.06增加到出生年代为1981—1990年的0.186，增加了两倍有余。这个特征也容易理解:出生年代较早的一批人，其收入来源有限，接触到的消费市场品种也较为单一，他们的消费差距必然不会太大;而出生年代较晚的一批人，收入来源的多样化、消费品市场的极大丰富都为他们产生较大的消费差距提供了条件。这里，消费差距与消费支出的组群效应均表现出相同的规律，即组群效应随着出生年代的推移而增大。根据前文的分析可得到中国城镇居民年龄与消费支出的一般规律:年轻一代的消费水平要高于年老一代，年轻一代的消费差距也大于年老一代，在同一代人内部，随着年龄的增长，消费差距是不断扩大的。但仅根据这个规律我们并不能发现中国的老龄化进程是否对居民消费差距的变动产生了影响，本文接下来将对消费差距的变动进行分解，以考察人口老龄化在消费差距变动中的作用。

(二)消费差距变动的分解基于Ohtake＆Satio(1998)、曲兆鹏和赵忠(2008)的方法，我们把中国城镇居民消费差距从2003到2008年的变动进行分解，把消费差距的变动分解为“人口效应”(即老龄化效应)、“组间效应”和“组内效应”。具体做法如下:令sit为每个年龄的样本在总样本中的比重;σ2it为控制了出生组之后，每个年龄样本的消费对数方差;Xit为每个年龄样本的消费对数均值;i=18，19，…70;t为调查的年份。根据方差的定义和设定的上述变量，我们把消费对数方差变形，分解成三个部分。从表5中可以有如下发现:第一，消费差距的变动在各个时间区间内都为正，且变动量逐渐增加，这反映了在样本区间内，中国城镇居民的消费差距的确是扩大了，而且消费差距的扩大有恶化的趋势。第二，出生组内的消费差距是总体消费差距变动的主要原因，其作用强度有增加的趋势，而与组内效应相比，组间效应很小，这说明了中国城镇居民在2003—2008年间消费差距扩大的主要原因是同一出生组内老年人和年轻人消费差距的拉大，这与图5中控制了组群效应后消费差距随着年龄增加而扩大的年龄—消费曲线相对应。第三，各个时期人口效应分解的结果都表示，人口老龄化对消费差距的影响都不容忽视，这一发现与曲兆鹏和赵忠(2008)不同，他们对中国农村的研究表明老龄化对不平等的影响非常微小。而本文的研究发现人口老龄化对城镇居民消费差距存在着显著的影响，而且影响作用有增强的趋势，这暗示着人口老龄化对居民消费差距的影响在中国城乡间可能存在不同的作用机制，值得更深入研究。

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一、引 言

当前我国经济放缓，显露经济停滞和通胀并存的迹象。统计数据显示，2011年一季度GDP增幅降至9.7%，①出口在减速，外储增加的1412亿美元中，经常项目顺差仅为298亿美元，②投资增幅跌至25%，5月份PMI指数为52.0%，环比回落0.9个百分点。③可见，如何扩大内需尤其是扩大居民消费需求成为当前政策的首要任务。事实表明，城镇居民消费一直是我国最终消费的主体，但是其发展已步入正轨，发展潜力有限。因此，当前扩大消费内需的关键在于扩大农村居民的消费需求。换言之，当前的消费问题，很大程度上就是农村居民消费需求结构问题。

关于农村居民消费结构问题，经济学界研究成果相当丰富，归纳起来，主要是从以下三视角展开的：一是从农村居民家庭的衣食住行等消费类商品消费

情况的视角来研究其现状：由于国家各项惠农政策的实施，农村居民家庭消费质量不断提高，表现为食品和衣着消费支出逐渐降低，文娱、交通通讯、医疗保健等消费支出逐渐增加。二是从转型的视角来研究农村居民消费结构的特征：农村居民消费结构逐步升级，未来20年居民消费结构将由生存型向享受型和发展型转变，并且农村消费结构升级滞后于城市。三是从消费差异的视角研究农村居民消费结构的差异：表现为城乡居民之间的消费结构差距扩大和农村居民群体之间的消费结构差距加大。本研究是从农村居民消费结构与产业结构和经济增长之间的互动关系视角，利用我国1978 -2010年经验数据，实证分析我国农村居民消费结构对产业结构和经济增长的影响，旨在为当前我国经济转型寻找原动力。

二、农村居民消费结构与转变经济发展方式的机理

（一）居民消费结构变动与转变经济发展方式的机理

从产业结构的视角看，居民消费结构是指各产业产品在居民最终消费中所占的比重，［1］因而产品结构是否合理，影响消费结构是否合理，而产业结构在一定意义上又决定了经济的增长方式。经济学家库兹涅茨((Kuznets, 1949)曾提出，一个国家国民收入的度量必须从产业结构的角度去衡量，而一个经济的产业结构又是由其生产方式所决定的。也就是说，居民消费结构变动与经济发展方式是相互作用相互影响的。具体地如下图所示。当居民消费结构发生变动时，首先通过价格机制引起生产消费资料的最终产品产业的生产调整，最终产品产业生产的调整会引起资源在不同产业间的重新分配，以居民消费结构变动为目的的不同产业协调发展必然促进经济发展方式转变。然后，经济发展方式引导和决定三大需求协调拉动经济发展，收入决定消费，经济的发展通过收入机制影响消费者行为，从而直接带动居民消费结构变动。简而言之，消费结构的变化决定着产业结构的变动，产业结构的变动决定着经济发展方式的变动，反之，经济发展方式的变动必须依据消费结构的变动进行调整。

居民消费结构与经济发展方式的相互作用机理（二）农村居民消费结构升级是我国未来经济增长的最大原动力

社会经济发展的终极目标是为了改进或提高广大人民的福祉，因而人们消费需求的满足状况、消费水平和消费结构提高程度成为衡量一个国家经济发展、国民经济是否良性循环的关键。目前我国有7.4亿农民、1.82亿农户，占中国人口的56.1%、世界人口的11.32%，④这是中国乃至世界最庞大的消费市场，具有最大的发展空间。然而，从目前发展现状看，无论是消费水平还是消费结构，农村居民与城镇居民相比，都落后10-15年。如，2009年农村居民消费水平为4021元，略高于城镇1994年的消费水平3852元，不到1995年的4931元。⑤2009年农村居民平均每百户年度拥有彩电量为108.9台，大体相当于城镇居民1999年水平的105.43台。⑥可见，农村消费市场的发展是我国新一轮经济增长的契机，农村居民消费结构升级是我国未来经济增长的最大原动力。

三、农村居民消费结构与转变经济发展方式的实证分析

（一）模型的设定、变量的选择与数据的处理

向量自回归模型（Vector Auto-regression Model, VAR）模型是一种非结构化的动态联立方程模型，它可以同时揭示内生变量之间的即期关系和动态影响。基于此，本文采用VAR模型研究我国农村居民消费结构变动与产业结构和经济增长之间的长期均衡和短期关系，以及在给定单位变化条件下各变量系统内相互影响的综合动态反应。考虑到统计数据的可得性及其代表性，选择相关变量和对相关数据进行处理如下。

文中采用农村居民的恩格尔系数(EC) ,即农村居民食品支出占消费总支出的比重，作为农村居民消费结构的代表变量。产业结构是中间变量，用三大产业占GDP比重，即第一产业比重（PFI），第二产业比重(PSI)、第三产业比重(PTI)作为产业结构的代表变量。经济增长指标用国内生产总值(GDP)指标，为了消除物价水平的影响，用历年生产总值指数对GDP进行调整，即按可比价计算。所选变量数据均根据《中国统计年鉴（1978-2010）》整理得来。为消除异方差，对以上五个变量做自然对数化处理，于是构建VAR模型为：yt=c+∑Pi=1A变量向量,At是带估计的参数矩阵， C是常数项，p是自回归滞后阶数，εt是随机扰动项。

（二）模型的估计与检验

1.单位根检验

由表1显示，五个变量都为不平稳的时间序列，经过一阶差分后为平稳I（1）过程，因此，可利用1978―2010年农村居民消费结构与产业结构和经济增长的经验数据来构建反映它们之间互动关系的VAR模型。表1单位根检验结果变量 ADF

检验值检验类型

注：检验类型中的C，T，K分别表示检验模型中含有截距项、趋势项、滞后值；临界值均为Mackinnon协整检验临界值；表示一阶差分。

2.VAR模型估计

在VAR模型估计中的一个重要问题就是滞后阶数的确定，通常可采用两种方法:一是LR(似然比)检验法，另一种方法是利用AIC信息准则、SC信息准则和HQ信息准则判断。根据样本数据计算相应的统计量，经判断初步选定滞后阶数为2阶，VAR模型具体估计式如下：

一般而言，第一个协整向量具有较强的经济解释能力，对第一个协整向量进行正规化后可以得到对应的协整关系表达式为:

由协整方程可以看出，农村居民消费结构与GDP的增长呈正相关，即GDP每增长1%，农村居民消费结构升级0.130801%。而三大产业的系数均为负值，显然，三大产业结构与农村居民消费结构脱节。因此，当前应高度重视农村居民消费升级对产业结构调整的影响，把握扩大农村居民的有效消费需求以及明确经济结构调整方向，增强产业结构调整的针对性和有效性，促进我国尽快走上消费驱动型经济发展阶段。

4.格兰杰检验

为考察农村居民消费结构变动与三大产业结构和经济增长之间存在的长期均衡关系是否构成因果关系以及方向如何，选择滞后期为2的格兰杰检验，结果见表3。表3

由表3可得出如下结论：其一，我国农村居民消费结构演变和第一、二产业结构之间存在单向因果关系，而第三产业与农村居民消费结构不存在因果关系。换言之，三大产业中，只有第一、二产业结构在一定程度上促进农村居民消费结构的升级，而农村居民消费结构升级对第一、二产业结构的拉动作用不明显。究其原因，三大产业结构与农村居民消费结构不相适应，特别是第三产业的发展与农村居民的消费需求相差甚远。其二，在0.1的显著性水平下，农村居民消费结构与经济增长之间不存在双向的因果关系。这意味着，经济增长提高了农村居民的收入水平，促进了农村居民的消费结构从生存消费需求向享受、发展需求层次转变。但是，农村居民消费结构对经济增长的促进作用却不明显。其三，第一产业与经济增长不存在双因关系，而第二、三产业结构与经济增长都存在双向因果关系。可见，第二、三产业对经济增长的贡献比较大，而第一产业相对较小。

5.脉冲响应分析

为了清晰地反映农村居民消费结构与产业结构和经济增长的动态影响，在VAR模型的基础上估计农村居民消费结构的脉冲响应函数，并根据相关指标的比较把响应函数追踪期设定为15年。由表4显示：一方面，当本期给第一、二、三产业一个冲击后，居民消费结构立即作出了响应，并且这一冲击对农村居民消费结构变动短期内影响较大，呈现一定的波动性，因此，三大产业的协调发展更有利于农村居民消费结构升级。另一方面，经济增长不仅在短期内对农村居民消费升级有明显的拉动作用，而且能持续形成对农村居民消费增长的正向响应，不过这种带动作用将会越来越弱。

6.方差分析

方差分解可将系统的预测均方误差分解为系统中各变量冲击所作的贡献，从而可以进一步考察我国农村居民消费结构与产业结构和经济增长之间的动态变化。具体分解结果如表5。

由表5可知:一方面，消费结构的冲击影响呈现先上升后下降的趋势，在第6期最高点27.14417%。三大产业结构的冲击影响是递增的，在第15年分别到达1.438864%、1.460255%和23.53602%。另一方面，在lnGDP的变动中，0.000332%-27.14417%的波动可以由消费结构的变动解释0.328230%-1.148291%的波动可以由第一产业的变动解释，0.272053%-1.482778%的波动可以由第二产业的变动解释，3.709335%-23.53602%的波动可以由第三产业的变动解释。可见，农村居民消费结构变动对经济增长的冲击大于三大产业结构的变动对经济增长的冲击，并且第三产业结构变动大于第一、二产业结构的变动。因此，调整产业结构，大力发展第三产业，促进我国农村居民消费结构升级是未来经济增长的最大原动力，这与理论分析相吻合。

四、结论与政策建议

综上可知：我国农村居民消费结构与产业结构和经济增长具有长期的均衡关系；农村居民消费结构变动对经济增长的冲击大于三大产业结构的变动对经济增长的冲击，并且第三产业结构变动大于第一、二产业结构的变动。然而，目前我国产业结构与农村居民消费结构存在着严重“错位”，经济增长提高了农村居民的收入水平，促进了农村居民消费结构升级，而农村居民消费结构演变并没有引起产业结构的改变，对经济增长的促进作用也不明显，从而导致农村居民消费慢于经济增长。因此，在当前和未来时期内，可从如下几方面促进农村居民消费结构的升级与优化，适时调整三大产业结构，实现经济增长方式的转型。

（一）建立农民增收的长效机制，稳定农村居民的消费预期

首先，建立农民增收的长效机制。农村居民消费取决于农民收入增长的长效性，因而要拓宽农民的增收渠道，既要从农业内部挖掘农民持续增收潜力，又要通过市场，增加农民的货币收入，从农业外部寻求增收途径，同时还要通过教育、培训等方式提高农民自身增收能力。［2］(56-57)其次，稳定农村居民的消费预期。目前我国农村居民面对农业生产、疾 病等方面的不确定性，不得不减少当前消费，增加储蓄以增强抵御不确定的风险。据调查，农民一次大病的平均花费7000多元，几乎等于一个家庭一年的全部收入。⑦因此，扩大公共财政向农村倾斜，完善农村教育、医疗等社会保障体制，增强农村居民消费信心，从而促进农村居民消费支出及其支出结构的升级。

（二）把握农村居民消费热点，引导农村居民消费结构优化与升级

消费热点反映出消费者新的消费愿望，构成了消费者对未来消费的潜在需求的方向。随着农民收入水平的提高，农村居民消费逐渐升级。因此，要关注农村居民消费需求的新动向，把握农村消费热点。一方面，加强舆论导向，引导农村居民合理的消费行为。另一方面，以农村居民消费热点为增长极，适时调整产业结构，引导农村居民消费结构的升级。这样既能使企业生产实现有效供给，又能使农村居民消费需求结构的变化成为产业结构优化升级的强大动力。所以，政府可以通过宏观调控政策培育农村消费热点，［3］(29)如调整财政资金的使用方向、力度和节奏，采用各种转移支付手段来改变产品的相对价格，在农村市场培养那些示范效应强，能够带动相关产业发展、辐射作用大的消费热点，引导农村居民消费结构升级。

（三）以农村居民消费结构升级为导向，促进产业结构调整

首先，适时调整农业结构，发展农业生产，增加农产品的有效供给。一方面，把握市场消费需求，合理调整农业生产结构和农业的品种结构；另一方面，根据市场消费结构，发展高产优质高效农业，不断推出农产品消费热点；同时，提高农产品的科技含量，构建优势产业群体，延伸产业链条，推进农业产业升级。其次，面向农村消费品市场调整第二产业结构，生产适合农民消费水平的工业消费品。第三，大力发展农村服务业，加大公共财政对农村的基础设施的投入力度，改善与农民生活消费相配套的“硬”环境和“软”环境，提高农村居民消费的幸福指数。

（四）缩小城乡居民消费差距，促进消费公平

消费差距在很大程度上源于收入差距。所以缩小城乡居民消费差距，应从合理调节城乡居民收入差距入手。首先，稳定和完善农村税收政策。继续通过对农业生产资料从生产到销售各个环节实行税收减免，降低农业生产资料的成本；完善现行对农产品征收增值税制度，应将增值税延伸到农业生产环节，切实减轻农民负担。［4］(177-179)其次，完善农村土地产权制度。数据资料分析表明：⑧农村居民土地价值下降是城乡居民财产占有水平差距扩大的重要原因。因此，应从保护农民土地权益出发，健全土地承包权流转的方式和程序，缓解农地关系紧张的矛盾，提高资源的利用效率，使农民能够获得通过市场化运作土地资产在流转中带来增值的收益。第三，建立和完善补偿机制，着力改善农村低收入群体的的生产和生活条件，增加低收入者的消费能力。

注 释：

①中华人民共和国国家统计局.stats.省略/tjsj/jidusj/

②余丰慧.智慧应对中国经济不确定性风险［EB/OL］.中国宏观经济信息网.2011-5-30

省略/xsfx/rdfx/20110530099713.shtml

③中国宏观经济信息网.5月中国制造业PMI为52%经济增速回落［EB/OL］. 2011-6-1省略/news_speed/hgjj/20110601099730.shtml

④中国人民大学课题组.扩大农民消费问题研究――背景和意义(上) ［EB/OL］. hbzyw.省略/xwxx.asp?id=791

⑤中华人民共和国国家统计局. stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm

⑥中华人民共和国国家统计局.stats.省略/yearbook/indexC.htm，stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm

⑦韩 俊，罗 丹.中国农村医疗卫生状况报告［J］.中国发展观察, 2005(1):16

⑧张 鑫.中国城乡居民收入差距及其成因的演化路径研究［D］.辽宁大学博士论文，2009（11）：183-184．

主要参考文献：

［1］姜 涛．转型时期中国居民消费升级的产业结构效应研究［D］．山东大学博士论文，2009．

［2］贺喜灿．人力资源开发视角的农民增收长效机制研究――以江西为例［D］． 南昌大学博士论文，2010(6)．

［3］杨志安，王 娜，张 磊．中国农村居民消费热点培育问题研究―基于ELES模型［J］．经济与管理研究,2010(12)．

［4］刘 利．中国城乡居民收入差距：理论分解•现状评判•对策思考［D］．吉林大学博士论文，2010（5）．

Rural Resident Consumption Structure and Transforming Economic

Development Model: Evidence from 1978 to 2010

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随着我国经济的快速发展，城镇居民的收入不断增加，我国各地区城镇居民的消费支出强劲增长，消费结构发生了巨大的变化。但是，由于各地区的经济发展不平衡及原有经济基础的差异，各地区的消费结构仍存在着明显差别。为了进一步改善消费结构，正确引导消费，提高我国城市居民的消费水平和生活质量，有必要对各地区城镇居民的消费结构之间的异同进行考察与比较，以期发现特点和规律，从宏观上把握各地区城镇居民的消费现状和不同地区消费水平的差异，为提高我国各地区消费水平提供决策依据。

一、对地区消费水平的差异的分析方法

1 因子分析模型的建立

因子分析模型是根据变量间的相关性大小，把变量分组毕业论文怎么写，利用同组内的变量之间相关性较高而不同组的变量之间相关性较低，每组变量代表一个基本结构，这个基本结构称为公共因子。因子分析的出发点是用较少的相互独立的因子变量来代替原来变量的大部分信息，可以由下面的数学模型来表示[[1]]：

其中：，，，…，为p个原有变量，是均值为0、标准差为1 的标准化变量；，，，…，为m个因子变量，m 小于p，表示成矩阵形式为

，

其中：F因子变量或公共因子，可以将它们理解为在高维空间中互相垂直的m个坐标轴；为特殊因子；F 与均为不可观测的随机变量。 A为因子载荷矩阵，称为因子载荷，是第i个原有变量对第j个因子上的载荷系数。在模型中，特殊因子表示了原有变量不能被因子变量所解释的部分，相当于多元回归分析中的残差，被定义为彼此不相关且与公因子也不相关。

2 实证分析

居民消费水平是指居民在物质产品和劳务的消费过程中，对满足人们生存、发展和享受需要方面所达到的程度。它主要通过消费的物质产品和劳务的数量和质量来反映。

在各种消费指标中，消费结构指标最能够体现出各地区间的消费水平差异，本文引用我国常用的消费资料支出分类方法，将各地区城市居民人均生活费支出分为8个部分，相应的指标分别用X1～X8表示 。其中X1（食品）、X2（衣着）、X3（居住）、X4（家庭设备用品和服务）、X5（医疗保健）、X6（交通和通讯）、X7（娱乐教育文化服务）、X8（其他商品与服务），单位：元

2.1 因子分析

2. 1.1 数据来源

本文数据取自各地区域城镇居民家庭平均每人全年消费性支出(2009年)，来自2010年中国统计年鉴[[2]]。具体表格略论文开题报告范文。

2.1.2因子分析的过程

由于多个变量使用的量纲可能各不相同或者变量间的数值大小相差很大，因此， 首先将初始变量标准化，把原变量数列化为均值为0，方差为1的数列。标准化后全国31个省市作为样本，将上述X1～X8八项支出指标作为变量，得到原始数据阵。首先判断数据变量是否适合进行因子分析，算出样本相关系数阵为：

表1：样本相关系数阵

由上述矩阵发现8个消费要素间的相关系数大部分均大于0.3，适合做因子分析。

再进行KMO统计检验，作为比较变量间简单相关系数和偏相关系数的指标，数学定义为，其中是变量与其他变量的简单相关系数，是变量与变量在控制了剩余变量下的偏相关系数。

Kaiser给出了常用的KMO度量标准： 0.9以上表示非常适合；0.8表示适合；0.7表示一般；0.6表示不太适合；0.5以下表示极不适合。

计算结果如下：

表2

并且通过巴特利特球体检验(P=0.000＜0.05)，表明说明原有的8个变量具有很强的相关性，它们反映的消费要素有很大重叠毕业论文怎么写，可以做因子分析。

利用SPSS计算后得到主成分的碎石图，分析发现提取2个主因子比较合适。

利用主因子分析法提取2个主因子，用最大方差旋转进行简化，得到因子载荷矩阵（见下表），它代表变量和公因子的相关系数：

表3

由表1 载荷矩阵可得出以下结论：

（1）第1 主成分，为主要消费因子，在食品、居住、交通和通讯、家庭设备用品、服务娱乐教育文化服务和其他商品与服务6个方面有较大的载荷，即该因子综合反映了这6个方面的变动趋势。 因此第1 主因子可以视为代表各地区城市居民在这6个方面的消费指标，可命名为生活必需型因素。

（2）第2 主成分，为次要消费因子，在衣着、医疗保健有较大的载荷，所以第2 主因子可视为各地区城市居民在这2方面的消费指标，可命名为生存型因素。如受此影响的地区多为北方省市，可分析为气候因素的影响。

从二维的旋转空间的成分图可以明显的看到各个消费要素间的类属关系，可以看到主消费因子和次消费因子非常靠近两个因子的坐标轴，表明用两个因子刻画消费要素效果非常好，信息丢失较少，达到了我们综合消费要素，减少解释变量的目的，使得提前的因子含义清晰，有利于我们对消费要素进行归类进行分析解释：

表4

2个因子能解释的方差分别为5.640（70.494 ％），1.155（14.440 ％），因此这2个主因子能说明总情况的84.935％。8个变量标准化后（不受各变量的不同量纲的影响），最后各变量X1～X8相对应的共性值之和分别为0.916，0.854，0.744，0.783，0.843，0.892，0.926，0.835，除居住外均大于0.75，所以这些变量对各地区城市居民消费结构的分析具有很强的说服力。

根据标准化数据，分别计算各地区城市主要、次要消费因子得分，以各因子方差贡献率作权重进行加权汇总，得出各地区居民消费水平综合评价得分并排名，表中因子得分情况及其正负仅表示该省市与平均水平的相对位置，并不说明该省市的居民消费发展水平为负。

综合评价排名V=0.704 * F1+0.144 * F2

2.1.2.1我国区域居民消费水平排序及解释（由于篇幅限制，在这里只列取前10位）

表5：全国各省市居民消费因子得分及排名表

 

地区

F得分

F1排名

F2得分

F2排名

综合得分

综合排名

上海

3.34231

1

0.44751

7

2.42

1

 

广东

2.23941

2

-0.75061

9

1.47

2

 

北京

1.32859

4

2.06475

1

1.23

3

 

浙江

1.35439

3

0.58846

6

1.04

4

 

福建

1.13345

5

-0.98121

10

0.66

5

 

天津

0.69190

6

1.05934

2

0.64

6

 

江苏

0.59168

7

-0.05948

8

0.41

7

 

辽宁

-0.02806

8

0.61654

5

0.07

8

 

山东

-0.17779

9

0.84007

4

0.00

9

 

重庆

-0.19444

10

0.88520

3

篇（4）

2．最终消费情况分析。最终消费由居民消费和政府消费两部分组成，甘肃省最终消费支出1978年为43.12亿元，2007年为1615.37亿元。根据《甘肃统计年鉴》数据计算居民消费支出一直占据最终消费支出大部分的比例，稳定在70％以上。

3.甘肃省最终消费对经济增长贡献率。消费贡献率(消费拉动率)通常指在经济增长率中消费需求拉动所占的份额,计算甘肃省最终消费贡献率在2002年至2007年间分别为63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最终消费对经济增长的贡献率并不稳定，其原因是经济增长更容易受资本形成总额、货物和服务净出口政策要素影响。

二、甘肃省城乡居民消费结构变动分析

1．农村居民消费支出变动分析。消费结构指各类消费支出在总消费中所占的比例，消费结构能够反应出居民的生活水平，甘肃农村居民从1993年到1999年将支出主要用于食品消费，说明农村居民生活水平处于贫困和温饱状态;从2000年开始消费支出比例小于0.5，生活水平有所提高。医疗、交通通讯、教育、居住是衡量居民生活水平的重要标志，相关数据变动说明甘肃省农村居民消费结构逐渐优化，农村居民生活水平逐步提高。

2.城镇居民消费支出变动分析。恩格尔系数从1993年的0.51总体上保持下降趋势，到2007年的0.36，食品消费支出已不在占据消费支出的一半比例。说明城镇居民的生活水平的提高，城镇居民生活水平到达小康阶段，医疗保健、交通通讯、娱乐文教、居住方面的支出比例都相应有所增加，表明城镇居民的生活质量逐步提高，消费结构不断优化。

3.城乡居民消费结构变动度分析。消费结构变动度，是分析消费结构变化程度的指标，计算公式为：

在1996年～2000年期间，甘肃省农村居民消费结构变动度为9.00％，城镇居民消费结构变动度为6.26％。在2001年～2006年期间甘肃省农村居民消费结构变动度为2.22％，城镇居民消费结构变动度为3.27％。

在1996年～2000年期间，城乡居民消费结构变动非常显著，其中食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次;2001年～2006年期间，城乡居民消费结构经过剧烈变动后，明显趋于缓和变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大；医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。

三、甘肃省城乡居民消费函数分析

本文采用持久收入消费函数。具体模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε

其中Ct为现期消费;Yp和Yz表示持久收入和暂时收入。系数α1和α2分别是持久收入和暂时收入的边际消费倾向。根据《甘肃年鉴》统计资料，对模型进行回归拟和，分别得甘肃省城乡居民消费函数(1）、（2）。

农村居民消费函数Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）

（0.002）（8.237）（2.469）

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

城镇居民消费函数Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）

（1.095）（40.793）（3.908）

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

从方程中可看出，农村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消费；每增加1元暂时收入，有1.74元用于消费。既增加了暂时收入，不仅要将暂时收入全部用于消费，同时还要拿出储蓄来消费。城镇居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消费；每增加1元暂时收入，有0.87元用于消费。

四、简要结论

1．经济增长与城乡居民的收入和消费之间有直接的影响。经济增长越快，收入增加越高，消费也会随着增加。但是，在投资、出口和消费等三要素当中,消费对经济增长的贡献率最高，一般都在70%左右,说明拉动消费仍然是甘肃省经济发展的主要动力。

2.随着经济的增长、收入提高，居民生活水平提高，消费结构出现重要变动倾向。在城乡居民的消费结构变动当中，食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次，特别是自从2001年以来，城乡居民的消费结构剧烈变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大。另外，医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。

3.为了巩固消费对经济发展的贡献率，我们建议：一是加快发展城乡经济，保证固定资产的投资速度，使投资增长不要出现大起大落;二是进一步开发农民能够稳定增加收入的就业渠道和途径，如非农产业收入、转移性就业收入、农业产业化收入等；三是对于城市居民来讲，要把创造更多的就业岗位和机会作为重点，用扩大就业保证收入，用收入增加保证消费；四是对于城乡居民的消费结构进行一定的引导，努力改善城乡居民住房、医疗、教育、保障等关键性问题。

参考文献：

篇（5）

引言

随着居民收入的逐步上升与生活质量的不断提高，居民生活引发的碳排放会越来越大。在国家积极探索内需拉动经济的同时，如何有效地降低居民部门对碳排放的影响，是中国实现可持续发展、可持续消费的重要方面。促使居民生活碳排放减少的因素主要有居民消费碳排放系数、平均消费倾向、平均家庭规模、居民能耗结构等[1-3]，不过不同因素影响效应的程度与减排潜力存在明显区别。首先，平均消费倾向呈现逐年下降的趋势，对居民生活碳排放起着明显降低效应，但不能依靠该因素达到降低碳排放的目的，因为这与国家大力刺激内需政策相左。其次，平均家庭规模虽是降低趋势，但不可能一直缩小下去，按照2014年放开单独“二胎”政策，倡导理想家庭模式为“三或四口之家”，所以未来依靠缩小家庭规模以达到降低居民生活碳排放的目的，是行不通的。再者，居民能源消耗结构呈现出无序的变动态势、各种能源比例需要进一步升级、优化，尽量使其对居民碳排放的影响效应明显化。最后，文献对于碳排放强度对碳排放的显著降低影响有着一致的结论[4-7]，这对研究中国居民消费碳排放系数对其碳排放的影响效应有重要借鉴意义，因此居民消费碳排放系数就成为基于居民部门节能减排工作的重要突破口。而居民消费碳排放系数取决于居民消费水平、居民消费模式以及居民生活用于购买能源产品的数量，属于影响居民部门碳排放的内生因素[8-10]，简而言之，与居民消费结构密切相关。鉴于此，根据居民消费结构与碳排放系数的变动特征，在考虑城乡居民消费差异情况下，探讨前者对后者的影响效应，并对使其降低的有效途径进行相应探索是非常重要的。

1 居民消费结构与居民消费碳排放系数的变动

1.1 居民消费信息熵

消费支出用途与所占比重不同，无法综合度量居民消费结构的动态演变规律，信息熵可以很好地解决这个问题。信息熵（Information Entropy）是对一种物质或体系运动无序度的量化[11]，反映其变动结构特征。将信息熵引入居民消费可以很好地考虑到不同消费项目所占的比重，反映居民消费结构演变规律。根据信息熵的计算公式，居民消费信息熵的计算方法如下：

为居民消费信息熵（Residential Consumption Information Entropy）， 表示类消费支出， 为 类居民消费支出。 综合考虑各种消费支出的比重变化，反映居民消费结构特征，是对居民消费无序度的量化。数值越大，表示居民消费无序度越大；良好的居民消费结构是从无序向有序、由低级有序向高级有序的演变。但并不表示数值越大，相应的消费结构越好，而在有序的变动过程中，趋于稳定，才视为良好的发展状态。

1.2 居民消费碳排放系数

借鉴生产总值碳排放强度与能源碳排放系数的定义，居民消费碳排放系数称为万元居民消费碳排放，表示为满足单位居民消费水平所消耗的能源产生的碳排放。尽可能在满足居民生活需求与提高生活质量的情况下尽可能降低满足单位居民消费水平（或效用）所造成的碳排放，是国家积极探索内需启动经济发展、倡导可持续消费模式的重要方面。

1.3 居民消费结构与居民消费碳排放系数的动态演变特征

由图1所示，1985～2013年中国居民消费结构与碳排放系数呈现不同方向阶段性波动：

1985～1987年居民消费信息熵缓慢上升，居民生活水平较低，恩格尔系数较大，居民消费限于基本“衣食住行”。1988～1989年居民消费信息熵有轻微下降，主要由于家庭设备用品及服务类消费支出的比重上升，引起结构变动的混乱；同时家用耐用消费品的增加，加大居民生活对能源的消耗，造成碳排放系数上升。1993～2002年居民消费结构中食品与衣着类支出比重逐渐下降，居住、交通通信、家庭设备用品及服务等支出比重持续上升，居民消费结构处于由低级向高级的逐渐转变过程中，居民消费水平有了显著提高，快于居民生活碳排放，进而居民生活碳排放系数持续下降。

2003～2007年居民消费结构持续升级，引发居民对住宅、汽车与家用电器等消费热点的需求，引起居民生活碳排放增加。这一时期居民的平均消费倾向整体下降，但对这几类的消费倾向是上升的，进而促使这一时期居民生活碳排放系数的提高。2008～2013年居民消费信息熵与居民生活碳排放系数呈现不同方向变动，前者持续增加，能源与环境压力的持续增强促使节能减排成为“十一五”规划中重要的约束性指标[10]，政府大力倡导与宣扬可持续消费或绿色消费，鼓励消费节能型产品，引导居民生活减少对能源的压力，促使居民生活碳排放系数下降。

由上文分析不难看出，1985～2013年不同时段我国居民消费结构对居民消费碳排放系数的影响效应存在差异[12]。因此，中国居民消费结构如何升级、优化调整才能促进居民部门节能减排工作的顺利进行呢？明显看出，居民生活碳排放系数与居民消费结构变动之间呈现的是非线性特征，因此不能简单地应用以往的线性模型设定两者关系，应该建立适合两者真实互动的关系的模型。阈值协整模型主要分析非线性序列，不同于以往假定变量之间呈现线性关系的模型，因此在考虑城乡居民消费差异的情况下，构建非线性阈值协整模型，揭示中国居民生活碳排放系数因居民消费结构变动与城乡居民消费差异不同而呈现机制转移的非线性效应。

2 理论模型

2.1 城乡消费差异的泰尔系数

由于我国呈现二元结构，城乡消费水平存在很大差距，而居民消费水平受城乡消费水平差距的影响，因此构建基于居民消费结构与碳排放系数的阈值协整模型时，需要兼顾城乡居民消费水平的差异。文献中度量城乡居民消费水平常常采用人均消费支出，但该指标没有反映城乡居民人口比重的变化，故计算度量城乡居民消费水平差异泰尔系数[13]，计算公式如下：

其中 分别为城镇居民与农村居民， 为消费水平， 为人口。结果表明居民城乡消费水平差距呈现先上升，继而缓慢下降的变动趋势。

2. 2 阈值协整模型的设定

表示居民消费碳排放系数， 表示居民消费结构变动信息熵， 表示城乡居民消费差异的泰尔系数。为表征居民消费结构变动对居民碳排放系数呈现非线性影响效应，需要定义非线性光滑转移函数 ，大小位于 连续函数，反映居民消费结构对其碳排放系数的影响效应随着变动程度的不同而发生变化。其中 为阈值变量， 为机制转移的位置。 为光滑参数，反映两个之间平缓速度的快慢。 为阈值参数，表示机制发生转移时阈值变量的取值。因此，居民消费结构与碳排放系数的阈值协整模型可设定为：

3 模型的检验与估计

3.1 变量的单位根检验

为确保数据适合构建阈值协整模型，虽然变量不一定是平稳序列，但一阶差分序列必须是平稳的。换言之，要求变量为一阶单整序列，即要通过变量的单位根检验。运用常用的两种单位根检验方法即 与 法进行检验，结果显示，虽然居民消费信息熵、碳排放系数与城乡居民消费差异的泰尔系数不平稳，但一阶差分不存在单位根，即三个变量是属于一阶单整序列，可以进行下一步的操作。

3.2 有关平滑转移函数 存在与形式确定的检验

确定平滑转移函数 是否存在与具体的形式，首先确定机制转移发生的位置参数，其次进行非线性检验，证明在位置参数确定的情况下所设置的模型呈现非线性；最后确定平滑转移函数的具体形式。

3.2.1 确定机制转移位置参数

位置参数的确定方法是基于平滑转移函数的三阶泰勒展开[14-15]，将展开式代入式（3），重新参数化后得到：

针对不同的 运用OLS对式（2）进行估计，根据 函数值最小确定相对最优模型，或者拟合优度即 最大时所对应的 即为机制发生转移的位置参数。本文选取 的取值范围在 ，根据表1的结果，选取 最大时对应的 。

3.2.2 非线性检验

进行非线性检验，运用基于极限分布为 的 检验，原假设为不存在非线性，即展开式中 ，拒绝原假设，认为该模型存在非线性。由表2的检验结果得知，拒绝存在线性的原假设，即该模型存在非线性。

3.2.3 平滑转移函数 具体形式的确定

通常平滑转移函数形式有两种，指数函数与逻辑函数，检验方法仍是 检验，不过原假设与备择假设的设定不同，本文设定原假设 ； ； [16-17]，如果不拒绝 而拒绝 ，则式（4）中 为指数函数，否则为逻辑函数。根据表2的检验结果，拒绝 ，则可确定函数形式为逻辑函数。

3.3 阈值协整检验

根据估计的平滑转移函数 的形式对式（4）进行估计，若模型估计的残差是平稳序列，则该模型为阈值协整模型。可以采用部分残差进行检验[18]，检验统计量设定为：

4 实证分析

4. 1模型的估计结果

为确定阈值参数，对式（4）进行 迭代估计，直至残差平方和最小，估计结果如下：

光滑函数的结果反映在考虑城乡居民消费差异的情况下，居民消费结构对居民生活碳排放系数产生长期效应，呈现非线性特征。其中光滑参数 ，表明这种非线性效应机制转移的速度较为缓慢。

4.2 分阶段分析

阈值参数 表明居民消费结构对居民消费碳排放系数的非线性转移发生在居民消费信息熵等于1.905处。如图2所示，1985～2002年居民消费信息熵小于估计的阈值参数 ，估计的光滑转移函数 等于0或接近于0。居民消费结构对碳排放系数的影响效应遵循第一机制，由 反映。1985年与2002年居民消费信息熵分别为1.56与1.85，城乡居民消费差异的泰尔系数分别为0.76与0.94，由于居民消费结构的变动引起居民生活碳排放系数分别下降了0.31与0.48。其他年份具有类似的结果，即在居民消费以“衣食住”为主的消费模式，居民消费水平还未达到小康水平，居民消费结构比较单一，处于低级变动状态时，对居民生活碳排放系数的影响效应为负，利于居民生活能源效率的提高。

当居民消费信息熵围绕在估计的阈值参数 周围波动时，估计的光滑转移函数 介于0与1之间，从而使得居民消费结构变动对居民生活碳排放系数的影响效应在第一机制与第二机制之间平滑转移，由 反映，影响效应由负向正、继而由正向负平滑转换。2003～2007年居民消费结构中私家车、住宅、高端通讯工具等成为新的消费热点，消费支出总量与比重快速增加，从而加大了居民生活碳排放。在2003年与2007年使得居民生活碳排放系数分别提高0.48与0.51，表明居民消费结构处于众多消费项目分别变动，较为混乱的变动状态，尤其是高能耗消费的增加，提高了居民生活碳排放系数。

2008～2013年居民消费信息熵大于估计阈值参数 ，估计的光滑转移函数 等于1或接近于1，这段时期居民消费结构对居民生活碳排放系数的影响效应服从第二机制，由 反映。居民消费结构中各消费项目呈现不同方向的变动，但逐步形成以住宅、交通通讯、家庭设备用品及服务与教育文化娱乐服务类支出为主，食品支出为辅的消费格局。“节能减排”理念引导居民向低能耗与低排放的方向转变，引起居民生活碳排放系数在2008年与2013年分别下降了0.124与0.127，居民消费结构变动对碳排放系数的影响效应为负，有利于居民生活中节能减排。但作用程度较弱，说明通过居民消费结构变动促进居民部门节能减排这一途径还有很大的潜力与空间。

4.3 对居民生活碳排放系数的偏效应

根据估计结果分别计算居民消费结构与城乡居民消费水平差距对碳排放系数的偏效应。如图3所示，居民城乡消费水平差异的泰尔系数对居民生活碳排放系数由负效应逐渐向正效应转变，并且有逐渐增加的趋势，表明城乡消费差距逐渐成为阻碍居民部门节能减排的重要因素。居民消费结构的变动对居民生活碳排放系数的偏效应，呈现先降后升，而后由升向降平缓转移的影响态势，不过后续降低效应不具有明显性。

5 结论

在考虑城乡居民消费差异情况下，构建居民消费结构与碳排放系数的阈值协整模型。得到主要结论如下：

第一，1985～2013年中国居民消费结构变动对居民消费碳排放系数的长期效应，因消费结构优化、升级变动，而呈现非线性的转换与演变：1985～2002年居民消费结构中“衣食”类支出逐渐下降，“住行用教”类支出比重上升，两者比重接近，逐步形成“两足鼎立”的消费模式，居民消费结构对碳排放系数的影响效应服从第一机制，呈现负效应。2003～2007年居民消费中“住行用教”类支出大幅度上升，并且属于高碳排的消费项目，引起居民生活碳排放系数上升，这一时期居民消费结构呈现增加效应，在第一机制与第二机制之间平缓转换。2008～2013年受节能减排政策以及可持续消费模式的影响，居民消费逐步向低能耗、低排放方向演变，进而引起居民生活碳排放系数的降低

第二，与之相一致，居民消费结构变动对碳排放系数的偏效应由负向正转换，继而向节能的方向演变，但负效应不是很显著。同时城乡居民消费差异对居民消费碳排放系数的影响效应整体上呈现负效应，逐渐向正效应演变，表明城乡消费差异不利于居民部门碳排放系数的降低。

从长期上看，中国需要进一步优化居民消费结构，提倡可持续消费模式、降低居民消费碳排放系数；同时缩减城乡居民消费差异，提高区域消费水平均衡化，从居民部门出发，促进节能减排工作的顺利进行。

参考文献：

[1] Lenzen M.Primary energy and greenhouse gases embodies in Australian final consumption：an input-output analysis[J].EnergyPolicy，1998（6）：495-506.

[2] Weidman Thomas.Examining the global environmental impact of regional consumption activities-parts 2： review of input-output models for the assessment of environmental impacts embodied in trade. Ecological economics， 2005.

[3] Park Hi-Chun.The direct and indirect household energy requirements in the Republic of Korea from 1980 to 2000-An inputCoutput analysis [J].Energy Policy ， 2007.

[4] Munksgaard J，Pedersen K. A，Wier M.Changing consumption patterns and CO2 reduction[J].International Journal of Environment and Pollution，2001，15（2） ：146-158.

[5] Vringer K，Blok K，Engelenburg B，Determining the primary energy requirement of consumption patterns[J]. Economics for Industrial Ecology， 2006.

[6] Qu Jiansheng，Zeng Jingjing，Li Yan，et al.Household Carbon Dioxide Emissions from Peasants and Herdsmen in Northwestern Aridalpine Regions，China[J].Energy Policy，2013（57）： 133-140.

[7] 柴士改.最终消费能源消耗及其碳排放研究[D].中南财经政法大学博士论文，2013：146-166.

[8] 周平，王黎明.中国居民最终需求的碳排放测算[J].统计研究，2011（28）7：72-78.

[9] 彭希哲，朱勤我国人口态势与消费模式对碳排放的影响分析[J].人口研究，2010（34）1：48-58.

[10] 汪同三，吴承业.21世纪数量经济学第11卷[M].社会科学文献出版社，2011.294-304.

[11] 耿海青，谷树忠，国冬梅.基于信息熵的城市居民家庭能源消费结构演变分析-以无锡市为例[J].自然资源学报，2004（2）：56-62.

[12] 向书坚，柴士改.最终需求间接能耗核算模型的改进研究[J].中国人口.资源与环境，2014（2）24：47-54.

[13] Shorrocks A.The Class of Additively Decomposable Inequality Measures， Econometrical， 1980：613-626.

[14] Choi，P.Saikkonen.Testing Linearity in Cointegrating Smooth Transition Regressions， Journal of Econometrics， 2004：341-365.

[15] Dijk V D.T，erasvirta P.H.Franse.Smooth Transition Auto regressive Models-A Survey of Recent Developments.Econometric Reviews， 2002：147-150.

[16 ] Sarantis N， Nonlinearit ies，Cyclical Behavior and Predictability in Stock Markets： International Evidence， International Journal of Forecasting ， 2001：459- 482.

[17] Terasvirt T.Specification，Estimation，and Evaluation of Smooth Transition Autoregressive Models，Journal OF The Americann Statistical Association， 1994：208-218.

篇（6）

重庆直辖以后经济得到了快速发展，居民生活水平不断提高，但同时农村居民消费增长缓慢导致城乡消费差距不断扩大，居民消费对经济增长的拉动力明显减弱。由于农村人口占全市较大比重，挖掘农村居民消费潜力，开拓农村市场，促进农村居民消费和结构升级，将极大地带动重庆经济增长。

一、重庆农村居民消费现状及特点

西部大开发和鼓励农业政策促进了重庆农村经济的发展，生产规模和生产效率有了明显提高，农村居民收入不断增长，消费水平也逐渐上升。1998-2008年农村居民消费总额从333.41亿元增至581.91亿元，提高74.53%；人均生活消费从1417.08元上升至2008年的2884.92元，年平均增长7.37%，剔除物价上涨因素实际增长5.8%。但与重庆城镇居民相比，农村消费水平明显滞后，在消费层次上相差两个等级。2008年重庆农村人口占全市总人口的73.8%，而消费总额却只占居民总消费的20.9%，农村消费明显乏力。

（一）农村居民消费水平偏低，增长缓慢

重庆农村居民人均消费支出不仅远远低于重庆城镇居民，也低于全国农村人均水平（见表1）。重庆农村与全国农村人均之比从1997年的1.26:1下降至2008年的0.79:1（全国人均为1）；与重庆城镇人均之比从1997年的0.29:1进一步下降为2008年的0.24:1（城镇人均为1），农村人均消费还不及城镇的1/4，而这种显著落后的差距还有逐渐扩大的趋势。就是与西部省份相比，2008年重庆农村居民人均消费居四川、云南、陕西、青海和宁夏五省之后，也处于较落后水平。

表1居民人均消费支出单位：元

年份

全国农村居民

重庆城镇居民

重庆农村居民

1998

1128.16

4894.54

1417.08

1999

1144.61

5352.44

1388.64

2000

1284.74

5475.17

1395.53

2001

1364.08

5765.07

1475.16

2002

1541.83

6360.2

1497.72

2003

1656.32

7118.06

1583.31

2004

1842.75

7973.05

1853.94

2005

2231.14

8623.29

2142.12

2006

2533.91

9398.69

2205.21

2007

2970.65

9890.31

2526.7

2008

篇（7）

中图分类号：J215 文献标识码：A 文章编号：1674-0432（2011）-08-0256-2

根据世界经济科技发展新趋势和走新型工业化道路的要求，国务院作出了推进产业结构优化升级的部署，指明了当前及今后一段时期产业结构调整的目标、原则、方向和重点，这一部署对于加强和改善宏观调控，转变经济增长方式，推进产业结构优化升级，保持国民经济平稳较快发展具有重要意义。而在产业结构的调整过程中，消费结构是其中的一个重要影响因素，下面仅就消费结构对产业结构的影响略述如下：

1 消费结构影响并决定产业结构

消费结构合理与否，不仅直接关系到居民消费水平的高低，而且对产业结构有非常重要的作用，它不仅影响而且决定着产业结构的调整。改革开放以来，随着城镇居民收入水平的提高，居民消费结构逐年升级，我国城镇居民消费格局不断发生变化：

（1）从基本的吃、穿、用类转向以居住条件改善、通信和交通便利为主要内容的住、行类消费；

（2）从简单的商品性消费，转向包括各种服务在内的复杂性商品消费，如餐饮、医疗保健、教育、娱乐、旅游、家庭服务等；

（3）从大量的普及性商品消费，转向注重选择、追求时尚的个性化消费。商品的质量、品牌、款式、包装和售后服务越来越受到重视。由于城镇居民手中不断增多的货币以及他们的消费偏好，增加了市场对资源配置的作用力，带动了与“吃、穿、用”消费热点有关的农业、轻工业的快速发展。同时房地产业、汽车制造业、住宿和餐饮业、其他服务业等相应地得到了较快发展。

2 消费结构变化决定消费品产业的变化

为了说明这个问题，我们从不同消费品的需求收入弹性系数入手，考察消费结构对消费品产业的影响。需求收入弹性系数是指自变量收入增长1%，因变量需求变动的程度。需求收入弹性系数的大小决定着消费品产业的生产方向。因此，消费结构与消费品产业是密切相关的，需求收入弹性是联系消费需求和消费产业之间的纽带。2005-2010年城镇居民消费构成中类消费的收入弹性系数见表1：

表1 需求收入弹性系数

从表1我们看出，2005年需求收入弹性系数大于1的有家庭设备用品及服务、交通和通信、其他商品及服务三项。到2010年，在此基础上又增加了衣着、医疗保健和教育文化娱乐服务三项。从发展趋势看，纺织工业在消费品工业所占比重下降，从支柱产业退化成夕阳产业。医疗、交通和通信、教育文化娱乐服务开始进入上升轨道。居住、其他商品及服务的需求收入弹性系数从2005年的0.65和1.28上升到2010年的0.93和1.82。食品需求收入弹性系数升幅也很大，这有利于食品工业，特别是农产品向深加工、精加工方向发展。以上需求收入弹性的变化，表明了居民的消费结构发生了变化。这种变化势必影响消费品产业结构发生变化，说明了产业结构中生产低收入弹性消费品的产业比重不断下降，生产高收入弹性消费品的产业比重不断上升。

3 消费结构的变化影响农、轻、重产业的构成

随着城镇居民生活水平的提高，消费结构发生了很大变化。食品所占比重减小，用品和服务支出比重则增大。推动着产业结构逐步从农业为主转向工业为主，再转向服务业和信息产业的变化。这与消费结构发展趋势是一致的。详见图1：

图1 农、轻、重产业产值及比例构成图

由上图我们看出，农业在工农业总产值中所占比重由2005年的22.5%下降到2010年的11.8%，轻工业比重由2005年的30.8%下降到2010年的26.4%。由于重工业摆脱了自我服务、自我循环的状况，不仅比重增大，由2005年的46.7%上升到2010年的61.8%。而且内部消费结构的生产也发生了变化，如家用汽车、计算机、家用电器等比重日益增大，为消费者提供了更多的可选择产品。消费结构的变化，必然刺激重工业的发展，从而影响农、轻、重产业的构成。

参考文献

[1] 邓永成.中国居民消费结构二十年系统研究[J].上海财经大学博士论文,2000.

[2] 赵卫亚.中国城镇居民文教消费的地区差异分析[J].统计研究,2005,1.

[3] 胡彭辉.2006年我国城乡居民消费差距的实证研究[J].经济问题探索,2008,2.

[4] 何先平.中国城镇居民消费结构研究[J].长江大学学报(自然科学版)农学卷,2008,3.

[5] 刘小铭.我国城镇居民消费函数的均值结构变化模型分析[J].统计与决策,2008,9.

[6] 崔海燕.居民消费结构变化与产业结构调整研究―以山西省为例[J].山西大学学报(哲学社会科学版),2008,9.

[7] 国家统计局.中国统计年鉴(2009)[M].中国统计出版社,

2009.

篇（8）

问题的提出[①]

消费是经济发展的动力，是拉动经济增长的三驾马车之一。2008年按支出法计算，河南省国民生产总值18473.14亿元，居全国第五位，最终消费支出为7759.33亿元项目管理论文，占国民生产总值的42.0%（最终消费率），低于全国最终消费率平均水平6.6个百分点，居全国第25位。2007年河南省政府消费支出2011.27亿元，占国民生产总值的13.4%（政府消费率），居民消费支出4820.00亿元，占国民生产总值的32.1%（居民消费

图1 河南省消费不足的逻辑推理

率），按照著名发展经济学家H.钱纳里等实证研究，政府消费率一般维持在11.9%—15.0%之间，河南省政府消费率符合H.钱纳里的标准结构（箭头 1），但是居民消费率却远低于标准结构中的居民消费率大于60%的水平论文服务。在居民消费支出中，河南省城镇居民消费支出为8837.46元项目管理论文，占城镇居民收入的66.793%，低于全国平均水平4.5个百分点，居全国倒数第5位。据初步统计2009年河南省城镇居民家庭恩格尔系数为34.2%，依据联合国粮农组织提出的恩格尔系数标准，河南省城镇居民生活水平自1996年已进入小康层次，消费方式已经开始由生存型向享受发展型转变，基生活消费已经基本稳定且弹性较低（箭头2），所以非基本生活消费低是才是问题的根源（如图1）。

一、基于非基本生活消费模型分析

1、非基本生活消费的概念及界定

生活消费按满足人们需要的顺序，可分为基本生活消费和非基本生活消费，基本生活消费是维持劳动力再生产所必须的、最低限度的消费。非基本生活消费则是基本生活消费的对称，是超出维持劳动力再生产所必需的消费。一般而言项目管理论文，人们只有在满足了基本生活消费的条件下，才有可能发展非基本生活消费。本文参考了《消费经济学大辞典》的合理词义解释部分，并对非基本生活消费做了一定的延伸和补充论文服务。非基本生活消费是指在满足人们维持和延续其生命的基本生活消费的前提下，用于满足自身发展和发挥其体力、智力以及为使生活舒适的物质消费、精神消费和劳务消费的总称。生活消费支出、基本消费支出、非基本生活消费支出分别用CE(consumption expenditures)、BLC(basic living consumption)、NBLC(non-basic living consumption)表示。

2、扩展线性支出系统（ELES）下非基本生活消费的模型构建

假定某一时期人们对各种商品(服务)的需求量取决于人们的收入，而且人们对各种商品的需求分为基本需求和超过基本需求之外的需求两部分，居民在基本需求得到满足之后才将剩余收入按照某种边际消费倾向安排各种非基本消费支出。非基本生活消费的ELES模型需求函数[②]：

参数是边际消费倾向，满足：0

对模型的进行变形：

令V=；a=；b=

对方程式进行回归可得a*和b*，进一步可求出：

3、非基本生活消费的计量分析

模型采用1993—2008按收入水平分组的河南省城镇居民消费支出的截面数据，为了修正和避免数据出现异方差，本文采用了加权最小二乘估计（WLS）法对方程参数进行回归估计项目管理论文，权重W=resid^(-2)。显著水平选取为0.05。t(d)是β*i的t观测值，R2为方程的可决系数论文服务。

通过EVIEWS软件进行WLS回归结果如下[③]：

2008年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

2007年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

2006年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

2005年河南省城镇居民消费ELES模型的回归估计参数

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

2004年河南省城镇居民消费ELES模型的回归估计参数

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

2003年河南省城镇居民消费ELES模型的回归估计参数

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

2002年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

2001年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

2000年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

1999年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

1998年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

1997年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

1996年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

1995年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

1994年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

1993年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

1992年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

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

汇总回归方程估计结果，通过Excel软件处理结果如下：

表1 1993-2008年河南省城镇居民基本消费和非基本消费支出情况单位：元

类别

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

数据来源：1994-2009年河南省统计年鉴

二、基本生活消费与非基本生活消费图示分析

1、量的图示分析

河南省城镇居民人均消费支出在1992年仅为1342.58元，在2008年达到8837.46元，基本生活消费自1992年的人均800.0448元变化到2008年的人均3370.727元，非基本生活消费也从1992年人均542.5352

图2城镇居民消费支出、基本生活消费与非基本生活消费比较

元增加至2008年的人均5466.733元。如图2所示，我们不难发现，基本生活消费的变化趋势比较缓慢，而非基本生活消费的上升趋势较明显。其中，2001年非基本生活消费在首次超过基本生活消费，虽然在2002年有所下降项目管理论文，但是在2003年非基本生活消费又超过基本生活消费，并逐渐扩大差距，截至2008年非基本生活消费已超出基本生活消费2096.006元。

2、增量投向与拉动分析

河南省城镇居民人均消费支出增量（CE）明显呈倒“U”型，从1993年的人均266.68元降低至1998年的37.63元，随后逐步上升，其中，近两年的人居民消费支出增量明显，2007年为人均1141.54元，2008年为人均1010.74元。基本生活消费增量（BLC）的波动不明显，在九十年代前期逐步降低，随后又逐步上升到1993年的水平项目管理论文，维持在人均200元左右，增量投向比和贡献率总体呈下降趋势，说明基本生活费已趋于稳定。与基本生活消费增量不同，非基本生活消费（NBLC）波动比较明显，总体呈逐步增加趋势，说明非基本生活消费受外界影响较大，也是拉动增量增长的主力论文服务。增量投向比与贡献率也能很好的说明这一点，非基本生活消费增量投向比从1993年的0.23433上升至2008年0.75506，期间虽然起伏较大，但是趋势比较明显，贡献率也从1993年的4.7的百分点扩大至2008年9.8个百分点。分析的结果（表2）表明非基本生活消费的拉动潜力比基本生活消费大。

表2 河南省城镇居民消费增量投向与贡献率比单位：元、%

年份项目

CE

BLC

NBLC

增量投向比

贡献率

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代表基本生活消费、非基本生活消费对城镇居民生活消费的贡献率。CR1=g*BLC/CE项目管理论文，CR2= g*NBLC/CE，其中g=(CEt-CEt-1)/ CEt-1

三、预期收入与非基本生活消费的模型分析

1、预期收入与非基本生活消费的模型构建

建立预期收入与非基本生活消费模型需要对预期收入的形成机制做出某种假定，本文主要采用自适应预期模型，假定消费主体对收入的预期是通过一种简单的学习过程而形成的，其机理是，消费主体会根据自己过去在作预期收入时所犯的错误的程度，来修正他们以后每一时期的预期收入，用数学式表示就是：

Yt*=Yt-1*+λ(Yt—Yt-1*)，其中Y*为预期收入，λ为适应系数，0≤ λ≤1项目管理论文，模型的推导过程为：

NBLCt=??+??Yt*+??t………………………………（1）

将变形后的收入自适应过程代入（1）式：NBLCt=??+??[λYt*+(1—λ) Yt-1*]………………………(2)

将(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）

模型可以变形为：NBLCt=a+ b0Yt+ b1 NBLCt-1+ut t………………………………（5）

对（4）式一阶自回归模型进行回归，可以得到a、 b0、 b1的估计值，代入（4）式可求出模型估计值。

2、预期收入与非基本生活消费的实证分析

1）通过eviews软件分析得出以下回归结果[④]：

表3 自适应预期模型回归结果

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）模型检验

德宾h检验：

通过excel软件计算，Var（b1*）= 0.221790948，回归结果中D-W=1.973887

= 0.059412

因此接受原假设??=0，说明该回归模型不存在一阶自相关。

统计推断检验：

由表3数据可得可决系数R2=0.978529修正的可决系数为0.975226，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好论文服务。由回归的结果可以看出t(b0*)=6.749687项目管理论文，t(b1*)=-2.127573，prob(b0*)=0.00000

3）预期收入与非基本生活消费的方程

NBLC=-263.7151+0.39487Y*

从式中我们知道，预期收入对非基本消费有显著影响，当预期可支配收入每增加1元，就有0.39487元用于非基本生活消费。

四、政策建议

河南省城镇居民消费水平已达到富裕层次，通过基本消费与非基本消费支出的趋势描述以及各自的增量投向与拉动分析，可知基本生活消费支出已经趋于稳定，非基本生活消费是扩大消费居民消费的关键，从回归的结果看，预期收入对非基本生活消费有显著影响，所以增加和稳定城镇居民预期收入是提高城镇居民消费的着力点。

参考文献

[1]黄心田，易法海.湖北省城镇居民食物消费结构趋势分析[J] 统计与决策，1999（02）

篇（9）

摘要：本文通过分析我国的文化消费现状和趋势，梳理文化消费影响产业结构的作用机理。根据中国与美国的投入产出数据分析我国居民文化消费对文化产业的拉动以及文化消费对产业总产出的拉动，与美国对比分析我国目前文化消费结构以及产业结构的合理性，探索文化产业发展以及总产业结构优化调整的政策建议。

关键字：文化消费；产业结构；结构合理性

[DOI] 10.13939/j.cnki.zgsc.2015.30.

1引 言

根据2014年的文化蓝皮书[指《中国文化消费需求景气评价报告（2014）》和《中国文化产业供需协调增长测评报告（2014）》.]数据，我国2012年全国城乡文化消费需求达到11405.97亿元人民币，总量增长12.64%，继续保持高速增长；人均文化消费需求达到844.45元人民币，增长12.09%。对比来看，居民文化消费的总量增加比产出水平的增加要多很多，比居民收入的增加要少很多，比总消费的增加要略微低一些，与储蓄的增加相比前者显著低于后者。1991—2012年，全国人均文化消费以13.60%的年均速率增长，而将2004年与2012年的文化产值相比，中国文化产值经历了2.15%至3.48%的增长，居民文化消费率却由2.76%降低至2.20%。可见，文化产业与文化消费之间存在着不协调、不一致的问题，长此以往，必定会在两者之间激发出更多的矛盾，以至于使文化产业生产与文化消费需求脱离。

2文化消费结构合理性研究

2.1产业结构受消费影响的理论基础

通过列昂惕夫的投入产出模型，可以表示文化消费影响产业结构的效应，中间使用+最终使用=总产出，可表示为：

（i=1，2，…，n）①

其中，Xij代表i部门为j部门生产消耗提供的产品的数量； Yi代表i部门产品的最终使用量；Xi代表i部门的总产出数量。

（i，j=1，2，…n）②

为直接消耗系数，即j部门生产单位总产品对i部门产品的消耗量。将②式代入①式，得到：

（i，j=1，2，…n）③

矩阵形式为：

即AX+Y=X，X为社会总产品向量，Y为最终产品向量，A为直接消耗系数矩阵。即总产出-中间使用=最终使用

④

X为A的同阶单位矩阵，为投入产出矩阵，也称之为列昂惕夫逆矩阵，则有：

④式表示总产出与最终使用间的关系，通过其可知各部门总产品X的情况下，各部门的最终使用Y。由④式两边同乘以 可得：

⑤

⑤式的经济含义为当最终总产品每增加一个单位时对社会总产品的完全需求量，其投入产出模型为：，其中B起着乘数作用，直接消耗系数就被其放大为完全消耗系数，完全消耗系数即等于直接消耗系数与间接消耗系数之和。

综上所述，根据⑤式可实现文化消费对产业结构产生的乘数效应和溢出效应。

2.2文化消费结构的合理性

文化消费可以对产业结构产生多种影响，同时，产业结构的升级转变也会从供给的角度影响居民的文化消费。两者之间的这种相互关系意味着，文化消费的结构绝不是孤立于产业结构而存在的，必须是与产业结构有着良性互动，互相适应并推动彼此顺应时势的发展。在第三次工业革命的大背景下，在产业结构和消费结构不断升级的大环境下，文化消费若想实现结构的优化，不仅要根据居民需求调整自身内部的各项分类的占比，还要与产业相适应、相互协调，这便是实现文化消费结构的合理性的基本要求。基于这一视角，本文在讨论文化消费结构时将会分别讨论内、外两部分的合理性问题。在本部分利用投入产出方法分析了文化消费与产业关系问题，从而提出中国应需注意的问题和政策建议。

3 我国文化消费与产业结构的关系

利用前文介绍的理论基础，本部分经过数据处理分析，将居民文化消费额对产业总投入的需求关系进行阐述。本文选取的中国数据为投入产出表中的“文化、体育和娱乐业”以及“教育”两部门数据，来自中国投入产出学会网站2005年和2010年的投入产出表，美国的数据为48部门的投入产出表中的“教育”一个部门数据，对OECD投入产出数据库中美国2000年和2005年的数据进行分析。根据数据分析结果，美国自20世纪70年代起，在文化消费对总产出的拉动方面即处于稳态状态，可以作为中国未来发展方向的参考，所以选取美国作为比对国家。

2005年，中国居民对于教育的消费数量为3026.27万元人民币，占居民消费总额的4.25%；在文化、体育和娱乐业方面的消费数量为656.33万元人民币，占居民消费总额的0.92%。2010年，中国居民对于教育的消费数量为4987.85万元人民币，占居民消费总额的3.45%；在文化、体育和娱乐业方面的消费数量为1077.72万元人民币，占居民消费总额的0.74%。可以看出在这个时间段的前后，居民在文化方面的消费绝对值增加了，但是在消费的比例上却是下降了，这说明，虽然在文化消费上居民的需求在增加，但是相比于其他部门的增加速度还是比较缓慢，这其中也不乏由于文化的新的表现形式未被计算于统计数据的情况存在。

针对中国的文化消费对总产出的投入需求分析，利用投入产出模型中的X=B*Y，将B*Y中的各部门的值求和，比上居民文化消费的占比，就可以衡量文化消费部门的产品消费每增加一个单位，需要的产业总投入。经过计算，可以得出我国的文化消费部门的产品消费每增加一个单位，需要的产业总投入都在2个单位左右，但对比于2005年的2.24，2010年时的1.91体现出了文化产业的发展是趋于健康完善的。相比于美国的1.7~1.8稳定的浮动范围，中国居民的文化消费及文化产业可以看出还处于尚不稳定的阶段。在消费发展的推动下，产业也在进行着优化和调整，以适应居民越来越多样化的文化消费需求；在产业结构方面，未来会在结构调整方面更加趋于合理化，以适应消费需求的结构变化。

4主要结论及对策建议

基于投入产出模型的研究可得出以下几点结论。第一，中国居民的文化产业体系正在日益完善，产品的供给能力也在增强，不过仍然存在供给与需求不相适应的情况。第二，文化消费需求在不断增大，种类也在更加趋于多元化，居民消费结构随着第三次工业革命的发展而更加合理。第三，对于同样的产出，中国对产业的需求多于美国，中国的产业结构还需要进一步优化调整，更要加强产品和服务的供给能力。

针对中国文化产业结构发展并不完善且没有与文化消费相适应的情况，提出以下几条建议：第一，应将文化产业的发展适时地贴近文化消费的需求，以需求指引产业发展；第二，注重文化产业的发展监管，促进更多适应居民需要的新兴形式的出现；第三，重视并且利用文化消费对产业结构的作用和影响，来支持产业和消费的结构升级；第四，针对区域之间的文化产业发展差距，制定相关的鼓励性政策并推动实施，以实现区域间的和谐发展。

参考文献：

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关键词：消费结构产业结构政策建议

消费结构是在一定的社会经济条件下，人们（包括各种不同类型的消费者和社会集团）在消费过程中所消费的各种不同类型的消费资料的比例关系，有实物和价值两种形式。而产业结构是产业间的技术经济联系与联系方式。只有二者的和谐发展，才能促进国民经济的持续发展。消费结构与产业结构的一般关系是由消费与生产的关系决定的：消费结构与产业结构具有同一性，二者互为前提；产业结构决定消费结构，没有产业结构的变化，消费结构的变化就失去了物质基础；消费结构在一定意义上又决定产业结构，因为生产的根本目的和出发点是消费，没有消费的生产是不存在的，而且消费是生产的动力，消费结构升级是产业结构升级的终极拉动力量，产业结构必须与消费结构相适应。

从静态观点看消费结构与产业结构的关系

消费结构与产业结构在相互联系的同时也具有一定的相对独立性，从静态的某一时点来看，产业结构对消费结构具有决定作用。产业结构（具体是产品结构）无论是数量还是质量都直接决定了消费结构的数量和质量，在一个具体时点上，消费结构不可能脱离产业结构，其发展情况与产业结构的状况密切相关。

比较典型的是我国从建国后到改革开放前这一时期，实行传统的计划经济体制，生产类型为投资导向型，即在市场长期处于供给短缺的状态下。同时投资方向也并不以市场需求为主，而是以扩大积累，增加投资为目的，生产经营的重点也是为了获得更多的资源从而进一步组织生产。这一时期我国片面重视发展重工业，忽视了轻工业和农业的发展，第三产业几乎面临零发展，产业结构严重不合理，中央在用计划手段严格控制主要产品生产的同时，对居民消费品实行计划定量配给制度。在这样的环境下，消费者在商品购买过程中处于被动地位，消费需求得不到满足，消费结构单一，产业结构完全由生产者引导，消费结构对产业结构的影响微乎其微，可以说产业结构的质和量直接决定了消费结构的质和量。

从动态过程看消费结构与产业结构的关系

任何事物都是不断变化、发展的，从动态的过程看消费结构与产业结构的关系，二者是相互依赖、相互促进的，具有互动效应，特别是消费结构在一定程度上制约着产业结构的发展，消费结构的变动能够相应的引起产业结构的变化。但与此同时，消费结构也要与产业结构相适应。

（一）消费需求结构与产业结构的关系

消费需求的变动必然会引起市场需求的变化，从而带动相关产业的发展，引起产业结构的变动。消费需求的升级会推动产业的不断创新，同时潜在的消费需求也为产业结构的调整和升级留下了巨大空间，可见消费需求结构与产业结构之间存在一定的因果关系。

在消费需求中，居民消费需求是消费需求因素中影响产业结构的最主要因素（消费需求包括居民消费需求和政府消费需求）。它对产业结构的影响是直接的，主要通过收入和价格来引导产业结构的变动。居民收入的提高引起需求结构发生变化，这必然要求产业结构作出相应的调整来适应这一变化；同样，居民消费需求变化引发的商品价格变化必然会引导生产资源进行重新配置，实现产业结构的调整。另外影响产业结构变动的另一重要因素国际贸易，实际上是通过国外居民的需求变动引导世界范围内生产要素的合理流动来实现一国产业结构的调整的。

（二）产业结构必须与消费结构相适应

随着我国经济由卖方市场向买方市场的转变，侧重从消费的角度来考察产业结构的变动具有一定的合理性，消费结构对产业结构变动的影响显得愈加突出，主要表现在以下几个方面：

1.消费结构的变动决定了产业结构调整的方向。消费结构的调整与升级可以直接带动消费品生产行业的结构调整与升级，使消费品行业的供给结构不断适应消费需求的变化发展。同时，消费结构的调整与升级通过导致消费品供给结构的调整，最终也带动了投资品生产行业的结构调整与升级，从而大大改变产业结构的组成与运行方式。

2.消费结构调整为产业结构调整和产业的发展提供动力。消费结构的不断升级会给产业技术的升级提出新的要求，要求企业必须不断改造传统产业，促进产品的更新换代，从而进一步推进产业结构的调整与升级。产业结构的调整要与消费结构的调整相适应，消费者的消费需求是不断变化的，消费结构也是不断升级的，于是产业结构的调整与发展也是无止境的。

3.消费结构的调整是产业结构调整的强制力量。消费结构的调整不但会迫使投资决策改变方向，进而影响到整个社会投资结构的变动，而且还会通过挤压衰退产品及服务的市场空间和利润空间促进存量资本的流动，从而促进了产业结构的调整与升级。

4.消费结构升级是促进产业结构升级的重要拉动力量。消费结构的升级必然会带动产业结构的升级。产业结构升级的基本含义，产业的高附加值化和高技术化、产业的高集约化、产业的高加工度化。热点商品的消费必然会促进这一时期本行业和相关行业的发展，比如近期我国的汽车消费和住房消费必然会相应的带动汽车、房地产行业以及相关行业的发展。

（三）产业结构对消费结构的影响

在买方市场条件下，消费结构是产业结构升级的一个重要动因，与此同时，产业结构对消费结构也有重要的影响，消费结构也要与产业结构相适应。产业结构的变化，必定直接影响消费结构的现实变化。随着产业结构变动速度的加快，消费结构变动速度的加快是必然的。三大产业对消费结构产生的影响主要有：

农村产业结构的变动，包括种植业结构、农业生产结构和农村生产结构（主要是非农产业内部多种生产部门共同发展的格局），以及农村剩余劳动力的转移，将加快农村经济的市场化进程，在这一过程中必然会伴随农民人均纯收入的增加，这就为农村居民消费商品数量的增加以及消费结构的调整奠定了基础。

第二产业在国民经济中的地位的不断提高以及第二产业内部各部门之间比例的不断合理化，会相应提高居民的消费量，并且随着汽车、高档家电、住房等耐用消费品不断的进入家庭，消费者的生活质量会不断得到改善，消费结构也会随之调整和不断升级。

城乡第三产业的加快发展，将为城乡居民消费结构中服务消费的增加提供条件。“十一五”期间，我国第三产业将进入快速发展阶段，这将大大带动起服务消费的发展，从而对消费结构的升级起到促进作用。

促进消费结构升级与产业结构调整的政策建议

（一）促进消费结构升级的政策选择

对一个国家来说，必须积极推进居民消费结构的升级，进而使产业结构不断得到相应的调整并逐渐趋向合理化和高级化，这对一个国家的宏观经济保持持续稳定的增长至关重要。

1.要提高城乡居民的收入水平。第一，要调整收入分配结构，缩小城乡收入分配差距，提高城乡居民的收入水平尤其是农民的收入水平；提高广大农民的收入水平，一要建立和完善对农业的支持保护体系；大力推进工业化，从根本上提高农业劳动生产率并为农村剩余劳动力的转移创造条件；大力减轻农民负担，进一步实行农村税费改革；而在城镇中应注重提高广大低收入者的收入水平，逐步扩大中等收入者的比重。第二，要统筹区域经济协调发展，缩小地区差距；在东部率先发展的同时，要加快西部的开发和中部地区的崛起，振兴东北老工业基地，使各区域经济协调发展，缩小地区间的收入与消费差距，为消费结构的升级创造条件。

2.要积极调整消费政策，鼓励发展新的消费热点和消费方式，同时为了适应鼓励消费，促进消费升级的客观需要，要逐步清理、废除各种限制消费的政策。最重要的是政府要对鼓励消费的政策的实施认真落到实处。

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中图分类号：F014.5

文献标识码：A

文章编号：1004-4914（2014）01-049-03

居民消费需求在拉动一国或地区经济发展中的作用非常显著。居民消费需求对经济增长的拉动作用既有直接的，也有间接的影响，这为人们所共知。如果不考虑对外经济联系的影响因素的话，那么，消费的实际增长，就直接表现为一国或地区GDP的增长。因为，居民的消费需求对一国或地区经济增长的影响主要表现为消费的增长就是经济增长的重要组成部分，因而成为经济增长的最基本要素。因此，消费的形成过程也就是GDP的形成过程。消费对经济增长的间接影响，指的是消费的变动直接影响其他经济变量，还会通过消费的变动间接地影响国民经济活动的总量。

既然居民消费需求的变化对微观经济主体和宏观经济运行会产生直接和间接的影响，因而，居民消费需求对经济增长影响的定性分析要从“宏观”和“微观”两个角度来分析。本文着眼于居民的消费需求，重点探讨居民消费需求和经济增长二者之间的联系。

一、宏观视角下消费需求对经济增长的影响分析

市场经济是需求导向型经济。市场经济体制下，居民的消费需求是通过购买消费品而表现出来的特定需求能力，这实质上是市场对消费品的现实需要。这种需求的层次愈高，对经济增长的贡献率就愈大，决定着一国或地区的经济增长方式的发展和转变。正是在消费需求的影响下，经济增长方式才得以不断地向前发展。

1.消费需求的水平、规模和速度决定一国或地区的经济增长的水平、规模和速度。作为凯恩斯宏观经济理论重点的消费需求理论，建立在有效需求决定国民收入的基础上，国民收入是反映的是一国或地区国民经济发展水平的综合指标，人均国民收入直接反映一国或地区人民生活水平的综合指标。国民收入反映不同的社会经济关系，更能反映居民的消费水平。从各国经济发展状况来看，经济增长离不开消费需求，消费需求对经济增长的重要推动作用无可替代。由居民收入决定的消费需求和国家或地区经济增长两者之间存在必然联系。根据收入决定理论——凯恩斯模型，需求的增加并不能导致供给的增加，但社会总产出水平和经济增长的幅度取决于社会总需求的强度。因此可以得出，消费需求的水平、规模和速度决定着一国或地区经济增长的水平、规模和速度。

2.居民消费需求结构决定一国或地区的经济增长结构。恩格尔定理告诉我们，随着居民收入水平的不断提高，其消费的支出结构由原来的购买吃、穿等必须的生活必需品为主转向购买高档的、耐用消费品。而个人消费的结构变化直接影响生产消费资料的产业结构——不仅影响生产消费资料产业的构成，而且还影响一国或地区的产业结构。在卖方市场中，生产商主导，是产业结构决定消费结构。而在买方市场中，是消费者主导，产业结构决定不了消费结构。通过消费，产品的价值才能得以实现，生产过程才能得以实现。商品的使用价值实现不了，即不为社会所需，那么生产就没有必要，经济增长也只能是纸上谈兵。所以，从消费为生产提供动力的角度看，消费决定生产，消费结构决定产业结构。可以说消费产生着需要，而消费结构产生需求结构。消费者选择消费品，形成个人消费结构，消费结构通过不同的需求结构制约产业结构，且决定着产业结构的发展变化。不仅不断地促进消费市场发展，还可促进经济的有效增长。因此说，消费需求结构决定经济增长结构，合理的消费需求结构不仅为一国或地区经济增长创造条件，也为经济增长奠定基础。

3.消费需求影响投资和生产规模。西方经济学中加速原理（加速作用）表明，收入或消费的变动会引起投资的剧烈变动。一方面，为了满足消费需求的增长，社会会调动各种因素予以满足，出于利益的驱动，各企业也会动用各种资源增加生产，扩大规模，这必然要增加投资，而投资的增加又要求扩大生产资料的生产，这必然又要增加投资，说明消费需求的增加会导致投资需求的增加。另一方面，消费需求产生新的生产需要，成为生产商的动力，而生产又为消费提供消费的对象。因此，生产创造消费，决定着消费的性质、方式，即生产创造出按特定方式进行消费的消费者。消费需求产生了一系列的连带生产的需求和投资的需求，从而对经济增长产生影响。可见，消费需求的增加导致生产规模扩大，消费需求带动了经济增长。

二、微观视角下居民消费需求对经济增长的影响分析

在微观层面上，消费需求对经济增长的影响主要体现在“资源调配”的作用上，进而对经济的增长起着影响作用。因为，消费需求的变化必然会引起消费者和生产者的各自行为的变化，不仅会改变消费者的购买意愿、方式，还会改变生产者的投资决策、企业生产策略。

1.消费需求的变化改变生产者的投资的规模和方向。在经济运行过程中，产品的最终实现有赖于消费的最终完成。可以说，居民的消费需求是促使企业进行经济增长方式选择、投资方向决策、生产方式变革的决定性力量。与此同时，消费需求也对社会生产提出要求，为生产提供直接目的和动力。企业存在的最重要的要素就是要创造利润，而企业追逐利润的结果，最终都会使其处于消费需求的约束下进行生产的扩张。而消费需求对企业的约束，必将使企业都要改变固有、传统的管理模式，逐步在投资的规模、方向等方面走上强化科学管理、注重产品质量与科技含量的“集约型”增长轨道，进而助推经济的总体增长。

2.消费需求的变化改变消费选择，影响经济增长。影响消费需求的因素多种多样，但最重要的是“消费能力”和“消费意愿”。消费能力指受收入和购买的商品相对价格的影响的消费者的货币支付能力，其在消费者的消费决策中具有举足轻重的地位。消费意愿指在物价、利率及收入水平等情况下，居民倾向于消费的程度，是一定时期社会经济发展情况的真实反映。它与消费支出、收入预期呈正相关，即在同等收入条件下，消费意愿越强，消费支出越多。消费者意愿的变化是动机、预期、倾向等心理因素共同作用的结果。消费意愿和消费能力的变化直接影响消费者的消费行为。譬如，当消费者受到某种刺激时，其内在的需求就被激活而衍化成一种消费动力，从而推动消费者去寻找自己所需要的东西，进而作出购买决策，产生购买行为。消费者的购买行为是企业生命，涉及到企业生产的产品能否被社会认可的大问题。消费意愿在消费者的消费决策中的作用不可小视。

三、扩大居民消费需求的对策建议

消费需求、投资需求及出口需求，是拉动经济增长的三大动力。这其中，消费需求是经济增长的根本性和最重要的动力。因为，消费需求既是内生需求，又是最终性需求，而投资需求是引导性需求，出口需求是外生需求。消费需求不仅有很高的可调控性，而且其所占比重越大，抗击风险的能力就越强。我国人口众多，居民消费有很大的市场。因此，扩大居民消费需求，对应对外部风险，促进经济增长，现实意义重大。

增加居民消费，最本质的就是要更多地增加居民的可支配收入，切实提高居民收入水平，进而提高居民的现实购买力。

1.大幅度提高居民收入。提高居民收入是拉动居民消费的最直接手段。增加居民收入，尤其是增加低收入居民收入，是扩大消费需求的前提，更是促进消费的根本措施。需要重点提及的是，首先要重点增加和提高农民的现实收入，努力促进农民收入的稳定增长；其次要努力增加城镇中低收入者的收入，进一步扩大就业。只有实现城镇居民的大幅度就业，居民收入才有稳定来源，才能使消费主体增加有支付能力的需求。而要实现居民收入的不断增长，国家和地区经济的持续快速增长是重中之重。在经济增长过程中，这需要国家推行差异性经济政策，改变当前收入分配不均衡格局。收入是影响居民消费的最直接、最重要的因素，城乡居民消费的多少直接取决于收入水平，因此，当前扩大居民的消费首先就要切实增加城乡居民的实际收入。

2.切实转变居民对消费理念的认识。受传统观念的影响，我国人们更多地存在着“先积累、后消费”的传统消费观念。多年以来，城乡的居民消费倾向偏低，而储蓄倾向则很高，计划经济体制下的消费理念和消费行为以及消费政策的反映仍然根深蒂固。为此，政府应彻底摆脱计划经济体制观念的影响，真正确立与市场经济相适应的消费理念。转变消费政策，积极鼓励和大力提倡居民消费。在调节市场和经济运行上，应着力实行消费启动。提高存款税率，弱化居民储蓄偏好。应充分认识到，居民消费需求不足，会严重制约地方经济社会的发展。要采取有效措施，加强对居民消费的宣传教育，转变居民消费观念；要适应信息技术发展的新形势，大力倡导信用消费，加快信息服务业发展，扩大信息产品及网络服务的供给，促进信息服务的市场化。要从税收体系、信用体系、社会保障体系建设等方面入手，提供更加完备的消费环境，间接刺激居民的消费。

3.培育居民新的消费热点，扩大居民消费。消费热点会带动居民的消费需求，这已为实践所证明，因此培养居民新的消费热点就显得尤为重要。2008年的金融危机后，我国把“扩大内需”作为“保经济增长”的根本途径。政府要进一步完善居民消费政策，对目前已经形成的消费热点，要积极促进和正确引导。

当前，居民消费热点主要表现在以下几方面：

一是文化消费。文化消费是一种典型的非物质追求活动，是指用文化产品或服务满足居民精神需求的消费，包括教育、文化娱乐、体育健身、旅游观光等。文化消费取决于生产力的发展、居民收入水平的提高。随着当今科学技术水平的提高，文化消费已提高居民消费层次和质量、促进人的全面发展的关键要素。为此，要正确引导树立科学的文化消费观念，即要引导居民树立先进的文化观；引导居民树立有意义的文化价值观；引导居民树立科学合理的文化消费观。要强化对文化消费的调控，增加享受文化消费，扩大发展文化消费。政府财政应资助传统文化、先进文化消费、对外文化宣传，向基层、低收人和特殊群体提供免费文化服务。要加强文化消费的法律法规建设，使消费者文化消费权益得到有效保护。要强化文化消费的管理，要从体制、制度、职能、程序、方法、手段上进行合理管理，实行行政监督、司法监督、社会监督、舆论监督相结合，实行行政手段、法律手段、经济手段的有机结合，为引导文化消费和文化产业健康发展提供依据。

这里，尤其要提及的是旅游消费，随着《旅游法》的出台，对旅游业冲击会更大，持续时间会更长。但对促进旅游业的规范、健康发展，创造了有利条件，意义重大。今后应引导居民把消费视点转移到自身素质提高上来，开辟出旅游业发展的新空间。

二是住房消费。住房是居民最基本、最主要、负担最大的生活资料，而且普通居民的需求呈刚性。当前国家对房地产业的调控，主要以打压投资、投机为主，笔者认为这是治标而不是治本之策。因为，单纯打压，其后果必然是减少住房的供应。而在现行利益格局下，影响政府财政更是必然，因而难以持续。老百姓手里有一定的游动资金，是个客观存在，加之又有需求。因此，治本之策是增加住房供应，但只增加保障房的供应和商品房的供应，仍然解决不了中低等收入群体的问题，所以还必须要考虑更大规模地改革住房制度，把满足居民合理居住条件愿望和发挥房地产支柱产业作用结合起来，尽可能地减轻居民合理购买自住普通商品房负担，发挥房地产在扩大内需中的积极作用，进而从根本上解决城市居民的住房问题。住房产业还可带动建材、冶金、机械、化工、林业以及室内装饰业和家用电器业等相关产业的发展。

三是服务消费。在我国，服务消费具备强大的结构性增长空间，随着我国经济发展和居民收入的逐步提高，服务的消费，特别是大中城市的服务消费将会成为下一轮扩大消费的重点。诸如社区商业、物业、家政服务、老年服务产业等。大力发展服务产业，不仅能够直接拉动内需，增加就业，而且还能为地区经济结构的调整创造有利条件。

四是汽车消费。目前，我国已进入汽车私人消费的快速增长期。汽车产业关联度大，不仅直接拉动消费，还可以拉动钢铁、石化、轻工等机械制造业。因此，国家把汽车产业列入十大产业振兴规划之一。政府应在扩大汽车需求、改善汽车消费环境，完善汽车消费政策，减免使用环节征收的各项费用等方面予以重点关注，从而加快我国汽车进入家庭的步伐。

五是信息消费。国务院《关于促进信息消费扩大内需的若干意见》（国发〔2013〕32号）指出：“我国市场规模庞大，正处于居民消费升级和信息化、工业化、城镇化、农业现代化加快融合发展的阶段，信息消费具有良好发展基础和巨大发展潜力。”信息消费是一种直接或间接以信息产品和信息服务为消费对象的消费活动。当前，信息消费伴随着人们生活的改善和收入的提高，成为追求生活高质量的一种必然选择，潜力巨大。

信息消费不仅具有效益功能，更具有强大的福利功能，因此成为居民消费的重中之重。信息消费具有满足人们的生活需要，提高生活质量，增进人们的快乐、健康和幸福的作用。发展居民的信息消费，有利于提高消费力，扩大消费规模，优化消费结构，提高消费质量，促进经济增长和社会文明进步。当前我国居民信息消费发展还很不平衡，政府必须在加快信息产业的发展、提高居民的信息消费能力、引导信息消费等方面作更多更艰苦的努力。要积极发展电子商务，大力发展信息网络产业，促进与金融、物流、现代制造业等有机融合。

[本文为沈阳市社科联2013年度民生课题“居民消费需求对沈阳经济增长贡献实证分析及扩大内需的对策研究”（立项编号：sysk2013-07-20）研究成果。]

参考文献：

[1] 陈善步.消费需求对经济增长的影响研究——基于中国的实证分析[D].湖南师范大学硕士学位论文，2009

[2] 程霞珍，潘理权.扩大居民消费的难点重点与对策研究[J].经济问题探索，2010（1）：185-190

[3] 孙超，孙婧文.沈阳市居民消费对经济增长贡献的实证分析[J].现代商贸工业，2013（8）：48

[4] 李志良.进一步扩大消费需求的分析与思考[J].理论与当代，2005（4）：29-30