時(shí)間：2022-02-11 01:15:13
序論：在您撰寫居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)論文時(shí)，參考他人的優(yōu)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(fā)您的創(chuàng)作熱情，引導(dǎo)您走向新的創(chuàng)作高度。
第一,食品消費(fèi)支出比重隨收入增加呈現(xiàn)出明顯的下降趨勢(shì),這與恩格爾定律的表述一致。但最低收入戶與最高收入恩格爾系數(shù)相差太過懸殊,分別為47.43%和28.02%,相差將近20個(gè)百分點(diǎn)。城鎮(zhèn)最低收入戶剛剛解決了溫飽問題,而最高收入戶的生活水平按照恩格爾系數(shù)的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)早已達(dá)到了富裕型,甚至接近最富裕型。第二,衣著消費(fèi)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(gè)百分點(diǎn)。衣著支出比重沒有更多的遞增且最高收入戶的支出比重有所下降,這些都符合恩格爾定律關(guān)于衣著消費(fèi)的引申。隨著收入的增加,衣著支出比重呈現(xiàn)先上升后下降的走勢(shì)。事實(shí)上,在當(dāng)前的價(jià)格水平和服裝業(yè)的發(fā)展水平下,城鎮(zhèn)居民的穿著是有一定限度的,而且居民對(duì)衣著的需求也不是無限膨脹的,即使收入水平繼續(xù)提高,也不需要將更大的比例用于購(gòu)買服飾用品了。第三,家庭設(shè)備用品及服務(wù)、交通通訊、娛樂教育文化服務(wù)和雜項(xiàng)商品與服務(wù)的支出比重呈逐組上升趨勢(shì),說明居民的生活水平隨收入的增加而不斷提高和改善。第四,醫(yī)療保健支出比重隨收入水平提高呈現(xiàn)一種兩端高、中間低的走勢(shì),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(gè)百分點(diǎn)。這是因?yàn)獒t(yī)療保健支出作為生活必須支出,不論居民生活水平高低,都要將一定比例的收入用于維持自身健康,而且由于醫(yī)療制度改革,加重了個(gè)人負(fù)擔(dān)的同時(shí),也減小了舊制度可能造成的不同行業(yè)、不同體制下居民醫(yī)療保健支出的差別,因而不同收入等級(jí)的居民在醫(yī)療保健支出比重上差別不大。第五,居住支出比重基本上呈逐組下降的趨勢(shì),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(dá)到9.91%,這與我國(guó)居民消費(fèi)能級(jí)不斷提升,住宅商品正在越來越成為城鎮(zhèn)居民關(guān)注的熱點(diǎn)是相吻合的,同時(shí)與恩格爾定律的引申也是一致的?？梢钥闯?城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)狀況雖然受價(jià)格水平、消費(fèi)習(xí)慣、消費(fèi)環(huán)境、消費(fèi)心理預(yù)期等諸多因素的影響,但歸根結(jié)底仍取決于居民的收入水平,要提高城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出,必須增加居民收入。因此,采取切實(shí)有效的措施增加城鎮(zhèn)居民的可支配收入,不僅可以提高全國(guó)城鎮(zhèn)居民的總體消費(fèi)水平,促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)向著更加健康、合理的方向發(fā)展,而且在啟動(dòng)內(nèi)需,促進(jìn)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面有著重大的現(xiàn)實(shí)意義。
2我國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的縱向分析
進(jìn)入21世紀(jì)以來,隨著經(jīng)濟(jì)體制改革的深入,國(guó)民經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展,我國(guó)城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)水平顯著提高,居民的各項(xiàng)支出顯著增加。隨著消費(fèi)水平的提高,我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)從注重量的滿足到追求質(zhì)的提高,從以衣食消費(fèi)為主的生存型到追求生活質(zhì)量的享受型、發(fā)展型,消費(fèi)質(zhì)量和消費(fèi)結(jié)構(gòu)都發(fā)生了明顯的變化。城鎮(zhèn)居民在食品、衣著、家庭設(shè)備用品三項(xiàng)支出在消費(fèi)支出中的比重呈現(xiàn)明顯的下降趨勢(shì),其中食品類支出比重降幅最大,達(dá)15個(gè)百分點(diǎn);衣著類下降4個(gè)百分點(diǎn);家庭設(shè)備用品類下降幅度不是很大。與此同時(shí),醫(yī)療保健、交通通訊、文化娛樂教育服務(wù)、居住及雜項(xiàng)商品支出在消費(fèi)支出中的比例均有上升,富裕階段的消費(fèi)特征開始顯現(xiàn)。3我國(guó)居民消費(fèi)變化的趨勢(shì)特點(diǎn)
(1)居民收入迅速增長(zhǎng),消費(fèi)水平大幅度提高,消費(fèi)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)明顯的富裕型特征消費(fèi)是收入的函數(shù),收入的增加是消費(fèi)水平提高和消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化的前提。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,我國(guó)居民的收入水平不斷提高,特別是21世紀(jì)以來,我國(guó)居民的收入水平迅速提高。伴隨著收入水平的提高,城鄉(xiāng)居民各項(xiàng)支出全面增加,消費(fèi)性支出大幅度增長(zhǎng)。2005年,我國(guó)城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民人均消費(fèi)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(zhǎng)時(shí)間,我國(guó)經(jīng)濟(jì)保持一個(gè)較高的增長(zhǎng)速度是完全可能的,城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)水平將大幅度提高。
(2)消費(fèi)能級(jí)不斷提高,消費(fèi)內(nèi)容日益豐富,住房與轎車消費(fèi)同時(shí)升溫,可望提前成為消費(fèi)熱點(diǎn)在消費(fèi)水平提高和消費(fèi)結(jié)構(gòu)改善的同時(shí),城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)能級(jí)不斷提高。
(3)以教育為龍頭的娛樂教育文化服務(wù)類消費(fèi)繼續(xù)攀升隨著人們對(duì)知識(shí)認(rèn)知程度的提高和自我完善意識(shí)的增強(qiáng),對(duì)教育的投入仍會(huì)保持增長(zhǎng)。目前從子女教育在人們儲(chǔ)蓄目的位居前列的情況看,對(duì)教育及教育產(chǎn)品的投入仍是今后一個(gè)時(shí)期的消費(fèi)熱點(diǎn)。大力發(fā)展教育事業(yè),特別是高等教育、成人教育、職業(yè)教育應(yīng)是政府長(zhǎng)期堅(jiān)持和倡導(dǎo)的。
4我國(guó)大部分地區(qū)居民消費(fèi)水平偏低的原因及解決方法與策略
(1)居民消費(fèi)率分析:居民消費(fèi)率是指在一定時(shí)期內(nèi)一國(guó)(或地區(qū))居民消費(fèi)部分占GDP的比重。改革開放以來的30年中我國(guó)居民消費(fèi)率的變化大體上可以分為五個(gè)階段:第一個(gè)階段是1978-1981年,這一階段居民消費(fèi)率直線上升,并在1981年達(dá)到了改革開放以來的最高點(diǎn)(53.1%)。第二個(gè)階段是1982-1989年,這8年中居民消費(fèi)率出現(xiàn)過幾次小幅波動(dòng),但基本上比較穩(wěn)定。第三個(gè)階段是1990-1994年,居民消費(fèi)率持續(xù)下降。第四個(gè)階段是1995-2000年,在此期間,除了1997年居民消費(fèi)率出現(xiàn)了小幅下降以外,其余年份均保持上升趨勢(shì),但是上升幅度相當(dāng)小,只有1.9個(gè)百分點(diǎn)。第五個(gè)階段是2001-2005年,居民消費(fèi)率直線下降,并且在2005年達(dá)到了歷史最低點(diǎn)(38.2%)。
(2)居民消費(fèi)占最終消費(fèi)的比重:改革開放以來的1978年到2005年期間,我國(guó)最終消費(fèi)中居民消費(fèi)所占的比重雖然出現(xiàn)過波動(dòng),但是整體上保持穩(wěn)定。值得注意的是2004年居民消費(fèi)的比重直線下降。改革開放以來,我國(guó)居民消費(fèi)占最終消費(fèi)的比重最高只有81.5%,而且大多數(shù)年份不到80%,尤其是2004和2005兩年居民消費(fèi)的比重更是降到了73.3%。國(guó)外經(jīng)驗(yàn)表明,居民消費(fèi)占最終消費(fèi)的比重一般不低于80%。這也從另一個(gè)方面反映出我國(guó)居民消費(fèi)率偏低的事實(shí)。
(3)最終消費(fèi)率分析:最終消費(fèi)率是指在一定時(shí)期內(nèi)(通常為一年或一個(gè)季度)一國(guó)(或地區(qū))最終消費(fèi)占GDP的比重。改革開放以來的28年中我國(guó)最終消費(fèi)率的變化大致上可以分為四個(gè)階段:第一個(gè)階段是1978-2005年,居民消費(fèi)率直線上升,并在1981年達(dá)到了改革開放以來的最高點(diǎn)(67.5%)。第二個(gè)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(gè)階段是1995-2000年,除了1997年最終消費(fèi)率出現(xiàn)了小幅下降以外,其余年份均保持上升趨勢(shì),但是在整個(gè)階段中,最終居民消費(fèi)率上升的幅度并不是很大,只有3.6個(gè)百分點(diǎn)。第四個(gè)階段是2001-2005年,居民消費(fèi)率直線下降,并且在2005年達(dá)到了歷史最低點(diǎn)(52.1%)。與我國(guó)處在相同發(fā)展階段的一些國(guó)家的最終消費(fèi)率一般均在80%以上,但是我國(guó)的最終消費(fèi)率在2003年卻只有55.4%。
以上分析顯示,1978年以來的任何一個(gè)時(shí)期,我國(guó)的居民消費(fèi)率和最終消費(fèi)率都明顯偏低,尤其是2001年以來尤甚,這表明我國(guó)當(dāng)前消費(fèi)不足明顯存在。
論文關(guān)鍵詞:消費(fèi)結(jié)構(gòu);消費(fèi)趨勢(shì);因子分析;聚類分析
論文摘要:近年來,我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)發(fā)生了重大變化,經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度加快,居民收入穩(wěn)定增加,在國(guó)家連續(xù)出臺(tái)住房、教育、醫(yī)療等各項(xiàng)改革措施和實(shí)施“刺激消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需、拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”經(jīng)濟(jì)政策的影響下,全國(guó)居民的消費(fèi)支出也強(qiáng)勁增長(zhǎng),消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)生了顯著變化,消費(fèi)結(jié)構(gòu)不合理現(xiàn)象得到了一定程度的改善。為了進(jìn)一步改善我國(guó)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu),正確引導(dǎo)消費(fèi),提高我國(guó)居民的消費(fèi)水平和生活質(zhì)量,有必要對(duì)我國(guó)各省市居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行考察和研究,以期發(fā)現(xiàn)特點(diǎn)和規(guī)律。采用“雙對(duì)數(shù)模型”對(duì)我國(guó)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了趨勢(shì)分析,通過“聚類分析”對(duì)我國(guó)各地區(qū)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)之間的異同進(jìn)行考察并作比較研究,總結(jié)出了我國(guó)居民消費(fèi)呈現(xiàn)富裕型、娛樂教育文化服務(wù)類消費(fèi)攀升的趨勢(shì)特點(diǎn)。
論文關(guān)鍵詞：體育消費(fèi)，體育市場(chǎng)，消費(fèi)結(jié)構(gòu)
開展對(duì)體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)的研究，可以了解體育消費(fèi)在我國(guó)城市居民生活中的地位，為體育消費(fèi)市場(chǎng)生產(chǎn)和流通提供寶貴信息，正確引導(dǎo)居民體育消費(fèi)，拓寬體育消費(fèi)領(lǐng)域，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)和體育事業(yè)發(fā)展。
l研究對(duì)象和方法
對(duì)全國(guó)30個(gè)省市自治區(qū)25至50歲的城市有職業(yè)居民進(jìn)行調(diào)查研究。采用PPS抽樣方法和簡(jiǎn)單的隨即抽樣方法發(fā)放問卷，抽取北京、上海、福建(福州)、四川(成都)、吉林(吉林)、廣東(廣州)、甘肅(蘭州)、內(nèi)蒙(包頭)9個(gè)城市。調(diào)查樣本量為1170人，回收問卷1085份，回收率92．73％，有效問卷759份，有效率70．41％。經(jīng)專家鑒定，信度和效度較高，符合本課題研究的要求。
2研究結(jié)果與分析
2．1關(guān)于分析體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)的理論基礎(chǔ)
西方行為心理學(xué)家馬斯洛(A．H．Maskow)強(qiáng)調(diào)，人們對(duì)不同層次的需要強(qiáng)度是不同的，而且是有序的，即人們首先要求滿足較低層次的需要，在較低層次的需要得到滿足后，較高層次的需要才得以強(qiáng)化。馬斯洛的需要層次理論對(duì)于體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)分析，其啟發(fā)意義在于隨著人類需要層次的上升，人類消費(fèi)結(jié)構(gòu)有層次的變化，體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)同樣也有層次的變化，表現(xiàn)為體育勞務(wù)消費(fèi)比重上升，體育實(shí)物消費(fèi)比重下降的趨勢(shì)，消費(fèi)形式也將進(jìn)一步多樣化。作為基本勞務(wù)產(chǎn)品形式之一的體育勞務(wù)，將隨著我國(guó)居民消費(fèi)內(nèi)容的更新和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化，成為人們?nèi)粘趧?wù)消費(fèi)之一。
2．2城市居民體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀
體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)是指?jìng)€(gè)人或家庭在生活過程中，不同類型體育消費(fèi)的比例。為了便于調(diào)查研究，最大限度的保證獲得數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，本文將體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)分成三大類進(jìn)行調(diào)查：體育健身娛樂、體育比賽表演、體育實(shí)物產(chǎn)品(運(yùn)動(dòng)服裝、鞋帽、體育器材)，結(jié)果見表l。
從表1可以看出，各城市居民體育實(shí)物消費(fèi)、體育健身娛樂消費(fèi)、體育表演消費(fèi)的情況。總體上，體育勞務(wù)消費(fèi)水平211．74元(體育健身娛樂、體育比賽表演)高于體育實(shí)物消費(fèi)水平204．45元，符合馬斯洛的需要層次理論，也與我國(guó)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀相符合。但是，我們也能看到我國(guó)城市居民體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)存在一些的特殊現(xiàn)象。
上海城市居民體育健身娛樂消費(fèi)年人均高達(dá)407．14元，體育比賽表演消費(fèi)132．14元，是城市體育比賽表演消費(fèi)總平均數(shù)的2．70倍。為了進(jìn)一步剖析這種現(xiàn)象，我們對(duì)本次調(diào)查中一些相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析、比較發(fā)現(xiàn)，上海市城市居民家庭收入水平均高于其它城市，上海市經(jīng)常參加體育活動(dòng)人口數(shù)量與體育消費(fèi)人口數(shù)量差異很大，而且，體育消費(fèi)人口中的體育人口數(shù)量低，非體育人口數(shù)量高。根據(jù)這個(gè)結(jié)果推斷，上海市城市居民體育娛樂消費(fèi)水平高。在本次調(diào)查中這種現(xiàn)象也得到了證實(shí)，上海城市居民經(jīng)常參加體育的人口在9個(gè)城市中排在第6位。
吉林城市居民體育健身娛樂消費(fèi)相對(duì)自己城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀而言，120元也是一個(gè)很高的水平。在調(diào)查中了解到吉林城市居民家庭月均收入在9個(gè)城市中排在末位，但是體育健身娛樂消費(fèi)相對(duì)比較卻很高，如果將體育健身娛樂消費(fèi)與體育比賽表演消費(fèi)相加，認(rèn)為是體育勞務(wù)消費(fèi)，那么吉林城市居民體育勞務(wù)消費(fèi)占體育實(shí)物消費(fèi)122．21％，占家庭體育消費(fèi)44．92％。出現(xiàn)這種結(jié)果不符合馬斯洛的需要層次理論。
廣州和北京城市居民體育健身娛樂消費(fèi)相對(duì)自己城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀而言，卻是一個(gè)低水平。如果按照上面的計(jì)算方法，根據(jù)馬斯洛的需要層次理論，這兩個(gè)城市體育勞務(wù)消費(fèi)水平都應(yīng)該高于或等于體育實(shí)物消費(fèi)水平，但是調(diào)查結(jié)果與推斷恰恰相反。這又是一個(gè)違背馬斯洛的需要層次理論的特殊現(xiàn)象，雖然北京和廣州兩個(gè)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城市居民生活水平高，但是體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)與人們推斷的結(jié)果不同。
通過以上分析發(fā)現(xiàn)，我國(guó)城市居民體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)，并非完全符合馬斯洛的需要層次理論，說明城市居民體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)不僅僅受城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，同時(shí)也受城市居民社會(huì)生活環(huán)境、城市自然環(huán)境等因素的影響。而且，在城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城市居民生活水平達(dá)到一定程度時(shí)，這些因素對(duì)體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)會(huì)起到重要的作用。
2．3體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)的發(fā)展趨勢(shì)
2．3．1城鎮(zhèn)居民歷年消費(fèi)的結(jié)構(gòu)情況
從表2可以看出，城鎮(zhèn)居民食品支出比重逐年下降。這種下降趨勢(shì)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(gòu)買食品的支出下降，購(gòu)買其它物品的可支配收入得到相應(yīng)增加。還可以看出，城鎮(zhèn)居民娛樂、教育文化服務(wù)支出逐年增加。此外，90年代以來人們對(duì)醫(yī)療保健需求開始顯著增加。1999年，我國(guó)醫(yī)療制度再次改革，人們更加關(guān)注自身的健康問題，尤其是食品科學(xué)含量的增高，健康問題被推倒人們生活的重要日程中，人們的自我保健意識(shí)日益增強(qiáng)，并不斷尋求科學(xué)的保健方法，這些為提高體育消費(fèi)水平帶來了有利的契機(jī)，為改變體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)帶來了強(qiáng)大動(dòng)力
2．3．2國(guó)外家庭體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)展情況
在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)國(guó)家，體育消費(fèi)已成為人們?nèi)粘ＯM(fèi)的重要組成部分之一。但是，這些國(guó)家居民體育消費(fèi)并非從一開始就形成目前的結(jié)構(gòu)，而是有一個(gè)逐漸發(fā)展過程。從瑞典家庭體育消費(fèi)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(zhǎng)了43．17億克朗，其中用于體育活動(dòng)的開支，1992年比1985年增加了17．61億克朗，增長(zhǎng)率184．02％；用于購(gòu)買體育服裝、鞋帽的開支僅增長(zhǎng)了15．95億克朗，增長(zhǎng)率69、23％；用于購(gòu)買體育器材的支出也僅增加了8．42億克朗，增長(zhǎng)率62．56％?？梢?，近10年瑞典家庭體育勞務(wù)消費(fèi)增長(zhǎng)速度明顯快于體育實(shí)物消費(fèi)。這種趨勢(shì)也被多數(shù)國(guó)家體育消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)變化所證實(shí)。
2．3、3城市居民體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)展趨勢(shì)
隨著我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)持續(xù)、快速發(fā)展，人民生活水平不斷提高，使居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)更趨合理，即物質(zhì)消費(fèi)支出比重下降，服務(wù)性消費(fèi)支出比重不斷增加。人們?cè)跐M足基本的生存資料需求基礎(chǔ)上，更加注重享受資料和發(fā)展資料的追求，參加體育健身、娛樂活動(dòng)成為人們追求精神享受的形式之一。隨著人們閑暇時(shí)間增多，生活方式改變，體育意識(shí)、體育健康觀念增強(qiáng)，對(duì)體育需求會(huì)明顯增加。據(jù)謝瓊桓等人在2010年中國(guó)社會(huì)體育的戰(zhàn)略構(gòu)想研究中進(jìn)行的抽樣調(diào)查，“1987年我國(guó)體育消費(fèi)家庭年均體育支出49．67元，1992年54．83元，當(dāng)時(shí)恩格爾系數(shù)分別為76％和69％；2010年恩格爾系數(shù)如果降到40—45％左右，則意味著有體育消費(fèi)家庭的體育支出可達(dá)目前水平的5——6倍，在300元左右。”21世紀(jì)，居民體育需求迅速增加，體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)也向合理化方面轉(zhuǎn)變，即在90年代體育勞務(wù)消費(fèi)和體育實(shí)物消費(fèi)并重的基礎(chǔ)上，逐步向以體育勞務(wù)消費(fèi)為主，兼顧體育實(shí)物消費(fèi)為輔的方向轉(zhuǎn)變。從本文調(diào)查中也可以看到，城市居民總體體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)是體育勞務(wù)消費(fèi)高于體育實(shí)物消費(fèi)。未來體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)的發(fā)展趨勢(shì)是以高收入、高文化職業(yè)人群為主導(dǎo)，逐步向以體育勞務(wù)消費(fèi)為主，兼顧體育實(shí)物消費(fèi)為輔的方向轉(zhuǎn)變。
第二次世界大戰(zhàn)結(jié)束以后，凱恩斯主義在西方許多國(guó)家大行其道。凱恩斯主義流行的結(jié)果之一就是政府支出不斷攀升和政府規(guī)模不斷擴(kuò)大。這促成了學(xué)者們對(duì)政府支出是否影響和如何影響居民消費(fèi)問題的關(guān)注。20世紀(jì)70年代開始，這方面的研究成果越來越多。我國(guó)學(xué)者則是自21世紀(jì)以來才開始關(guān)注這個(gè)問題。目前國(guó)內(nèi)外學(xué)界在政府支出與居民消費(fèi)的關(guān)系問題上主要形成了三派觀點(diǎn)：（1）擠出說。這種觀點(diǎn)認(rèn)為，政府支出增加會(huì)對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，或者說，政府支出與居民消費(fèi)之間是一種替代關(guān)系。（2）擠入說。與前一種觀點(diǎn)相反，這種觀點(diǎn)認(rèn)為政府支出增加會(huì)對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生擠入效應(yīng)，或者說，政府支出與居民消費(fèi)之間是一種互補(bǔ)關(guān)系。（3）不相關(guān)或不確定說。這種觀點(diǎn)認(rèn)為，政府支出變化與居民消費(fèi)變化之間沒有相關(guān)性或具有不確定性。所謂不確定性是指，在某些條件下，居民消費(fèi)與政府支出是互補(bǔ)的；但是在另一些條件下，居民消費(fèi)與政府支出則是替代的。
1．國(guó)外學(xué)者的研究。貝利（M．J．Bailey）在其《國(guó)民收入與價(jià)格水平》一書中最先研究了政府支出與私人消費(fèi)的關(guān)系，他通過對(duì)三部門國(guó)民收入決定模型的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)證明二者之間存在一種替代關(guān)系，即政府支出會(huì)部分?jǐn)D出居民消費(fèi)支出。［1］巴羅（R．J．Barro，1981）認(rèn)為，政府支出增加將通過財(cái)富效應(yīng)和替代效應(yīng)兩條渠道擠出私人消費(fèi)，并且，暫時(shí)性的政府支出比持久性的政府支出產(chǎn)生更大的對(duì)私人消費(fèi)的擠出效應(yīng)。［2］科孟迪（R．C．Kormendi，1983）根據(jù)美國(guó)的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)估計(jì)出政府支出替代私人消費(fèi)的系數(shù)約為0．2。［3］阿喬（AlanAschauer，1985）以霍爾（Ro－Hall，1978）的最優(yōu)化消費(fèi)模型和由此推導(dǎo)出的歐拉方程為基礎(chǔ)，構(gòu)造了一個(gè)帶有輔助方程的消費(fèi)方程，并用美國(guó)的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)估計(jì)出政府支出對(duì)私人消費(fèi)替代程度的區(qū)間為［0．23，0．42］。［4］埃姆德（S．Ahmed，1986）用跨期替代模型證明英國(guó)的政府支出擠出了居民消費(fèi)。［5］阿瑪諾和威簡(jiǎn)托（R．Amano＆T．Wirjanto，1997）估計(jì)了政府支出與居民消費(fèi)的跨期替代彈性和期內(nèi)替代彈性，發(fā)現(xiàn)美國(guó)政府支出與居民消費(fèi)存在替代關(guān)系，且期內(nèi)替代彈性為0．9。［6］霍（T．W．Ho，2001）通過對(duì)24個(gè)OECD國(guó)家1981—1997年的面板數(shù)據(jù)計(jì)量分析發(fā)現(xiàn)，政府支出與私人消費(fèi)呈現(xiàn)顯著的替代關(guān)系，替代系數(shù)為0．5387。［7］埃斯惕威和桑切斯－勞皮斯（V．Esteve＆J．Sanchis－Llopis，2005）根據(jù)持久收入假說和1960—2003年的西班牙統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，西班牙的政府消費(fèi)性支出與居民消費(fèi)之間存在Edgeworth－Pareto意義上的替代關(guān)系。［8］但是另一些研究者發(fā)現(xiàn)，政府支出與私人消費(fèi)之間是一種互補(bǔ)關(guān)系，政府支出增加不是擠出而是擠入私人消費(fèi)?？ɡ梗℅．Karras，1994）將政府支出函數(shù)直接引入了消費(fèi)者的目標(biāo)效用函數(shù)，應(yīng)用30個(gè)國(guó)家1950—1987年的數(shù)據(jù)對(duì)消費(fèi)的歐拉方程進(jìn)行了計(jì)量分析，結(jié)果顯示從總體上來說私人消費(fèi)與政府支出是一種互補(bǔ)關(guān)系，即政府支出可以擠入私人消費(fèi)，并且這種互補(bǔ)關(guān)系與政府規(guī)模呈反比關(guān)系。［9］奈伊和霍（C．C．Nieh＆T．W．Ho，2006）運(yùn)用面板協(xié)整方法和1981—2000年的數(shù)據(jù)估計(jì)了23個(gè)OECD國(guó)家和地區(qū)私人消費(fèi)與政府支出的期內(nèi)替代彈性和跨期替代彈性，其結(jié)論是，從總體上看，私人消費(fèi)和政府支出是互補(bǔ)的。布朗和韋爾斯（A．Brown＆G．Wells，2008）將面板協(xié)整方法運(yùn)用于分析澳大利亞6個(gè)州的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，其結(jié)論是澳大利亞的私人消費(fèi)與政府支出呈現(xiàn)互補(bǔ)關(guān)系。［11］一個(gè)有趣的現(xiàn)象是，使用標(biāo)準(zhǔn)的隨機(jī)動(dòng)態(tài)一般均衡模型（DSGE）的研究者往往得出政府支出①?zèng)_擊會(huì)擠出私人消費(fèi)的判斷，而一些使用向量自回歸（VAR）技術(shù)的經(jīng)驗(yàn)研究得出的結(jié)論卻是，政府支出沖擊通常會(huì)擠入私人消費(fèi)。但是，有些學(xué)者又認(rèn)為，政府支出擠入私人消費(fèi)的結(jié)論可能是由于VAR技術(shù)本身的原因引起的。還有一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)，政府支出與居民消費(fèi)之間的關(guān)系是不確定的或不相關(guān)的。阿瑪諾和威簡(jiǎn)托（R．Amano＆T．Wirjanto，1994）沿著霍爾（Rob－ertE．Hall）模型最優(yōu)化的思路分析了1953—1993年加拿大政府支出對(duì)私人消費(fèi)的影響，但在對(duì)歐拉方程進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)考慮了時(shí)間序列數(shù)據(jù)的協(xié)整和非協(xié)整兩種情況，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在協(xié)整的假設(shè)下私人消費(fèi)與政府支出是互補(bǔ)的，但是在非協(xié)整的假設(shè)下私人消費(fèi)與政府支出則是替代的。［12］阿瑪諾和威簡(jiǎn)托（R．Amano＆T．Wirjanto，1998）依據(jù)持久收入假說構(gòu)建了一個(gè)嵌入了替代彈性不變函數(shù)的跨期替代彈性的效用函數(shù)，其結(jié)論是：當(dāng)跨期替代彈性（對(duì)于跨期替代彈性的效用函數(shù)來說）大于、小于、等于期內(nèi)替代彈性（對(duì)于替代彈性不變的效用函數(shù)來說）時(shí)，私人消費(fèi)與政府支出呈現(xiàn)Edge－worth－Pareto意義上的互補(bǔ)、替代、不相關(guān)的關(guān)系。他們還進(jìn)一步使用1953—1994年美國(guó)的季度數(shù)據(jù)估計(jì)出這兩個(gè)替代彈性系數(shù)都約等于1．56，這意味著美國(guó)的私人消費(fèi)和政府支出在Edgeworth－Pareto意義上是不相關(guān)的。［13］克旺（Y．K．Kwan，2006）將協(xié)整方法用來分析東亞9個(gè)國(guó)家和地區(qū)的面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，在印度尼西亞和新加坡，私人消費(fèi)和政府支出之間存在互補(bǔ)關(guān)系，而其他7個(gè)國(guó)家或地區(qū)的私人消費(fèi)和政府支出之間存在著替代關(guān)系，不過替代程度大小不同。
2．國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究。我國(guó)學(xué)者對(duì)政府支出與居民消費(fèi)的關(guān)系的研究始于1998年我國(guó)第一次大規(guī)模實(shí)施積極的財(cái)政政策、擴(kuò)大內(nèi)需以后。國(guó)內(nèi)學(xué)者在這個(gè)問題上的結(jié)論也是莫衷一是。財(cái)政部辦公廳課題組（2001）認(rèn)為，關(guān)于私人消費(fèi)和政府支出，有人認(rèn)為它們具有某種替代關(guān)系，這需要具體分析。從財(cái)政支出結(jié)構(gòu)看，某些種類的政府支出例如招待費(fèi)，的確是私人支出的替代品；但其他一些支出諸如交通設(shè)施支出，則是私人消費(fèi)的互補(bǔ)品；其他許多公共支出可能既是私人消費(fèi)的替代品又是互補(bǔ)品。［15］胡東書（2002）使用2000年以前中國(guó)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)所做的回歸分析表明，政府支出變動(dòng)與居民消費(fèi)之間呈正相關(guān)關(guān)系，二者之間從整體上看是互補(bǔ)關(guān)系而不是替代關(guān)系，政府支出增加對(duì)居民消費(fèi)的作用是擠入的而不是擠出的。［16］謝建國(guó)和陳漓高（2002）通過建立一個(gè)居民消費(fèi)的跨期替代模型，分析了中國(guó)的政府支出與居民消費(fèi)之間的關(guān)系，認(rèn)為在短期內(nèi)，中國(guó)政府可能通過增加政府支出的方式增加總需求，但在長(zhǎng)期均衡時(shí)政府支出完全擠占了消費(fèi)支出。［17］黃頤琳（2005）通過構(gòu)建實(shí)際的經(jīng)濟(jì)周期（RBC）模型，利用隨機(jī)動(dòng)態(tài)一般均衡（DSGE）方法對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明，改革開放后政府支出對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生了一定的擠出效應(yīng)。［18］李廣眾（2005）在消費(fèi)者最優(yōu)選擇歐拉方程基礎(chǔ)上推導(dǎo)出用以分析政府支出與居民消費(fèi)之間關(guān)系的模型，然后對(duì)全國(guó)、城鎮(zhèn)和農(nóng)村的樣本進(jìn)行估計(jì)，結(jié)論是：改革開放以來，中國(guó)政府支出與居民消費(fèi)之間表現(xiàn)為互補(bǔ)關(guān)系。［19］張治覺和吳定玉（2007）利用可變參數(shù)模型對(duì)我國(guó)1978—2004年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了動(dòng)態(tài)分析，結(jié)果表明，從總體上分析，在大多數(shù)年份政府支出對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生引致效應(yīng)；從結(jié)構(gòu)上分析，政府投資性支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)產(chǎn)生了擠出效應(yīng)；從1998年開始，政府消費(fèi)性支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)產(chǎn)生了引致效應(yīng)；政府轉(zhuǎn)移性支出在大多數(shù)年份對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)產(chǎn)生了引致效應(yīng)。申琳和馬丹（2007）對(duì)1978—2005年我國(guó)政府支出影響居民消費(fèi)的兩個(gè)渠道（消費(fèi)傾斜渠道和資源撤銷渠道）進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)分析，發(fā)現(xiàn)我國(guó)人均政府支出增加通過消費(fèi)傾斜渠道促使人均居民消費(fèi)上升，通過資源撤銷渠道使得人均居民消費(fèi)下降；綜合來看，人均政府支出增加通過兩種渠道最終導(dǎo)致人均居民消費(fèi)下降，即政府支出與居民消費(fèi)存在長(zhǎng)期替代關(guān)系。楚爾鳴和魯旭（2008）通過構(gòu)建政府支出與居民消費(fèi)跨期替代模型，并利用1990—2005年我國(guó)27個(gè)省、直轄市和自治區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)和完全修正普通最小二乘估計(jì)，發(fā)現(xiàn)中國(guó)地方政府支出與居民消費(fèi)呈現(xiàn)較弱的互補(bǔ)關(guān)系。楊子暉等人（2009）通過面板協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)，中國(guó)政府消費(fèi)支出與私人消費(fèi)成互補(bǔ)關(guān)系。陳創(chuàng)練（2010）所做的面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析的結(jié)果表明，我國(guó)政府消費(fèi)與居民消費(fèi)呈互補(bǔ)關(guān)系。但是，他又指出，政府消費(fèi)與居民消費(fèi)的互補(bǔ)程度可能受政府支出規(guī)模的影響。比如，隨著政府支出規(guī)模的擴(kuò)大，政府將減少與居民消費(fèi)呈互補(bǔ)關(guān)系的公共物品（如國(guó)防支出）的提供，而增加與居民消費(fèi)呈替代關(guān)系的公共服務(wù)（如科學(xué)教育衛(wèi)生事業(yè)支出和學(xué)校午餐等）的供給。［24］胡蓉等人（2011）利用我國(guó)城鄉(xiāng)居民1978—2009年的人均消費(fèi)、政府支出和可支配收入等數(shù)據(jù)，通過建立協(xié)整方程和誤差修正模型對(duì)政府支出如何影響居民消費(fèi)進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，政府支出在短期內(nèi)對(duì)居民消費(fèi)具有擠入效應(yīng)，而在長(zhǎng)期則具有擠出效應(yīng)。由上我們看到，我國(guó)學(xué)者主要是從總量上研究政府支出對(duì)（城鄉(xiāng)）居民消費(fèi)需求的影響，或把政府支出劃分為消費(fèi)性支出和投資性支出，再分別研究這兩類支出對(duì)居民消費(fèi)的影響。只有石柱鮮等人（2005）等少數(shù)幾篇文章嘗試從我國(guó)的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)或財(cái)政支出分類上分別考察這些政府支出對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響。在這個(gè)專題研究上，研究者大多把居民消費(fèi)函數(shù)看做是線性的，把函數(shù)關(guān)系看做是已知的或確定的。不少研究者得出的結(jié)論與直覺或事實(shí)明顯相悖，例如，有的文章認(rèn)為，政府消費(fèi)性支出增加會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)；還有的文章認(rèn)為，政府支出與居民消費(fèi)正相關(guān)；也有的文章認(rèn)為，政府支出增加對(duì)居民消費(fèi)沒有影響；還有一些研究者把政府（財(cái)政）支出等同于政府消費(fèi)。已有的研究成果提示我們，對(duì)中國(guó)財(cái)政支出與居民消費(fèi)需求的關(guān)系有進(jìn)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(guó)政府支出結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)影響的初步分析
筆者認(rèn)為，從總量上研究中國(guó)政府支出對(duì)居民消費(fèi)的影響可能過于綜合，過于籠統(tǒng)，無法反映政府支出對(duì)居民消費(fèi)的真實(shí)效應(yīng)。因?yàn)槲覈?guó)政府支出既包括政府消費(fèi)支出，也包括政府投資支出，還包括轉(zhuǎn)移支出和民生支出，這些不同性質(zhì)的支出對(duì)居民消費(fèi)的影響應(yīng)該是不同的，并且某些支出可能對(duì)城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)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(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)產(chǎn)生了什么樣的影響。2007年我國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局對(duì)財(cái)政支出項(xiàng)目分類進(jìn)行了重大調(diào)整，由原來的5類27個(gè)項(xiàng)目調(diào)整為22個(gè)項(xiàng)目，不再按功能性質(zhì)分類。1978年到2006年，我國(guó)政府財(cái)政支出按其功能性質(zhì)劃分為5大類：經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出、社會(huì)文教費(fèi)支出、國(guó)防費(fèi)支出、行政管理費(fèi)支出和其他支出。圖2顯示的是1978—2006年我國(guó)政府的5大類支出分別在政府財(cái)政支出總額中所占比例的變化?？梢钥闯?，從1978年到2006年，經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出占比呈現(xiàn)明顯的下降趨勢(shì)；社會(huì)文教費(fèi)支出占比呈現(xiàn)先上升后平穩(wěn)的趨勢(shì)；國(guó)防費(fèi)占比自20世紀(jì)80年代中期以后呈現(xiàn)緩慢下降的趨勢(shì)；行政管理費(fèi)支出占比和其他支出占比都呈現(xiàn)明顯的上升趨勢(shì)。政府支出結(jié)構(gòu)的變化從一個(gè)側(cè)面映射了改革開放以來我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化：隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制由高度集中的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制向社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)型，政府和市場(chǎng)在資源配置中的作用呈現(xiàn)出此消彼長(zhǎng)的變化趨勢(shì)，經(jīng)濟(jì)建設(shè)的任務(wù)越來越多地由企業(yè)和個(gè)人承擔(dān)，國(guó)家對(duì)經(jīng)濟(jì)建設(shè)的直接干預(yù)不斷減少，這就導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出占比大幅度下降。隨著科教興國(guó)戰(zhàn)略的實(shí)施和社會(huì)保障制度建設(shè)，社會(huì)文教費(fèi)支出占比不斷提高。行政管理費(fèi)支出占比上升較快反映了我國(guó)政府規(guī)模擴(kuò)張較快，公部門控制和消費(fèi)的資源過多。這5大類財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響應(yīng)當(dāng)是不同的。經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出。這類支出是國(guó)家用于生產(chǎn)性投資和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面的財(cái)政支出，它們主要形成物資資本和公共物品，如鐵路、公路、機(jī)場(chǎng)、水利、電力、環(huán)境保護(hù)等。這類支出在短期可能會(huì)排擠居民消費(fèi)，但是在長(zhǎng)期可能會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)。經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出的資金主要來源于國(guó)家對(duì)企業(yè)和個(gè)人征收的稅收，并且這類支出代表政府配置資源的規(guī)模，因此它在短期內(nèi)可能會(huì)排擠居民消費(fèi)。
在長(zhǎng)期，這類支出可能會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)。例如，交通便捷會(huì)促進(jìn)居民出行和旅游消費(fèi)，電力供給有了保障會(huì)促進(jìn)居民購(gòu)買和消費(fèi)家用電器。從市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中政府與市場(chǎng)的關(guān)系來看，政府通過經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出來配置資源的規(guī)模必須適度，不宜過大，否則會(huì)擠占市場(chǎng)和居民消費(fèi)。社會(huì)文教事業(yè)費(fèi)支出。這是國(guó)家用于科學(xué)研究、文化、教育、衛(wèi)生、出版、廣電、撫恤和社會(huì)福利救濟(jì)等方面的事業(yè)費(fèi)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(huì)及其成員的科學(xué)文化素養(yǎng)和受教育水平，有助于提高社會(huì)福利水平。這類支出應(yīng)當(dāng)會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)。顯而易見，政府投資九年制義務(wù)教育，提供教育、文化、體育、醫(yī)療衛(wèi)生設(shè)施，必然會(huì)促進(jìn)居民在教育、文化、體育和醫(yī)療衛(wèi)生等方面的消費(fèi)。國(guó)防費(fèi)。這是國(guó)家用于國(guó)防建設(shè)的各種經(jīng)費(fèi)支出。國(guó)防是一個(gè)國(guó)家最大和最重要的公共物品，是防止企業(yè)和個(gè)人遭受外來侵略和掠奪的保障。因此，國(guó)防費(fèi)支出雖然可能會(huì)擠占居民收入和消費(fèi)，但是一個(gè)強(qiáng)大和穩(wěn)固的國(guó)防會(huì)大大降低國(guó)民生存、發(fā)展、生產(chǎn)、消費(fèi)的風(fēng)險(xiǎn)和不確定性。行政管理費(fèi)。這是一種社會(huì)消費(fèi)性支出，主要用于國(guó)家各級(jí)權(quán)力機(jī)關(guān)、行政管理機(jī)關(guān)和外事機(jī)構(gòu)行使其職能所需要的開支，包括人員經(jīng)費(fèi)支出和公用性經(jīng)費(fèi)支出。在我國(guó)行政管理費(fèi)支出中，直接用于行政人員開支的費(fèi)用約占50％上下。近幾年受詬病較多的“三公”經(jīng)費(fèi)就是行政管理費(fèi)中的一大部分。在行政管理費(fèi)支出中，一部分是政府為企業(yè)和居民提供公共服務(wù)的，這是經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展所必需的。但是在我國(guó)的行政管理費(fèi)支出中，相當(dāng)一部分是政府行政人員的純粹性消費(fèi)，這部分支出與公共服務(wù)供給的數(shù)量和質(zhì)量沒有什么相關(guān)性。一個(gè)公務(wù)員使用公款消費(fèi)得越多越好，不意味著他提供的公共服務(wù)水平和質(zhì)量就越高，反而有可能會(huì)降低公共服務(wù)水平和質(zhì)量。其他支出。這包括政府財(cái)政年初預(yù)留的預(yù)備費(fèi)，其他政府性基金支出，地震捐贈(zèng)支出，彩票發(fā)行銷售機(jī)構(gòu)業(yè)務(wù)費(fèi)安排的支出，等等。這類支出很可能對(duì)居民消費(fèi)的影響是中性的或影響不大。
三、基于可加模型的經(jīng)驗(yàn)研究
筆者在文獻(xiàn)綜述部分提到過，在政府支出與居民消費(fèi)的關(guān)系問題上，我國(guó)一些研究者得出的結(jié)論與直覺或事實(shí)明顯不符，其中的一個(gè)重要原因是這些研究者把居民消費(fèi)函數(shù)看做是線性的，把函數(shù)關(guān)系看做是已知的或確定的。本文嘗試改變這種經(jīng)驗(yàn)研究方法，使用可加模型來進(jìn)行研究。1．可加模型簡(jiǎn)介?？杉幽Ｐ停╝dditivemodels）是非參數(shù)統(tǒng)計(jì)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(diǎn)：（1）假設(shè)自變量和因變量之間的函數(shù)關(guān)系未知；函數(shù)關(guān)系根據(jù)數(shù)據(jù)本身而得到。相比線性模型這更符合變量之間的實(shí)際關(guān)系要求。（2）對(duì)于因變量的分布沒有限制，估計(jì)的結(jié)果具有穩(wěn)健性。與線性模型要求因變量服從某個(gè)分布相比，可加模型更為合理。因?yàn)橐蜃兞渴欠穹哪撤N分布實(shí)際上很難驗(yàn)證。雖然計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)給我們提供了很多檢驗(yàn)服從分布的方法，但是嚴(yán)格來說，它們往往是檢驗(yàn)其不服從某種分布，很難檢驗(yàn)出服從某種分布。因?yàn)樗鼈兊脑僭O(shè)是服從某種分布。不拒絕原假設(shè)不等于接受原假設(shè)，這是兩個(gè)概念。分析政府支出結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)需求的影響，可加模型具有先天優(yōu)勢(shì)。政府支出結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)的影響不是一個(gè)靜態(tài)過程，應(yīng)該是一個(gè)動(dòng)態(tài)過程；也可以說隨著政府支出的變化，它們對(duì)居民消費(fèi)的邊際效應(yīng)也是變化的，而不是一成不變的。另外，計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析中通常假定模型中變量之間的關(guān)系是線性關(guān)系，但是這些線性關(guān)系是在很強(qiáng)的假設(shè)下得到的，而實(shí)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的變量之間關(guān)系呈線性關(guān)系的極少，絕大多數(shù)都是非線性的。因?yàn)橛绊懽兞康囊蛩睾芏?，在?shí)際研究中，由于研究者受到主觀和客觀原因的制約，或?yàn)榱搜芯康暮?jiǎn)化和方便，不可能考慮到所有這些因素，所以很強(qiáng)的假設(shè)易于構(gòu)建模型和得出結(jié)論，但是很難符合實(shí)際和刻畫變量之間的實(shí)際關(guān)系。2．可加模型應(yīng)用。（1）數(shù)據(jù)來源與選取。
由于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局在2007年對(duì)政府財(cái)政支出統(tǒng)計(jì)口徑進(jìn)行了重大調(diào)整，使得2007年前后的數(shù)據(jù)不可比，所以本文選取的是1978—2006年的政府支出數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)均來自1979—2007年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。1978—2006年按照功能和性質(zhì)我國(guó)政府財(cái)政支出劃分為五大類：經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出、社會(huì)文教費(fèi)支出、國(guó)防費(fèi)支出、行政管理費(fèi)支出和其他支出。下面我們將分析1978—2006年政府支出結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響①。為了消除數(shù)量級(jí)的影響，將數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換。另外，為了方便，我們作如下記號(hào)：x1為經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)，x2為社會(huì)文教費(fèi)，x3為國(guó)防費(fèi)，x4為行政管理費(fèi)，y1為農(nóng)村居民消費(fèi)，y2為城鎮(zhèn)居民消費(fèi)。（2）政府支出結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)需求影響分析。根據(jù)（1．1），政府支出結(jié)構(gòu)與農(nóng)村消費(fèi)需求的可加模型為。從圖3可以看出：（1）政府支出中的經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)需求在一定范圍內(nèi)是有促進(jìn)作用的，但當(dāng)經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出超過該范圍便會(huì)出現(xiàn)阻礙作用。（2）社會(huì)文教費(fèi)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)產(chǎn)生了“擠入效應(yīng)”，促進(jìn)了農(nóng)村居民消費(fèi)的增加。下圖②顯示，隨著社會(huì)文教費(fèi)支出的增加，農(nóng)村居民消費(fèi)支出也在增加。（3）國(guó)防費(fèi)支出和行政管理費(fèi)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)產(chǎn)生了擠出效應(yīng)，即這兩類支出擠占了一部分農(nóng)村居民的消費(fèi)支出。下圖③和圖④顯示這兩類支出增加導(dǎo)致了農(nóng)村居民消費(fèi)支出減少。從圖4可以看出：（1）財(cái)政支出中的經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出對(duì)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)需求在一定范圍內(nèi)是有促進(jìn)作用的，但當(dāng)經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出超過該范圍便會(huì)出現(xiàn)阻礙作用。（2）社會(huì)文教費(fèi)支出對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)產(chǎn)生了“擠入效應(yīng)”，促進(jìn)了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的增加。下圖②顯示，隨著社會(huì)文教費(fèi)支出的增加，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出也在增加。（3）國(guó)防費(fèi)支出在一定范圍內(nèi)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出具有促進(jìn)作用，但超出這一范圍其影響變小。（4）行政管理費(fèi)支出降低了城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出。下圖④顯示這類支出增加導(dǎo)致了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的減少。（4）比較政府支出結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求的影響。綜合起來看，政府財(cái)政支出中的經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出、社會(huì)文教費(fèi)支出和行政管理費(fèi)支出對(duì)農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求的影響幾乎是一樣的。但國(guó)防費(fèi)支出的影響不同。國(guó)防費(fèi)支出對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)有一定的阻礙作用，而對(duì)城鎮(zhèn)居民在一定范圍內(nèi)有促進(jìn)作用。我們認(rèn)為，這個(gè)結(jié)果符合實(shí)際，許多軍用設(shè)施和軍民兩用設(shè)施位于城鎮(zhèn)，農(nóng)村則很少，這在一定程度上有利于促進(jìn)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求的增加。當(dāng)然，這個(gè)差異也可能是由于城鄉(xiāng)居民對(duì)國(guó)防保障帶來的安全性的認(rèn)知程度不同，這種認(rèn)知程度不同可能導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民消費(fèi)函數(shù)中的不確定性的大小不同。（5）模型效果評(píng)價(jià)。為了評(píng)價(jià)模型，我們引入MSE（均方誤差）、MAE（平均絕對(duì)誤差）和MAPE（平均絕對(duì)百分誤差）指標(biāo)。從表1可以看出這三個(gè)誤差指標(biāo)都比較小。在應(yīng)用可加模型時(shí)，如果MAPE＜10，模型預(yù)測(cè)的精確度就較高，而我們現(xiàn)在得到的MAPE小于0．5，可見我們使用的可加模型的效果非常好。［32］模型的擬合結(jié)果如圖5和圖6所示。從兩個(gè)擬合圖看，模型的效果也很好。
四、結(jié)論與政策含義
(一)數(shù)據(jù)說明中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(Chinageneralsocialsurvey，縮寫為CGSS)是中國(guó)第一個(gè)全國(guó)性、綜合性、連續(xù)性的大型社會(huì)調(diào)查項(xiàng)目。從2003年開始每年一次，調(diào)查范圍覆蓋了全國(guó)大多數(shù)省區(qū)，對(duì)于整個(gè)中國(guó)而言具有較強(qiáng)的代表性，調(diào)查內(nèi)容涉及個(gè)人及家庭的豐富信息，是不可多得的開放式微觀數(shù)據(jù)資料。本文采用的是CGSS第一期的數(shù)據(jù)資料，包含了2003、2005、2006和2008年的調(diào)查數(shù)據(jù)。在使用前對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了以下篩選處理:(1)只保留四次調(diào)查都覆蓋的省份，共有27個(gè)省份(不含青海省、海南省、寧夏回族自治區(qū)、自治區(qū)、港澳臺(tái));(2)只針對(duì)城鎮(zhèn)家庭居民的數(shù)據(jù)資料進(jìn)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(fèi)支出，為了控制家庭規(guī)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(shù)據(jù)情況，本文采用OECD平方根規(guī)模指數(shù)進(jìn)行換算:將家庭基本生活費(fèi)支出除以家庭人口規(guī)模的平方根即可得到家庭人均基本生活費(fèi)支出，本文接下來的分析均以此指標(biāo)來代替家庭消費(fèi)支出。中國(guó)各地區(qū)間價(jià)格水平存在差異，同一消費(fèi)水平在不同地區(qū)的實(shí)際購(gòu)買力是不同的，如果不考慮價(jià)格的影響，則不能真實(shí)反映消費(fèi)差距，因此，采用各地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)所有的消費(fèi)指標(biāo)進(jìn)行了以2006年為基期的調(diào)整。經(jīng)過數(shù)據(jù)的篩選和處理，包括去掉消費(fèi)數(shù)據(jù)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(fèi)為正，并且被訪問者年齡以及其他關(guān)鍵變量均不缺失的15248個(gè)樣本。
(二)數(shù)據(jù)的基本統(tǒng)計(jì)描述表1報(bào)告了被調(diào)查的家庭的基本人口特征。從表1中可以發(fā)現(xiàn)，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(shì)，反映了隨著生活水平的提高，中國(guó)城鎮(zhèn)居民對(duì)教育的重視程度日益提高。值得注意的是隨著時(shí)間的推移，城鎮(zhèn)居民的家庭規(guī)模有縮小的趨勢(shì)，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(guó)城鎮(zhèn)居民生育意愿降低的現(xiàn)象，符合中國(guó)生育率降低的現(xiàn)實(shí)。表2提供了各調(diào)查年份中國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)支出及消費(fèi)差距的變動(dòng)情況，從中可以發(fā)現(xiàn)，中國(guó)城鎮(zhèn)家庭人均消費(fèi)支出呈明顯的遞增趨勢(shì)，反映出中國(guó)城鎮(zhèn)居民分享到了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來的成果，顯著地提高了消費(fèi)水平。在表2中計(jì)算了多個(gè)常用的衡量差距的指標(biāo)，如對(duì)數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)、基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)等②＊＊。各個(gè)衡量差距的指標(biāo)變化規(guī)律是基本一致的，總體表現(xiàn)出上升的態(tài)勢(shì)(除了2006年有小幅下降)，這說明中國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)差距有擴(kuò)大的趨勢(shì)。從表1和表2提供的基本數(shù)據(jù)中，我們可以粗略地推斷:2003年到2008年間，中國(guó)城鎮(zhèn)居民人口年齡結(jié)構(gòu)呈老化的趨勢(shì)，而且消費(fèi)差距也趨于擴(kuò)大。若將所有觀測(cè)值的消費(fèi)支出和年齡分布繪制出全樣本的年齡—消費(fèi)曲線(如圖1)，則會(huì)發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)支出近似呈現(xiàn)出“U”型分布，在18歲到26歲左右，居民消費(fèi)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(fèi)支出的這種特征可能和中國(guó)特殊的人口政策有關(guān)，在樣本觀察期內(nèi)，18—26歲的城鎮(zhèn)年輕居民基本上都是獨(dú)生子女，家庭的主要支出都花在他們身上，他們處于消費(fèi)曲線的高位不足為奇;26歲以后，多數(shù)年輕人都脫離了父母獨(dú)自生活，在職業(yè)生涯的早期收入并不足以支撐較高的消費(fèi)，所以消費(fèi)有下降的趨勢(shì);38歲以后基本進(jìn)入賺取更高收入的黃金時(shí)期，消費(fèi)又緩慢的回升。然而，圖1的做法是將所有個(gè)體進(jìn)行無差異對(duì)待，忽略了個(gè)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(fèi)水平是有差異的)，這無疑遺漏了一些重要的信息，估計(jì)結(jié)果并不可靠。對(duì)此，本文接下來將運(yùn)用組群分析方法來測(cè)度中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出變動(dòng)及其來源的年齡效應(yīng)與組群效應(yīng)。
二、中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的分解
(一)組群分析方法在微觀調(diào)查中，對(duì)某一特定個(gè)體的終生進(jìn)行固定追蹤是很難實(shí)現(xiàn)的，所以往往采用樣本輪換的做法，每一輪的調(diào)查樣本都會(huì)產(chǎn)生變動(dòng)，這樣導(dǎo)致了無法獲得真正的面板數(shù)據(jù)。但是，如果按照某種屬性(如年齡、民族、職業(yè)等)將各期的調(diào)查樣本分成不同的組群(Cohort)，在各個(gè)樣本期內(nèi)，選擇各組群相關(guān)變量的均值，則可以構(gòu)造出以組群為單位的面板數(shù)據(jù)，這種分析方法就叫組群分析方法(周紹杰，2009)，根據(jù)組群來構(gòu)造的面板數(shù)據(jù)稱為偽面板數(shù)據(jù)(PseudoPanleData)。偽面板數(shù)據(jù)允許各個(gè)調(diào)查期的樣本不同，其重點(diǎn)關(guān)注的是組群(如同一年代出生的人，職業(yè)相同的人)的統(tǒng)計(jì)特征，通過組群的各種統(tǒng)計(jì)量(均值、方差等)的發(fā)展變化，來揭示總體某一變量的分布特征。盡管偽面板數(shù)據(jù)不是真正的面板數(shù)據(jù)，但偽面板數(shù)據(jù)使用的是組群的統(tǒng)計(jì)量，減少了個(gè)體奇異值的干擾，從而降低了測(cè)量誤差，另一方面，由于不需要每個(gè)調(diào)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(shù)據(jù)可以提供某一組群在某一年齡階段的經(jīng)濟(jì)行為，但在實(shí)證分析中必須對(duì)組群間的系統(tǒng)性差異———即組群效應(yīng)(CohortEffect)進(jìn)行控制，否則組群效應(yīng)將會(huì)混合到所估計(jì)的年齡曲線中，造成估計(jì)的偏誤。因此，在進(jìn)行組群分析時(shí)，重要的一項(xiàng)任務(wù)就是在估計(jì)家庭消費(fèi)支出的年齡曲線時(shí)把組群效應(yīng)的影響控制住?？刂平M群效應(yīng)的方法是把要分析的變量(在本文中為家庭的消費(fèi)支出)分解為組群效應(yīng)、年齡效應(yīng)(AgeEffect)和年份效應(yīng)(YearEffect)(Deaton，1997)。其中，組群效應(yīng)反映了不同時(shí)代出生的群體，由于成長(zhǎng)環(huán)境的差異等導(dǎo)致的代際的系統(tǒng)性差異(例如20世紀(jì)60年代出生的群體，其消費(fèi)行為和80年代出生的群體必然不同)，年齡效應(yīng)則反映了消費(fèi)支出的生命周期特點(diǎn)。在實(shí)際計(jì)量分析過程中，各虛擬變量設(shè)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(gè)年代虛擬變量根據(jù)式(4)轉(zhuǎn)換。
(二)組群構(gòu)造與消費(fèi)支出的分解構(gòu)造偽面板數(shù)據(jù)要根據(jù)觀測(cè)個(gè)體的出生年份來劃分組群，Deaton(1997)建議在構(gòu)造偽面板數(shù)據(jù)時(shí)需要在組群個(gè)數(shù)和每個(gè)組群內(nèi)樣本個(gè)數(shù)之間進(jìn)行權(quán)衡，其原則是:組群內(nèi)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(diào)查對(duì)象出生年份在1933—1990年之間，由于調(diào)查的年份只有四年，我們每10年定義一個(gè)出生組，得到6個(gè)組群。表3為“組群—年份”構(gòu)成的偽面板數(shù)據(jù)在每個(gè)單元的樣本數(shù)。本文的樣本年齡分布在18—70歲之間，在四個(gè)年度的調(diào)查中，年齡最大的個(gè)體出生于1933年，在2003年為70歲，最年輕的個(gè)體出生于1990年，在2008年為18歲，共構(gòu)造了58個(gè)組群(出生于1933—1990年)，53個(gè)年齡組(18—70歲)，在分解出三種效應(yīng)(年齡、年份、組群)的過程中，共有57個(gè)組群虛擬變量、52個(gè)年齡虛擬變量以及轉(zhuǎn)化的2個(gè)年份的虛擬變量。圖2是各組群消費(fèi)支出的年齡曲線，年輕組群的年齡—消費(fèi)曲線位于左邊，年老組群的年齡—消費(fèi)曲線位于右邊。年齡—消費(fèi)曲線有兩個(gè)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(fèi)支出均表現(xiàn)為隨年齡增加而增長(zhǎng)的趨勢(shì)。各組群的年齡—消費(fèi)曲線并沒有呈現(xiàn)出“駝峰”形狀，而在對(duì)一些發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)的研究中，如對(duì)美國(guó)(Attanasioetal.，1999)、英國(guó)(Attanasio＆Browning，1995)、臺(tái)灣(Deaton＆Paxson，2000)的研究結(jié)果均顯示年齡—消費(fèi)曲線具有明顯的“駝峰”特征，中國(guó)的年齡—消費(fèi)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(fèi)曲線全部位于年老組群的上方，這表明中國(guó)快速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提高了年輕一代的消費(fèi)水平。另外，相鄰組群的年齡—消費(fèi)曲線并未相連接，不同組群的消費(fèi)支出分布在不同的年齡曲線上，因此，不能僅僅連接各個(gè)組群的年齡—消費(fèi)曲線來形成一個(gè)總體的年齡—消費(fèi)曲線，必須在控制組群間的差異的基礎(chǔ)上來估計(jì)一個(gè)總體的年齡—消費(fèi)曲線。圖3繪制了年齡效應(yīng)和組群效應(yīng)?？梢钥吹?第一，年齡效應(yīng)幾乎保持著線性增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，只有在60歲以后的退休年齡才停止上升，保持在一個(gè)較高的水平，這與美國(guó)(Attanasioetal.，1999)和臺(tái)灣(Deaton＆Paxson，2000)的“倒U”型特征也是迥異的。從平均意義來看，中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的年齡效應(yīng)增長(zhǎng)率約為5.96%。第二，組群效應(yīng)曲線也基本呈線性增長(zhǎng)的趨勢(shì)，組群效應(yīng)的增長(zhǎng)率約為3.33%，這一結(jié)果表明了中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)給城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平帶來了更多的上升空間。根據(jù)以上的分析可知，組群間的消費(fèi)支出差異十分明顯，年輕組群的消費(fèi)水平明顯高于年老組群，因此，在目前老齡化日趨嚴(yán)重的背景下，政府應(yīng)該通過加快完善中國(guó)養(yǎng)老體制、進(jìn)行收入的再分配調(diào)整，提高年老群體的財(cái)富水平，促進(jìn)全社會(huì)的消費(fèi)增長(zhǎng)，提高居民的整體福利水平。
三、中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)差距與消費(fèi)差距變動(dòng)的分解
(一)消費(fèi)差距的分解為了便于對(duì)總體的消費(fèi)差距進(jìn)行分解，我們參照Deaton＆Paxson(1994)、Ohtake＆Satio(1998)及Caietal(2010)等人的做法，選取對(duì)數(shù)方差來衡量消費(fèi)的差距。由圖4的年齡—消費(fèi)差異曲線可以發(fā)現(xiàn)，幾乎在每個(gè)組群內(nèi)，中國(guó)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)差距都隨年齡的增長(zhǎng)而增大，這表明了消費(fèi)支出存在著顯著的組內(nèi)不平等。其中，Varlnyjk表示可以被分為j個(gè)組群和k個(gè)年齡組的總體人群的對(duì)數(shù)消費(fèi)方差;chortm表示組群虛擬變量，當(dāng)m=j時(shí)為1，否則為0;agen是年齡虛擬變量，當(dāng)n=k時(shí)為1，否則為0;αm和βn則分別為我們要估計(jì)的消費(fèi)差距的組群效應(yīng)和年齡效應(yīng)。圖5顯示了消費(fèi)差距的年齡效應(yīng)βn，從中可以看出，消費(fèi)差距雖然隨年齡的變化而波動(dòng)，但其基本趨勢(shì)是隨著年齡的增長(zhǎng)而上升。這說明，在某一組群內(nèi)(即出生在同一時(shí)代的個(gè)體內(nèi)部)，隨著年齡的增長(zhǎng)，該組人的消費(fèi)差距是逐漸擴(kuò)大的，這暗示著同一時(shí)代出生的群體進(jìn)入老年階段后消費(fèi)差距會(huì)更大，那么在中國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)體系尚未完善的環(huán)境下，個(gè)人如何合理配置其有限的財(cái)富，平滑其一生的消費(fèi)則是個(gè)體必須面臨的現(xiàn)實(shí)問題。表4是組群效應(yīng)αm。結(jié)果顯示，各個(gè)組群的估計(jì)系數(shù)都為正數(shù)，而且統(tǒng)計(jì)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(jì)系數(shù)說明出生于1933—1941年之間的一代人，其消費(fèi)差距是最小的，之后隨著出生年代的推移，組群效應(yīng)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(gè)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(fèi)市場(chǎng)品種也較為單一，他們的消費(fèi)差距必然不會(huì)太大;而出生年代較晚的一批人，收入來源的多樣化、消費(fèi)品市場(chǎng)的極大豐富都為他們產(chǎn)生較大的消費(fèi)差距提供了條件。這里，消費(fèi)差距與消費(fèi)支出的組群效應(yīng)均表現(xiàn)出相同的規(guī)律，即組群效應(yīng)隨著出生年代的推移而增大。根據(jù)前文的分析可得到中國(guó)城鎮(zhèn)居民年齡與消費(fèi)支出的一般規(guī)律:年輕一代的消費(fèi)水平要高于年老一代，年輕一代的消費(fèi)差距也大于年老一代，在同一代人內(nèi)部，隨著年齡的增長(zhǎng)，消費(fèi)差距是不斷擴(kuò)大的。但僅根據(jù)這個(gè)規(guī)律我們并不能發(fā)現(xiàn)中國(guó)的老齡化進(jìn)程是否對(duì)居民消費(fèi)差距的變動(dòng)產(chǎn)生了影響，本文接下來將對(duì)消費(fèi)差距的變動(dòng)進(jìn)行分解，以考察人口老齡化在消費(fèi)差距變動(dòng)中的作用。
(二)消費(fèi)差距變動(dòng)的分解基于Ohtake＆Satio(1998)、曲兆鵬和趙忠(2008)的方法，我們把中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)差距從2003到2008年的變動(dòng)進(jìn)行分解，把消費(fèi)差距的變動(dòng)分解為“人口效應(yīng)”(即老齡化效應(yīng))、“組間效應(yīng)”和“組內(nèi)效應(yīng)”。具體做法如下:令sit為每個(gè)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(gè)年齡樣本的消費(fèi)對(duì)數(shù)方差;Xit為每個(gè)年齡樣本的消費(fèi)對(duì)數(shù)均值;i=18，19，…70;t為調(diào)查的年份。根據(jù)方差的定義和設(shè)定的上述變量，我們把消費(fèi)對(duì)數(shù)方差變形，分解成三個(gè)部分。從表5中可以有如下發(fā)現(xiàn):第一，消費(fèi)差距的變動(dòng)在各個(gè)時(shí)間區(qū)間內(nèi)都為正，且變動(dòng)量逐漸增加，這反映了在樣本區(qū)間內(nèi)，中國(guó)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)差距的確是擴(kuò)大了，而且消費(fèi)差距的擴(kuò)大有惡化的趨勢(shì)。第二，出生組內(nèi)的消費(fèi)差距是總體消費(fèi)差距變動(dòng)的主要原因，其作用強(qiáng)度有增加的趨勢(shì)，而與組內(nèi)效應(yīng)相比，組間效應(yīng)很小，這說明了中國(guó)城鎮(zhèn)居民在2003—2008年間消費(fèi)差距擴(kuò)大的主要原因是同一出生組內(nèi)老年人和年輕人消費(fèi)差距的拉大，這與圖5中控制了組群效應(yīng)后消費(fèi)差距隨著年齡增加而擴(kuò)大的年齡—消費(fèi)曲線相對(duì)應(yīng)。第三，各個(gè)時(shí)期人口效應(yīng)分解的結(jié)果都表示，人口老齡化對(duì)消費(fèi)差距的影響都不容忽視，這一發(fā)現(xiàn)與曲兆鵬和趙忠(2008)不同，他們對(duì)中國(guó)農(nóng)村的研究表明老齡化對(duì)不平等的影響非常微小。而本文的研究發(fā)現(xiàn)人口老齡化對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)差距存在著顯著的影響，而且影響作用有增強(qiáng)的趨勢(shì)，這暗示著人口老齡化對(duì)居民消費(fèi)差距的影響在中國(guó)城鄉(xiāng)間可能存在不同的作用機(jī)制，值得更深入研究。
四、結(jié)論與建議
(一)模型設(shè)定主要就居民消費(fèi)與城鎮(zhèn)化和人口年齡結(jié)構(gòu)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。以居民消費(fèi)為因變量，基本解釋變量為城鎮(zhèn)化與人口年齡結(jié)構(gòu)。設(shè)立以下基本的計(jì)量模型。其中，i代表我國(guó)各個(gè)省份，t代表年份;被解釋變量CONS代表居民消費(fèi)，用居民消費(fèi)率表示，其計(jì)算公式為居民消費(fèi)支出/支出法地區(qū)生產(chǎn)總值;URB代表城鎮(zhèn)化，鑒于數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和易獲取性，采用計(jì)算公式為城鎮(zhèn)人口/各省總?cè)丝?CDR和ODR代表人口年齡結(jié)構(gòu)，分別為少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比;εi，t表示隨機(jī)誤差項(xiàng);β，χ，δ，代表待估計(jì)的參數(shù)。Xit表示其他控制變量的向量;由于影響居民消費(fèi)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(huì)改變居民的消費(fèi)水平和儲(chǔ)蓄的決策，選取居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)，代表通貨膨脹水平;根據(jù)凱恩斯的邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律，收入差距過大必將對(duì)居民消費(fèi)會(huì)產(chǎn)生一定的影響，選取城鄉(xiāng)收入差距(GAP)代表居民的收入差距;根據(jù)消費(fèi)理論和現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)，消費(fèi)受到收入的影響，居民消費(fèi)率不僅與收入增長(zhǎng)率有關(guān)，還與當(dāng)期的收入有關(guān)，鑒于數(shù)據(jù)的易獲得性，文章采用地區(qū)人均實(shí)際GDP的對(duì)數(shù)(lnRPGDP)代表居民的當(dāng)期收入，用人均實(shí)際GDP的增長(zhǎng)率(RGDPI)代表居民收入增長(zhǎng)率。ξi代表地區(qū)非觀測(cè)效應(yīng)，即不隨時(shí)間變化的地區(qū)固定效應(yīng)，反映了一些無法觀察的地區(qū)差異性變量的影響;ηt代表時(shí)間非觀測(cè)效應(yīng)，即不隨地區(qū)變化的時(shí)間固定效應(yīng)，反映了不同年份政策對(duì)消費(fèi)的影響;2008年發(fā)生了金融危機(jī)，為了拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，我國(guó)采取了一系列刺激內(nèi)需的政策措施。為此通過引入時(shí)間虛擬變量(DUMMY)使模型更加接近現(xiàn)實(shí)情況，在2008年以前，DUMMY值為0，2008年以后，其值為1。
(二)數(shù)據(jù)來源及描述在計(jì)算城鎮(zhèn)化水平時(shí)，由于統(tǒng)計(jì)口徑的調(diào)整以及多個(gè)省區(qū)在2005年將人口調(diào)整為常住人口，為了數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，選取2005年—2012年作為樣本期，截面為中國(guó)大陸30個(gè)省份(因數(shù)據(jù)不完整，沒有納入)，并分東、中、西部三大地區(qū)①。居民消費(fèi)率數(shù)據(jù)來源于2006年—2013年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》;城鎮(zhèn)化率數(shù)據(jù)來源于《2013年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》;2010年的人口年齡結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)來自《中國(guó)2010年人口普查資料》，其他年份的數(shù)據(jù)來自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》;消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和人均實(shí)際生產(chǎn)總值均以2005年為基期計(jì)算所得;其他數(shù)據(jù)均來源于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省《統(tǒng)計(jì)年鑒》。表1給出了各個(gè)變量的統(tǒng)計(jì)性描述。從表1數(shù)據(jù)可以看出，雖然東部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平要明顯高于中西部地區(qū)，且遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于全國(guó)平均水平，但是其居民消費(fèi)水平卻低于中西部地區(qū)和全國(guó)水平。為此，將以散點(diǎn)圖的形式來具體呈現(xiàn)兩者之間的關(guān)系。從圖1中的散點(diǎn)圖中可以看出，居民消費(fèi)率與城鎮(zhèn)化水平存在一種非線性的正U型關(guān)系。在城鎮(zhèn)化水平較低時(shí)，居民消費(fèi)率隨著城鎮(zhèn)化的提高而降低;在城鎮(zhèn)化發(fā)展到一定水平時(shí)，居民消費(fèi)率隨著城鎮(zhèn)化水平的上升而提高。因此，嘗試在計(jì)量模型中添加城鎮(zhèn)化的二次項(xiàng)，探究城鎮(zhèn)化是如何影響居民消費(fèi)需求。在人口年齡結(jié)構(gòu)方面，關(guān)于少兒撫養(yǎng)比，東部地區(qū)最低，中部其次，西部地區(qū)最高，其原因可能是由于東部地區(qū)較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和較為開放的生育觀念;對(duì)于老年撫養(yǎng)比，三個(gè)地區(qū)基本保持相同水平。為了從大體上描述城鎮(zhèn)化和人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)之間的關(guān)系，給出了兩者之間的散點(diǎn)圖。從圖2和圖3的散點(diǎn)圖可以看出，少兒撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)率存在一種正相關(guān)系，少兒撫養(yǎng)比的提高會(huì)增加居民消費(fèi)，少兒撫養(yǎng)比的降低會(huì)減少居民消費(fèi)。而老年撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)率的擬合曲線近似一條直線，其對(duì)居民消費(fèi)的作用不明顯。在城鄉(xiāng)收入差距方面，東部和中部地區(qū)水平相當(dāng)，而西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距要略高;關(guān)于人均實(shí)際生產(chǎn)總值增長(zhǎng)幅度，中西部地區(qū)要明顯高于東部地區(qū)，這證明次發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)更具有發(fā)展?jié)摿?東中西部人均實(shí)際生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)符合我國(guó)目前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)際。
(三)估計(jì)方法由于居民在長(zhǎng)期的消費(fèi)實(shí)踐中會(huì)形成消費(fèi)習(xí)慣，前期的消費(fèi)對(duì)當(dāng)期消費(fèi)會(huì)產(chǎn)生影響，居民消費(fèi)存在棘輪效應(yīng)，將上期居民消費(fèi)量作為被解釋變量加入到模型中，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。由于在動(dòng)態(tài)面板中普遍存在自相關(guān)、異方差和個(gè)體效應(yīng)。Arellano和Bover［15］(1995)與Blundell和Bond［16］(1998)在相關(guān)研究中提出，動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)廣義矩估計(jì)方法(GMMforDynamicPanelData)一方面能夠控制個(gè)體效應(yīng)，另一方面可以通過使用解釋變量的滯后項(xiàng)作為工具變量來解決解釋變量的內(nèi)生性問題。居民消費(fèi)率和一些解釋變量之間可能是同時(shí)決定的，動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)通過選擇合適的工具變量可以有效控制解釋變量的內(nèi)生性問題;當(dāng)不可觀察的變量與解釋變量相關(guān)，或是遺漏了某些個(gè)影響因素時(shí)，GMM使用差分轉(zhuǎn)換數(shù)據(jù)還可以克服遺漏變量問題。為此，采用動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)方法是合適的，而靜態(tài)面板估計(jì)會(huì)使得結(jié)果產(chǎn)生偏誤。差分GMM估計(jì)法可以通過對(duì)模型進(jìn)行一階差分來處理“動(dòng)態(tài)面板偏差”(dynamicpanelbias)問題。但差分GMM估計(jì)必須滿足兩個(gè)前提條件:回歸方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)εi，t不存在自相關(guān);以及內(nèi)生解釋變量具有弱外生性。由于差分GMM的缺點(diǎn)是無法估計(jì)個(gè)體效應(yīng)ξi的系數(shù)以及可能導(dǎo)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(gè)系統(tǒng)進(jìn)行廣義矩估計(jì)，被稱為“系統(tǒng)GMM”(SystemGMM)。系統(tǒng)GMM的優(yōu)點(diǎn)是可以提高估計(jì)的效率，并且可以估計(jì)不隨時(shí)間變化的變量的系數(shù)。其缺點(diǎn)是，必須要假定被解釋變量的一階差分滯后項(xiàng)與個(gè)體效應(yīng)無關(guān)。一般情況下，系統(tǒng)GMM的估計(jì)方法要優(yōu)于差分GMM的估計(jì)方法。系統(tǒng)GMM法又可分為一步法(one－stepsystemGMM)和兩步法(two－stepsystemGMM)估計(jì)。相對(duì)于一步法，二步法估計(jì)不容易受到異方差的干擾。鑒于此，采取二步法進(jìn)行估計(jì)。為了檢驗(yàn)工具變量是否有效，借鑒Arellano和Bover(1995)和Blundell和Bond(1998)的研究，進(jìn)行Sargan檢驗(yàn)，其原假設(shè)是模型過度識(shí)別約束有效;另外還需要對(duì)隨機(jī)誤差項(xiàng)的一階和二階序列自相關(guān)進(jìn)行檢驗(yàn)，其原假設(shè)是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān)。
二、實(shí)證結(jié)果與分析
在使用模型(2)進(jìn)行估計(jì)之前，按照大多數(shù)研究的做法，首先研究居民消費(fèi)與城鎮(zhèn)化以及少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比之間的線性關(guān)系，其具體形式為。文章分別采取差分GMM方法和系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行對(duì)比分析，實(shí)證結(jié)果見表2。表2給出了全國(guó)水平動(dòng)態(tài)面板的差分和系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)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(jì)結(jié)果，模型(3)和模型(4)分別是不加和加入控制變量的系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果?？梢钥吹?，模型(1)至模型(2)都通過了Sargan檢驗(yàn)，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(guān)，而不存在高階序列相關(guān)，差分GMM估計(jì)結(jié)果不能拒絕模型中“隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān)”的原假設(shè)，說明差分GMM的估計(jì)量是一致的，模型(1)和模型(2)都是合適的。在系數(shù)GMM估計(jì)方面，滯后一期的居民消費(fèi)率估計(jì)系數(shù)的符號(hào)為正，說明居民的消費(fèi)習(xí)慣對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生較為顯著的影響。原因可能是中國(guó)自古崇尚節(jié)儉，這種消費(fèi)習(xí)慣是導(dǎo)致目前我國(guó)居民消費(fèi)不足而儲(chǔ)蓄增加的一個(gè)非常重要的原因。在未加入控制變量的條件下，URB的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，且在10%的水平下未通過顯著性檢驗(yàn)，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(yàn)，且符號(hào)為正，說明在加入控制變量以后，模型得到了優(yōu)化，所選取的控制變量是有效的。就人口年齡結(jié)構(gòu)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(yàn)，且符號(hào)為正，說明就全國(guó)水平而言，少兒撫養(yǎng)比的提高會(huì)增加居民的消費(fèi)需求，其原因可能是少兒沒有參加工作，是家庭和社會(huì)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(yàn)，且符號(hào)為負(fù)，說明老年撫養(yǎng)比的提高會(huì)阻礙居民消費(fèi)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(jié)儉，開支較小。我國(guó)的少兒撫養(yǎng)比從1982年實(shí)施計(jì)劃生育的54.6%一直下降到2012年的22.2%，而老年撫養(yǎng)比從1982年的8%上升到2012年的12.7%，少兒撫養(yǎng)比的下降和老年撫養(yǎng)比的增加同時(shí)降低了居民的消費(fèi)需求拉動(dòng)力。此外，我們也發(fā)現(xiàn)2008年時(shí)間虛擬變量的估計(jì)結(jié)果顯著，表明金融危機(jī)對(duì)居民消費(fèi)具有一定程度的影響。由于系統(tǒng)GMM方法能夠解決模型內(nèi)生性問題和遺漏變量問題，文章給出了系統(tǒng)GMM法的估計(jì)結(jié)果———模型(3)和模型(4)，兩個(gè)模型都通過了Sargan檢驗(yàn)和擾動(dòng)項(xiàng)無二階序列相關(guān)檢驗(yàn)。在系數(shù)估計(jì)方面，與差分GMM估計(jì)法相比，不管是顯著性水平還是符號(hào)，兩者的差別不大，但是系統(tǒng)GMM法的Sargan檢驗(yàn)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(tǒng)GMM的估計(jì)方法更有效率。鑒于此，文章在后文全部采用GMM估計(jì)法進(jìn)行估計(jì)。綜合上述分析，城鎮(zhèn)化與居民消費(fèi)之間呈正向關(guān)系，目前的人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)呈負(fù)向關(guān)系。但是從散點(diǎn)圖1中可以看出，城鎮(zhèn)化與居民消費(fèi)之間并不是正向關(guān)系，而是在起初階段時(shí)呈現(xiàn)負(fù)向關(guān)系。鑒于此，文章采用模型(2)進(jìn)行估計(jì)，即加入城鎮(zhèn)化的二次項(xiàng)，分析城鎮(zhèn)化對(duì)居民消費(fèi)的影響形式，估計(jì)結(jié)果見表3。模型(1)到模型(5)均是采用系統(tǒng)GMM方法的估計(jì)結(jié)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(yàn)和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)無自相關(guān)檢驗(yàn)。在所研究的變量中，除了ODR的顯著性水平?jīng)]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(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比的系數(shù)符號(hào)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(jì)結(jié)果更為準(zhǔn)確。根據(jù)模型(1)～(5)計(jì)算出城鎮(zhèn)化拐點(diǎn)分別為56.8%、56.23%、50.17%、51.47%和42.42%。由此可以得出，城鎮(zhèn)化對(duì)居民消費(fèi)并非簡(jiǎn)單的正向關(guān)系，而是存在正U型關(guān)系。這可能是由于在城鎮(zhèn)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(fèi)，居民消費(fèi)率在城鎮(zhèn)化前期一直是下降的。而當(dāng)城鎮(zhèn)化發(fā)展到一定成熟階段，大部分居民住房問題得到解決，收入預(yù)期得到提高，居民會(huì)增加消費(fèi)。這就不難解釋近些年來我國(guó)居民消費(fèi)率持續(xù)下降的原因，在城鎮(zhèn)化初期，城鎮(zhèn)化與人口年齡結(jié)構(gòu)的雙重負(fù)作用，是居民消費(fèi)率下降的主要原因。2010年，我國(guó)的城鎮(zhèn)化水平突破50%，已經(jīng)接近拐點(diǎn)水平，城鎮(zhèn)化的持續(xù)發(fā)展會(huì)提高居民的消費(fèi)率。
在分析全國(guó)居民消費(fèi)下降的原因的基礎(chǔ)之上，嘗試研究居民消費(fèi)在不同地區(qū)之間的差異。為了探討影響居民消費(fèi)的區(qū)域差異，文章分別從東部、中部和西部進(jìn)行模型的估計(jì)。在進(jìn)行模型估計(jì)之前，分別對(duì)東部、中部和西部居民消費(fèi)與城鎮(zhèn)化分別進(jìn)行關(guān)系散點(diǎn)圖分析(散點(diǎn)圖略)，結(jié)果表明不存在明顯U型關(guān)系。因此文章建立線性模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表4所示。由于系統(tǒng)GMM法要優(yōu)于差分GMM的估計(jì)方法，因此東中西部地區(qū)均采用系統(tǒng)GMM估計(jì)法進(jìn)行估計(jì)。由表4可知，所有模型均通過了Sargan檢驗(yàn)，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(guān)，而沒有高階序列相關(guān)，從而我們不能拒絕水平的殘差序列不存在序列相關(guān)的原假設(shè)。在所有模型中，各地區(qū)居民消費(fèi)率的滯后一期仍然顯著影響著居民的當(dāng)期消費(fèi)。收入差距(GAP)沒有出現(xiàn)在模型估計(jì)結(jié)果中，可能因?yàn)槭杖氩罹鄬?duì)居民消費(fèi)需求不是簡(jiǎn)單線性關(guān)系，也可能不同省份城鄉(xiāng)收入差距對(duì)居民消費(fèi)影響特征不同。這與劉厚蓮(2013)實(shí)證結(jié)果為城鄉(xiāng)實(shí)際收入差距與居民消費(fèi)需求呈現(xiàn)倒U型關(guān)系相一致。地區(qū)人均實(shí)際GDP的對(duì)數(shù)(lnRPGDP)對(duì)居民消費(fèi)影響也不確定，可能是居民消費(fèi)支出主要受受上期可支配收入影響，更有可能是各地區(qū)居民可支配收入占地區(qū)GDP比例不盡相同，通過人均GDP測(cè)算一個(gè)地區(qū)居民可支配收入可能不準(zhǔn)確。例如:主要是靠投資拉動(dòng)和能源消耗為主，投資主體主要是央企和大國(guó)企，這樣的模式導(dǎo)致GDP確實(shí)很大，但老百姓從中取得的收入比重不會(huì)太高，這也就是外界通常所說的“只長(zhǎng)骨頭不長(zhǎng)肉”;相反，廣東、福建、浙江等地以輕工業(yè)為主，非公經(jīng)濟(jì)占比較高，GDP增長(zhǎng)與居民收入的關(guān)聯(lián)度也比較高，也就是“藏富于民”。在東部地區(qū)，URB的估計(jì)系數(shù)在5%的水平下顯著為正，其系數(shù)值為0.142，說明城鎮(zhèn)化率為增加1%，居民消費(fèi)率會(huì)隨之增加0.142個(gè)百分點(diǎn)。
東部地區(qū)城鎮(zhèn)化的平均水平為62.39%，已超過拐點(diǎn)水平，城鎮(zhèn)化的繼續(xù)發(fā)展會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)的提高，這與上文的分析相符合。在人口年齡結(jié)構(gòu)方面，少兒撫養(yǎng)比沒有通過顯著性檢驗(yàn)，但其符號(hào)為正，說明在東部地區(qū)少兒撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)率起推動(dòng)作用。老年人口撫養(yǎng)比在1%的顯著性水平下通過了檢驗(yàn)，其值為－0.3969，說明老年撫養(yǎng)比每增加1%，居民消費(fèi)率會(huì)隨之下降0.3969個(gè)百點(diǎn)。人口年齡結(jié)構(gòu)在東部地區(qū)的作用效果與全國(guó)水平類似。就中西部而言，城鎮(zhèn)化對(duì)居民消費(fèi)的促進(jìn)作用并不顯著。中部和西部地區(qū)城鎮(zhèn)化的平均水平分別為45.43%和41%，均位于拐點(diǎn)的左端。在城鎮(zhèn)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(fèi)開支，從而縮減居民在其他方面消費(fèi)的開支。在人口年齡結(jié)構(gòu)方面，中部地區(qū)少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)的影響都顯著為正，西部地區(qū)老年撫養(yǎng)比雖然沒有通過顯著性檢驗(yàn)，但其作用效果與中部地區(qū)類似，而與東部地區(qū)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(zhèn)化推進(jìn)，越來越多老年人開始關(guān)注自身健康，增加醫(yī)療保健開支，二是中西部老年人收入比東部地區(qū)低;兩者導(dǎo)致老年人口比重上升，提升居民消費(fèi)比重。為了給出更加準(zhǔn)確的解釋，給出中西部居民醫(yī)療保健消費(fèi)支出的不同。在醫(yī)療保健方面，中西部地區(qū)城鎮(zhèn)和農(nóng)村的消費(fèi)支出占比都要高于東部地區(qū)，這與中西部的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和醫(yī)療保障水平有關(guān)，醫(yī)療保障水平低會(huì)增加居民對(duì)醫(yī)療保健的投入。以上是基于東中西部地區(qū)分析城鎮(zhèn)化和人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)率的影響?？梢钥闯觯跂|部地區(qū)，城鎮(zhèn)化的持續(xù)發(fā)展會(huì)推動(dòng)居民消費(fèi)率的提高，而在中西部地區(qū)，其作用效果并不顯著甚至其阻礙作用。在人口年齡結(jié)構(gòu)方面，少兒撫養(yǎng)比在東中西部都起推動(dòng)作用，而老年人口撫養(yǎng)比在東部地區(qū)起阻礙作用，而在中西部地區(qū)起一定的推動(dòng)作用。
三、結(jié)論與建議
改革開放以來，我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)生很大的變化，通過國(guó)家統(tǒng)計(jì)給出2003-2012年的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)數(shù)據(jù)，來具體分析一下城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化趨勢(shì)。
1.食品消費(fèi)食品消費(fèi)直接影響城鎮(zhèn)居民的物質(zhì)生活和水平，人們只有溫飽問題解決了才會(huì)出現(xiàn)其他消費(fèi)，這是其他消費(fèi)的基礎(chǔ)。從國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)十年內(nèi)我國(guó)城鎮(zhèn)居民的食品消費(fèi)情況可以得出：從2003-2012年，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)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(fèi)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(fèi)品，比如我日常生活中衣著的消費(fèi)，通過數(shù)據(jù)分析中可以得出：2003-2012年，城鎮(zhèn)居民在衣著消費(fèi)水平的趨勢(shì)也是呈現(xiàn)直線上升的趨勢(shì)。
3.家庭用品消費(fèi)家庭用品消費(fèi)支出從2003-2012年也是一直處于上升趨勢(shì)。城鎮(zhèn)居民目前對(duì)高檔耐用消費(fèi)品的需求已經(jīng)飽和,現(xiàn)處于更新的階段,因而家庭用品的消費(fèi)支出增加不大。隨著更新?lián)Q代的加快以及新的消費(fèi)“熱點(diǎn)”的形成,用品支出將趨于相對(duì)穩(wěn)定,不會(huì)明顯下降。
4.醫(yī)療保健消費(fèi)從數(shù)據(jù)中可知，醫(yī)療保健支出比重一直呈上升趨勢(shì)。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(jià)上漲和各種收費(fèi)提高使居民支出增加，并且居民的對(duì)健康方面的意識(shí)在不斷地加強(qiáng)。
二、影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化因素
1.城鎮(zhèn)居民收入變化一切消費(fèi)的最終形成必然依賴于一定的購(gòu)買力來實(shí)現(xiàn)。收入水平的變化直接決定著消費(fèi)結(jié)構(gòu)的最終形成及變化，我們從兩個(gè)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(dòng)著消費(fèi)結(jié)構(gòu)的改變。第二，從不同收入居民家庭看，不同收入水平?jīng)Q定著不同的消費(fèi)結(jié)構(gòu)。
2.物品價(jià)格變動(dòng)價(jià)格是影響居民消費(fèi)投向的重要因素之一，價(jià)格的變動(dòng)，勢(shì)必要影響到消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化。1978年以后，國(guó)家開始調(diào)整不合理的價(jià)格體系，食品價(jià)格提高幅度較大，從而使城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)居高不下的重要原因；1993年，國(guó)家大幅度調(diào)整糧、油價(jià)格；自1988年物價(jià)猛漲，許多居民擔(dān)心貨幣貶值，大筆資金投到日用品，特別是耐用消費(fèi)品上。
3.國(guó)家政策變化分配政策的變化，使居民間收入差距擴(kuò)大，從而打破了過去消費(fèi)結(jié)構(gòu)的趨同性，形成了具有一定層次梯度的消費(fèi)結(jié)構(gòu)。同時(shí)，由于各項(xiàng)改革措施的陸續(xù)出臺(tái)，特別是住房制度改革的逐步推出，房租的提高，加大了住房支出的比重。以后，隨著醫(yī)療制度改革、退休制度改革和養(yǎng)老保險(xiǎn)的推進(jìn)，消費(fèi)儲(chǔ)蓄的比例也會(huì)增加，這些都會(huì)改變消費(fèi)結(jié)構(gòu)。
4.消費(fèi)者消費(fèi)觀念和心理的變化隨著改革開放的進(jìn)一步加深和收入的提高，居民的消費(fèi)觀念和心理發(fā)生了很大的變化求新、求奇、求美、求精的消費(fèi)觀念普遍被人們接受；攀比心理、追求名牌心理等也對(duì)居民購(gòu)買行為有著重要的影響。人們?cè)絹碓阶非蠓奖恪⑹孢m的生活。
三、結(jié)語(yǔ)
1)研究方法本文采用環(huán)境壓力等式IPAT[9]的隨機(jī)形式———STIRPAT模型[10]進(jìn)行CO2排放影響因素的評(píng)估。由于STIRPAT模型考慮了影響環(huán)境的人口、經(jīng)濟(jì)和能源技術(shù)3個(gè)主要影響因素，在環(huán)境問題的研究上被廣泛應(yīng)用。STIRPAT的原始模型為。為了深入研究我國(guó)家庭結(jié)構(gòu)以及居民消費(fèi)對(duì)碳排放的影響，本文在借鑒相關(guān)文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上[3,7]，將家庭結(jié)構(gòu)變量和居民消費(fèi)變量引入STIRPAT模型中，重新對(duì)模型進(jìn)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(shí)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(shù)和家庭戶規(guī)模分別用H和HS表示，居民消費(fèi)水平用Y表示，能源強(qiáng)度用T表示；控制解釋變量中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用IS表示、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)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(huì)IPCC(2006)的推薦方法對(duì)CO2排放量進(jìn)行測(cè)算。由于化石燃料燃燒所產(chǎn)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(guó)廣泛使用的一次能源，本文將考慮這三種化石能源所對(duì)應(yīng)的CO2排放量。為精確起見，本文進(jìn)一步將化石能源細(xì)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(shí)物量，CFi是發(fā)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(shù)。3)數(shù)據(jù)說明CO2排放計(jì)算公式中，各類能源消費(fèi)的原始數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。取值來源于2008年《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》附錄四，CCi和COFi的取值分別來源于IPCC(2006)和《中國(guó)溫室氣體清單研究》。模型中影響因素所涉及的數(shù)據(jù)中，家庭戶規(guī)模用各地區(qū)每戶平均人口數(shù)表示；居民消費(fèi)用人均居民消費(fèi)額表示；能源強(qiáng)度用能源消費(fèi)量與地區(qū)GDP之比表示；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出占地區(qū)GDP的比重表示；能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)用一次能源消費(fèi)中天然氣消費(fèi)量在總能源消費(fèi)量中的比重來表示；外資依存度用各地區(qū)實(shí)際利用外商直接投資額與GDP的比重來表示。各變量相關(guān)數(shù)據(jù)來源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。本文研究對(duì)象為1997-2011年中國(guó)內(nèi)地30個(gè)省市區(qū)的面板數(shù)據(jù)(不包括)。文中所涉及到的各地區(qū)GDP、人均居民消費(fèi)額、實(shí)際利用外商直接投資額均按照1995年的價(jià)格水平進(jìn)行了調(diào)整。
2回歸結(jié)果分析
為了確認(rèn)模型的有效性，本文采用Hausman檢驗(yàn)進(jìn)行驗(yàn)證。運(yùn)用Eviews6.0軟件對(duì)模型進(jìn)行固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的擬合，再根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果選擇相應(yīng)的估計(jì)方法。表1報(bào)告了被解釋變量為CO2排放總量自然對(duì)數(shù)的回歸結(jié)果。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，模型I~IV的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果分別通過了1%的顯著性水平，表明應(yīng)當(dāng)選擇固定效應(yīng)模型。調(diào)整的R2統(tǒng)計(jì)量顯示，方程的擬合優(yōu)度較好，說明變量之間的聯(lián)合解釋能力較強(qiáng)。模型I~IV中，模型I只包含了基準(zhǔn)模型的四個(gè)變量，即家庭戶總數(shù)、家庭戶規(guī)模、居民消費(fèi)和能源強(qiáng)度變量的回歸結(jié)果。為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ虸的穩(wěn)健性，借鑒前人的研究，模型II~IV在模型I的基礎(chǔ)上依次添加了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)和外資依存度。根據(jù)表1回歸結(jié)果，家庭戶總數(shù)的估計(jì)系數(shù)在各模型中差別不大，都在1%的水平顯著為正。家庭戶總數(shù)的增加意味著需要更多的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和住宅單元，導(dǎo)致鋼鐵、水泥等工業(yè)產(chǎn)品的消費(fèi)需求上升，從而促進(jìn)CO2排放總量的上升。從彈性系數(shù)來看，家庭戶總數(shù)的變動(dòng)對(duì)我國(guó)CO2排放的影響很大。家庭戶規(guī)模變量與CO2排放總量顯著負(fù)相關(guān)，說明大的家庭規(guī)模有利于CO2排放量的減少。一般來說，家庭規(guī)模具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)性，較大的家庭規(guī)模有利于能源利用效率的提高。由于家庭戶是消費(fèi)的基本單位，有些能源消費(fèi)是每戶家庭(無論規(guī)模大小)必不可少的，如住房、制冷、取暖、家用電器等，這種能源消費(fèi)受家庭戶人口數(shù)的變化影響不大，大家庭的人均能源消費(fèi)要少于小家庭的人均能源消費(fèi)，因而有利于CO2排放量的減少。居民消費(fèi)對(duì)CO2排放總量的影響十分明顯，且估計(jì)系數(shù)都在1%的水平顯著為正。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展，居民的生活水平大幅提高，消費(fèi)觀念也發(fā)生了重大轉(zhuǎn)變。家用電器、住宅以及私人汽車等高能耗商品日益成為人們消費(fèi)的熱點(diǎn)。消費(fèi)產(chǎn)品的高碳化傾向，導(dǎo)致能源消耗總量和CO2排放總量急劇增加?；貧w結(jié)果顯示，居民消費(fèi)是影響我國(guó)CO2排放的最重要因素。
能源強(qiáng)度估計(jì)系數(shù)與CO2排放總量顯著正相關(guān)。這主要由于我國(guó)當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展依賴于大量的能源消耗，仍然處于粗放式發(fā)展階段，以煤炭為主的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)以及能源利用率不高，技術(shù)水平落后，對(duì)CO2排放產(chǎn)生了直接的促進(jìn)作用。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)CO2排放的影響顯著為正，說明第二產(chǎn)業(yè)比重的提高對(duì)CO2排放產(chǎn)生了推動(dòng)作用。第二產(chǎn)業(yè)的能源消耗往往要比第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)高很多，尤其是重工業(yè)，往往都是高耗能產(chǎn)業(yè)。當(dāng)前我國(guó)正處于工業(yè)化進(jìn)程的快速發(fā)展階段，第二產(chǎn)業(yè)比重過高造成能源的大量消耗，引起CO2排放量的上升等一系列環(huán)境污染問題。能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與CO2排放總量存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，即加大天然氣在能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)中的比重有利于CO2排放總量的降低。與煤炭相比，天然氣作為一種清潔高效的能源，熱量值和燃燒效率高，CO2排放量小，是實(shí)現(xiàn)我國(guó)能源低碳化發(fā)展的重要力量。在我國(guó)當(dāng)前能源技術(shù)水平條件下，通過提高天然氣等清潔能源在能源消費(fèi)中的比重對(duì)于轉(zhuǎn)變能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)和實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。外資依存度估計(jì)系數(shù)為正，表明外商直接投資對(duì)中國(guó)環(huán)境的影響是負(fù)面的。由于我國(guó)當(dāng)前的環(huán)境規(guī)制力度不夠，外商直接投資更多地進(jìn)入了碳關(guān)聯(lián)度較高的產(chǎn)業(yè)，同時(shí)通過加工貿(mào)易將高碳產(chǎn)品返銷回國(guó)內(nèi)，導(dǎo)致了能源消費(fèi)需求的增加和CO2排放總量的上升[12]。
3結(jié)論
