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

篇1

開展對(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ＯM(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％。可見，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)

篇2

2回歸結(jié)果分析

為了確認(rèn)模型的有效性，本文采用Hausman檢驗(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。回歸結(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]。

篇3

一、引 言

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

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

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

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

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

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

居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的相互作用機(jī)理（二）農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)是我國(guó)未來經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最大原動(dòng)力

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

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

（一）模型的設(shè)定、變量的選擇與數(shù)據(jù)的處理

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

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

（二）模型的估計(jì)與檢驗(yàn)

1.單位根檢驗(yàn)

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

檢驗(yàn)值檢驗(yàn)類型

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

2.VAR模型估計(jì)

在VAR模型估計(jì)中的一個(gè)重要問題就是滯后階數(shù)的確定，通常可采用兩種方法:一是LR(似然比)檢驗(yàn)法，另一種方法是利用AIC信息準(zhǔn)則、SC信息準(zhǔn)則和HQ信息準(zhǔn)則判斷。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)計(jì)算相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量，經(jīng)判斷初步選定滯后階數(shù)為2階，VAR模型具體估計(jì)式如下：

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

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

4.格蘭杰檢驗(yàn)

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

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

5.脈沖響應(yīng)分析

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

6.方差分析

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

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

四、結(jié)論與政策建議

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

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

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

（二）把握農(nóng)村居民消費(fèi)熱點(diǎn)，引導(dǎo)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與升級(jí)

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

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

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

（四）縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，促進(jìn)消費(fèi)公平

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

注 釋：

①中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.stats.省略/tjsj/jidusj/

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

省略/xsfx/rdfx/20110530099713.shtml

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

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

⑤中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局. stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm

⑥中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.stats.省略/yearbook/indexC.htm，stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm

⑦韓 俊，羅 丹.中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生狀況報(bào)告［J］.中國(guó)發(fā)展觀察, 2005(1):16

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

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

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

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

Rural Resident Consumption Structure and Transforming Economic

Development Model: Evidence from 1978 to 2010

篇4

基金項(xiàng)目：本文得到江蘇省社科研究應(yīng)用精品課題“推動(dòng)公共支出轉(zhuǎn)型增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)消費(fèi)驅(qū)動(dòng)力—以江蘇省為例的研究”(編號(hào)： 12SYC-100)資助

中圖分類號(hào)：F205 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

引言與文獻(xiàn)回顧

改革開放以來中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展， 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)由1978年的3605.6億元增長(zhǎng)到2011年的465731.3億元，增長(zhǎng)了約128倍;城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入由343.4元增長(zhǎng)到21810元，增長(zhǎng)了約63倍。經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來了城鎮(zhèn)居民收入水平的提升，而收入水平的提升則增強(qiáng)了城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)能力。城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)支出由1978年的311.2元增長(zhǎng)到2011年的15161元，增長(zhǎng)了近50倍。在消費(fèi)結(jié)構(gòu)方面，城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)由1978年的0.575下降到2011年的0.363，食品支出占消費(fèi)總支出的比重持續(xù)下降，表明隨著收入水平的提高，城鎮(zhèn)居民減少其基本消費(fèi)支出，消費(fèi)結(jié)構(gòu)由“溫飽型”向“發(fā)展型”和“享受型”轉(zhuǎn)變。“配第-克拉克定理”認(rèn)為，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，國(guó)民收入(勞動(dòng)力)的布局會(huì)由一、二、三產(chǎn)業(yè)向三、二、一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面數(shù)據(jù)顯示：1980年我國(guó)一、二、三產(chǎn)業(yè)分布情況分別是30.2%、48.2%和21.6%，2011年我國(guó)一、二、三產(chǎn)業(yè)分布情況變?yōu)?0.0%、46.6%和43.4%。我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)比重持續(xù)下降，第二產(chǎn)業(yè)比重在波動(dòng)中穩(wěn)定，第三產(chǎn)業(yè)比重持續(xù)上升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在持續(xù)升級(jí)。

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

模型、變量與數(shù)據(jù)說明

(一)計(jì)量模型

面板數(shù)據(jù)模型一般形式為：

(1)

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

模型一： (2)

模型二： (3)

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

(二)變量與數(shù)據(jù)說明

樣本數(shù)據(jù)包括31個(gè)省市。基于數(shù)據(jù)完整性的考慮，本文數(shù)據(jù)均來自于2000-2012年各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于使用的是相對(duì)量指標(biāo)，并不需要剔除價(jià)格的影響。具體指標(biāo)選取如下：

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

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

實(shí)證分析及結(jié)果

(一)單位根檢驗(yàn)

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

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

(二)面板協(xié)整檢驗(yàn)

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

(三)回歸結(jié)果

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

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

結(jié)論與政策含義

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

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

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

1.文啟湘等.消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的和諧：和諧性及其測(cè)度[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2005(8)

2.吳定玉等.居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)聯(lián)性分析—以湖南省為例[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2007(5)

3.周輝.消費(fèi)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)—基于上海市的實(shí)證研究[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2012(3)

4.莊燕君.區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費(fèi)結(jié)構(gòu)關(guān)聯(lián)分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2005(1)

5.鄔德政.我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān)性分析[J].學(xué)術(shù)論壇，2008(4)

6.孟范昆等.消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)互動(dòng)關(guān)系實(shí)證研究[J].商業(yè)時(shí)代，2012(32)

篇5

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

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

二、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)分析

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

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

3.城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度分析。消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度，是分析消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化程度的指標(biāo)，計(jì)算公式為：

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

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

三、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費(fèi)函數(shù)分析

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

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

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

（0.002）（8.237）（2.469）

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

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

（1.095）（40.793）（3.908）

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

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

四、簡(jiǎn)要結(jié)論

1．經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城鄉(xiāng)居民的收入和消費(fèi)之間有直接的影響。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越快，收入增加越高，消費(fèi)也會(huì)隨著增加。但是，在投資、出口和消費(fèi)等三要素當(dāng)中,消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率最高，一般都在70%左右,說明拉動(dòng)消費(fèi)仍然是甘肅省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要?jiǎng)恿Α?/p>

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

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

參考文獻(xiàn)：

篇6

引言

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

1 居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)碳排放系數(shù)的變動(dòng)

1.1 居民消費(fèi)信息熵

消費(fèi)支出用途與所占比重不同，無法綜合度量居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)演變規(guī)律，信息熵可以很好地解決這個(gè)問題。信息熵（Information Entropy）是對(duì)一種物質(zhì)或體系運(yùn)動(dòng)無序度的量化[11]，反映其變動(dòng)結(jié)構(gòu)特征。將信息熵引入居民消費(fèi)可以很好地考慮到不同消費(fèi)項(xiàng)目所占的比重，反映居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)演變規(guī)律。根據(jù)信息熵的計(jì)算公式，居民消費(fèi)信息熵的計(jì)算方法如下：

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

1.2 居民消費(fèi)碳排放系數(shù)

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

1.3 居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)碳排放系數(shù)的動(dòng)態(tài)演變特征

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

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

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

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

2 理論模型

2.1 城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的泰爾系數(shù)

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

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

2. 2 閾值協(xié)整模型的設(shè)定

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

3 模型的檢驗(yàn)與估計(jì)

3.1 變量的單位根檢驗(yàn)

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

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

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

3.2.1 確定機(jī)制轉(zhuǎn)移位置參數(shù)

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

針對(duì)不同的 運(yùn)用OLS對(duì)式（2）進(jìn)行估計(jì)，根據(jù) 函數(shù)值最小確定相對(duì)最優(yōu)模型，或者擬合優(yōu)度即 最大時(shí)所對(duì)應(yīng)的 即為機(jī)制發(fā)生轉(zhuǎn)移的位置參數(shù)。本文選取 的取值范圍在 ，根據(jù)表1的結(jié)果，選取 最大時(shí)對(duì)應(yīng)的 。

3.2.2 非線性檢驗(yàn)

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

3.2.3 平滑轉(zhuǎn)移函數(shù) 具體形式的確定

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

3.3 閾值協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)估計(jì)的平滑轉(zhuǎn)移函數(shù) 的形式對(duì)式（4）進(jìn)行估計(jì)，若模型估計(jì)的殘差是平穩(wěn)序列，則該模型為閾值協(xié)整模型。可以采用部分殘差進(jìn)行檢驗(yàn)[18]，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量設(shè)定為：

4 實(shí)證分析

4. 1模型的估計(jì)結(jié)果

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

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

4.2 分階段分析

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

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

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

4.3 對(duì)居民生活碳排放系數(shù)的偏效應(yīng)

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

5 結(jié)論

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

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

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

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

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篇7

一、引言

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

二、建模機(jī)理

（一）灰色關(guān)聯(lián)分析的建模機(jī)理

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

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

（二）模型的建模機(jī)理

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

1．?dāng)?shù)據(jù)的檢驗(yàn)

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

2．建立模型

對(duì)參考數(shù)列0作1-AGO：，其緊鄰均值序列為

建立的灰微分方程：

相應(yīng)的白化微分方程為：

白化微分方程的解為：

3．檢驗(yàn)預(yù)測(cè)值

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

4．結(jié)合實(shí)際問題的需要，給出相應(yīng)的預(yù)測(cè)預(yù)報(bào)。

三、黑龍江省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化的實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來源及階段性劃分

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

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

年份

1992

1993

1994

1995

1996

1997

1998

恩格爾系數(shù)

49.9

49.2

50.8

48.2

46.2

45.9

43.5

年份

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

恩格爾系數(shù)

40.5

38.4

37.2

35.5

篇8

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

一、引言

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

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

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

二、消費(fèi)結(jié)構(gòu)與轉(zhuǎn)型理論

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

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

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

三、居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)模型分析

（一）模型的構(gòu)建

1、擴(kuò)展線性支出系統(tǒng)模型

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

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

（1）

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

改寫式（1）為：

（2）

其中ui是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，定義 。對(duì)式（2）應(yīng)用最小二乘法，可以得到變量的參數(shù)估計(jì)值，同時(shí)可得 。

篇9

問題的提出[①]

消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力，是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三駕馬車之一。2008年按支出法計(jì)算，河南省國(guó)民生產(chǎn)總值18473.14億元，居全國(guó)第五位，最終消費(fèi)支出為7759.33億元項(xiàng)目管理論文，占國(guó)民生產(chǎn)總值的42.0%（最終消費(fèi)率），低于全國(guó)最終消費(fèi)率平均水平6.6個(gè)百分點(diǎn)，居全國(guó)第25位。2007年河南省政府消費(fèi)支出2011.27億元，占國(guó)民生產(chǎn)總值的13.4%（政府消費(fèi)率），居民消費(fèi)支出4820.00億元，占國(guó)民生產(chǎn)總值的32.1%（居民消費(fèi)

圖1 河南省消費(fèi)不足的邏輯推理

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

一、基于非基本生活消費(fèi)模型分析

1、非基本生活消費(fèi)的概念及界定

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

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

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

參數(shù)是邊際消費(fèi)傾向，滿足：0

對(duì)模型的進(jìn)行變形：

令V=；a=；b=

對(duì)方程式進(jìn)行回歸可得a*和b*，進(jìn)一步可求出：

3、非基本生活消費(fèi)的計(jì)量分析

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

通過EVIEWS軟件進(jìn)行WLS回歸結(jié)果如下[③]：

2008年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

2007年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

2006年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

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

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

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

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

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

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

2002年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

2001年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

2000年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

1999年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

1998年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

1997年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

1996年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

1995年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

1994年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

1993年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

1992年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

匯總回歸方程估計(jì)結(jié)果，通過Excel軟件處理結(jié)果如下：

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

類別

年份

CE

a*

b*（β*i）

BLCi(BLC)

NBLC

2008

8837.46

1475.782

0.562177

3370.727

5466.733

2007

7826.72

1268.192

0.593939

3123.156

4703.564

2006

6685.18

1603.482

0.511453

3282.145

3403.035

2005

6038.02

1209.152

0.541007

2634.358

3403.662

2004

5294.19

1197.215

0.522404

2506.753

2787.437

2003

4941.60

955.1838

0.562634

2183.946

2757.654

2002

4504.68

1417.536

0.480717

2729.795

1774.885

2001

4110.17

676.3441

0.651922

1943.082

2167.088

2000

3830.71

814.1469

0.633153

2219.309

1611.401

1999

3497.53

745.6160

0.607170

1898.063

1599.467

1998

3415.65

882.5848

0.605248

2235.796

1179.854

1997

3378.02

590.5870

0.681768

1855.838

1522.182

1996

3009.35

596.1219

0.635379

1634.908

1374.442

1995

2673.95

622.2854

0.615177

1617.069

1056.881

1994

2155.15

359.2111

0.684511

1138.585

1016.565

1993

1609.26

393.4778

0.608181

1004.234

605.0264

1992

1342.58

260.5322

0.674353

800.0448

542.5352

數(shù)據(jù)來源：1994-2009年河南省統(tǒng)計(jì)年鑒

二、基本生活消費(fèi)與非基本生活消費(fèi)圖示分析

1、量的圖示分析

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

圖2城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出、基本生活消費(fèi)與非基本生活消費(fèi)比較

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

2、增量投向與拉動(dòng)分析

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

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

年份項(xiàng)目

CE

BLC

NBLC

增量投向比

貢獻(xiàn)率

BLC/CE

NBLC/CE

CR1

CR2

1993

266.68

204.1892

62.4912

0.765671

0.23433

0.152087

0.046545606

1994

545.89

134.351

411.5386

0.246114

0.753886

0.083486

0.255731578

1995

518.8

478.484

40.316

0.92229

0.07771

0.222019

0.018706819

1996

335.4

17.839

317.561

0.053187

0.946813

0.006671

0.118761009

1997

368.67

220.93

147.74

0.599262

0.400738

0.073415

0.049093658

1998

37.63

379.958

-342.328

10.09721

-9.09721

0.112479

-0.10133984

1999

81.88

-337.733

419.613

-4.12473

5.124731

-0.09888

0.122850116

2000

333.18

321.246

11.934

0.964182

0.035818

0.091849

0.003412122

2001

279.46

-276.227

555.687

-0.98843

1.988431

-0.07211

0.145061098

2002

394.51

786.713

-392.203

1.994152

-0.99415

0.191406

-0.09542257

2003

436.92

-545.849

982.769

-1.24931

2.249311

-0.12117

0.218166218

2004

352.59

322.807

29.783

0.915531

0.084469

0.065324

0.006026995

2005

743.83

127.605

616.225

0.171551

0.828449

0.024103

0.116396465

2006

647.16

647.787

-0.627

1.000969

-0.00097

0.107285

-0.00010384

2007

1141.54

-158.989

1300.529

-0.13928

1.139276

-0.02378

0.194539115

2008

1010.74

247.571

763.169

0.24494

0.75506

0.031632

0.097508152

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

三、預(yù)期收入與非基本生活消費(fèi)的模型分析

1、預(yù)期收入與非基本生活消費(fèi)的模型構(gòu)建

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

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

NBLCt=??+??Yt*+??t………………………………（1）

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

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

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

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

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

2、預(yù)期收入與非基本生活消費(fèi)的實(shí)證分析

1）通過eviews軟件分析得出以下回歸結(jié)果[④]：

表3 自適應(yīng)預(yù)期模型回歸結(jié)果

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

-405.7075

128.1870

-3.164967

0.0075

Y

0.607486

0.090002

6.749687

0.0000

NBLC(-1)

-0.538431

0.253073

-2.127573

0.0531

R-squared

0.978529

Mean dependent var

2276.867

Adjusted R-squared

0.975226

S.D. dependent var

1383.685

S.E. of regression

217.7894

Akaike info criterion

13.77229

Sum squared resid

616618.6

Schwarz criterion

13.91715

Log likelihood

-107.1784

F-statistic

296.2347

Durbin-Watson stat

1.973887

Prob(F-statistic)

0.000000

2）模型檢驗(yàn)

德賓h檢驗(yàn)：

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

= 0.059412

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

統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)：

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

3）預(yù)期收入與非基本生活消費(fèi)的方程

NBLC=-263.7151+0.39487Y*

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

四、政策建議

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

參考文獻(xiàn)

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

篇10

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

一、因子分析模型

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

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

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

二、實(shí)證分析

1.數(shù)據(jù)采取

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

2.運(yùn)用因子分析對(duì)上述數(shù)據(jù)進(jìn)行分析

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

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

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

由表4得到旋轉(zhuǎn)后的因子得分函數(shù)：

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

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

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

圖1 各年因子得分

3.結(jié)果分析

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

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

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

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

(2) 各年因子得分情況反映其變化趨勢(shì)

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

三、結(jié)論與政策建議

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

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

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

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

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

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

參考文獻(xiàn):

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

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