时间：2023-03-03 15:58:37
绪论：在寻找写作灵感吗？爱发表网为您精选了8篇居民消费论文，愿这些内容能够启迪您的思维，激发您的创作热情，欢迎您的阅读与分享！
在仅有的几篇文献中，马双等（2010）研究了新型农村合作医疗保险对农村居民家庭食物消费的影响，发现参保家庭比未参保家庭有更多的营养物质摄入量，参与新农合使农民食品消费支出增加约81元。臧文斌等（2012）使用中国城镇居民入户调查数据探讨了城镇居民基本医疗消费保险对居民消费的影响，发现城职保提高了参保家庭的非医疗消费支出，低收入群体和中等收入群体提高的幅度分别为20.2%和12.6%。马双和甘犁（2010）研究了城镇职工医疗保险对居民食物消费的影响，发现城职保能增加11%的居民消费。现有的研究受数据可获得性的限制，或者仅仅关注居民食物消费，而未将居民家庭全部消费支出作为分析对象；或者只关注某一种社会医疗保险，而未将城居保和城职保两种基本医疗保险综合考虑，未从整体上考察城镇医疗保险对居民消费的影响。因此，目前国内对医疗保险与居民消费关系的研究还很不充分。鉴于此，本文采用奥尔多2009年的调查数据，在收集到较为丰富的居民消费支出和医疗保险信息的基础上，拟对医疗保险与城镇家庭消费的问题进行进一步的研究。
二、数据与模型
1.关于数据。
本文所采用的数据来自北京奥尔多投资咨询中心委托国家统计局开展的较大规模的入户调查，抽样和数据处理方法与国家统计局其他调查大致相同。该调查自2005年开始，每年1至2次，通过更新数据建立了《中国投资者行为调查问卷》数据库。调查问卷设置了受访者的个人特征、家庭财务情况和投资选择等方面的35个~50个具体问题，包含详细的家庭资产、负债、收入、消费以及其他家庭特征信息。李涛（2006）、陈彦斌等（2009）以及梁运文等（2010）利用该数据库进行了有关居民投资行为、居民财产分布等方面问题的研究，结果表明数据质量较为可靠。虽然该数据库最初建立的目的是为了研究中国居民的投资行为，偏向于宏观研究，但由于调查数据中不仅包含丰富的家庭收入和消费等信息，而且有家庭是否参与医疗保险、是否有成员患有大病以及医疗支出等信息（自2009年开始有医疗保险相关信息），因此本文尝试利用该数据库进行医疗保险和居民消费关系的微观研究。本文采用的是奥尔多2009年调查的A卷调查数据，在12个省的41个市（区、县）进行，调查地范围覆盖东部、中部和西部各省市。与目前实证研究使用较多的CHNS数据相比，奥尔多调查数据包含了更为丰富的家庭消费支出信息，因此在家庭总消费支出、非医疗消费支出等关键变量上有准确的数据，而不必如现有文献一样使用耐用消费品存量数据替代消费支出的流量数据。同时，奥尔多2009年调查收集到的样本量也比较大，经过数据整理，本文最终获取的有效样本为4694个家庭。
2.计量模型。
研究医疗保险对家庭消费的影响，必须解决两种由自我选择所导致的内生性问题。一是，医疗保险和家庭消费都与家庭的风险厌恶程度相关。家庭的风险厌恶程度越高，越倾向于选择参加医疗保险；同时，家庭的风险厌恶程度越高，预防性储蓄越高而当期消费越少。二是，医疗保险和家庭消费都受到家庭成员身体健康状况的影响。身体健康情况较差的家庭更可能参与医疗保险；同时，身体健康情况较差的家庭会有更多的医疗消费支出和相对较少的非医疗消费支出。为了解决这两种自我选择问题，本文在计量模型中引入家庭风险厌恶程度和家庭成员健康状况作为控制变量。这样就可以在给定相同的家庭风险厌恶程度和家庭成员健康状况的条件下，研究家庭参与医疗保险对其消费支出的影响，从而很好地解决了上述自我选择问题。同时，本文在计量模型中引入家庭收入、家庭规模、平均年龄、平均受教育程度、女性比例等家庭特征变量作为控制变量。通过将各类控制变量逐步加入，本文得到三组计量模型来分别研究基本医疗保险对家庭总消费支出、医疗消费支出以及非医疗消费支出的影响。其中EXP、MEDEXP和NONMEDEXP分别为家庭总消费支出、家庭医疗消费支出和家庭非医疗消费支出。HI为家庭是否有基本医疗保险，是本文的核心解释变量。SAH为家庭成员平均健康状况，问卷中调查了每个家庭成员对自己身体健康状况的评价，数值从1到5分别对应“非常好”、“较好”、“一般”、“较差”和“非常差”，本文取每个家庭该项指标的平均值作为SAH。RAV为家庭平均风险厌恶程度，调查数据中包含每个家庭成员的风险厌恶程度信息，数值从1到5分别对应“很喜欢冒险”、“喜欢冒险”、“一般”、“不喜欢冒险”、“很不喜欢冒险”，与SAH一样，本文取每个家庭该项指标的平均值作为RAV。Xi为控制变量，包含一系列家庭特征变量，主要有：（1）INC，即家庭总收入，在回归中取对数。（2）SCA，即家庭规模（家庭人数）。（3）AGE，家庭成员平均年龄。（4）EDU，家庭成员平均受教育程度。（5）FEM，家庭成员中女性占比。（6）PTY，家庭成员中是否有党员，是二值变量（1代表是，0代表否）。（7）MIN，家庭成员中是否有少数民族，是二值变量（1代表是，0代表否）。
三、实证结果
1.医疗保险对家庭总消费支出的影响。
本文对回归结果进行了异方差检验，发现模型存在异方差问题。为了解决这个问题，本文使用了异方差—稳健估计，以使回归结果更具有可靠性。表1报告了家庭总消费支出的估计结果。第一列只估计了参与医疗保险对家庭总消费支出的影响，第二列和第三列分别加入了家庭成员健康状况、风险厌恶程度和其他家庭特征变量。三个回归模型都表明，参与基本医疗保险可以显著增加家庭总消费支出。具体来说，与没有基本医疗保险的家庭相比，参与基本医疗保险的家庭的总消费支出会高出6%，并且在5%的水平上显著。这个结果与Gruber和Yelowitz（1999）对美国20世纪80年代中后期医疗保险制度的研究结果非常接近，他们发现放宽Medicaid条件会使美国家庭消费上升5.2%。
2.医疗保险对家庭医疗消费支出的影响。
表2报告了家庭医疗消费支出的估计结果。虽然在前两个模型中，是否参与医保的系数显著为正，但加入其他家庭特征的控制变量之后，该项系数变得不再显著（即使在10%的水平上也没有统计显著性）。这表明，是否参与基本医疗保险对家庭医疗消费支出并无显著影响。虽然现有的研究曾认为医疗保险的普及会使家庭医疗消费支出增加，但是本文的回归结果却并不支持这一观点。事实上，苏春红等（2013）利用2009年CHNS微观调查数据进行的实证研究发现，城镇居民基本医疗保险、城镇职工基本医疗保险并未对居民患病就诊行为产生显著的影响。因此，参与基本医疗保险并不能使城镇家庭的医疗消费支出呈现显著增加。
3.医疗保险对家庭非医疗消费支出的影响。
表3报告了家庭非医疗消费支出的估计结果。医疗保险对家庭非医疗消费支出的影响是本文的关注重点。从表3中可以看出，参与基本医疗保险对提高家庭非医疗消费支出有显著的促进作用：从模型（3.1）到模型（3.4），是否参与医保的系数始终显著为正；在控制家庭成员健康状况、家庭风险厌恶程度和其他家庭特征系列变量之后，参与基本医疗保险会使家庭非医疗消费支出增加6%，并且在5%的水平上显著。这说明，社会医疗保险的普及能够降低预防性储蓄，在一定程度上对居民消费起到保障作用。
四、结论与政策建议
1．1城镇居民消费结构因子分析
(1)提取因子以及因子解释原有变量的情况，进行尝试性分析．根据原有变量的相关系数矩阵，采用主成分分析法提取因子并选取特征值大于1的特征根．根据计算结果，第一个因子的特征根值为3．579，解释原有8个变量总方差的44．732%(3．579÷8×100)，累计方差贡献率为44．732%;第二个因子的特征根为2．461，解释原有8个变量总方差30．760%(2．461÷8×100)，累计方差贡献率为75．492%((3．579+2．461)÷8×100)．可以看到，两个因子共解释了原有变量总方差的75．492%．总体上，原有变量的信息丢失较少，因子分析效果较理想．(2)因子的命名解释，在这里采用方差最大化对因子载荷矩阵实施正交旋转以使因子具有命名解释性．指定按第一因子载荷降序的顺序输出旋转后的因子载荷以及旋转后的因子载荷图(表2所示)．从表2可以看出，医疗保健、衣着、教育娱乐文化、居住在第一个因子上有较高的载荷，第一个因子主要解释了这几个变量，根据城市居民的消费习惯可解释为生活型消费(精神享乐商品);交通和通讯、家庭设备用品、杂项商品与服务、食品变量在第二个因子上有较高的载荷，第二个因子主要解释了这几个变量，可解释为生存型消费(物质必须商品)．(3)计算因子得分，这里采用回归法估计因子得分系数，并输出因子得分系数．根据表3可以写出因子得分函数．F1=0．013*食品+0．317*衣着+0．031*家庭设备用品+0．247*医疗保健+0．160*交通和通讯－0．286*教育娱乐文化－0．240*居住+0．044*杂项商品与服务F2=0．209*食品－0．024*衣着+0．286*家庭设备用品－0．211*医疗保健－0．303*交通和通讯－0．023*教育娱乐文化－0．061*居住+0．300*杂项商品与服务
1．2农村居民消费结构因子分析
(1)考察原有变量是否合适进行因子分析，由于在因子分析之前一定要考察变量之间是否存在一定的线性关系，这里也用KMO检验方法进行检验．表4中，巴特利特球度检验统计量的观测值为149．603，相应的概率p接近0．如果显著水平a为0．05，由于概率p小于显著水平a，应拒绝零假设，认为相关系数矩阵与单位阵有显著差异．同时KOM值为0．252，根据Kaiser给出KMO度量标准可知原有变量适合进行因子检验．可以看出农村居民消费数据的数据结构良好，具有可操作性，与城镇居民的消费数据一样都能进行因子分析．(2)提取因子以及因子解释原有变量的情况．与城镇居民消费结构数据一样，根据原有变量的相关系数矩阵，采用主成分分析法提取因子并选取特征值大于1的特征根．根据计算结果，提取因子的情况非常理想．第一个因子的特征根值为4．908，解释原有7个变量总方差为61．352%(4．908÷8×100)，累计方差贡献率为61．352%;第二个因子的特征根为1．241，解释原有8个变量总方差15．506%(1．241÷8×100)，累计方差贡献率为76．858%((4．908+1．241)÷8×100)．总体上，因子分析效果较理想．(3)因子的命名解释，通过对比观察表2，表5，农村居民消费与城镇居民消费是有区别的．在农村居民消费数据中，食品、衣着、家庭设备用品、教育娱乐文化在第一个因子上有较高的载荷，第一个因子主要解释了这几个变量，根据农村地区的消费习惯可解释为生活型消费(精神享乐商品)．医疗保健、交通和通讯、杂项商品与服务、居住在第二个因子上有较高的载荷，第二个因子主要解释了这几个变量，可解释为生存型消费(物质必须商品)．通过指标体系的构建，了解到城镇居民与农村居民在消费偏好上的差异:同是生活型消费或者同是生存型消费，但由于农村与城镇的环境条件不同，消费习惯不同，同类型消费下的指标构成是不尽相同的．(4)计算因子得分，这里采用回归法估计因子得分系数，并输出因子得分系数．根据表6可以写出因子得分函数．
2重庆市城乡居民消费结构对比
2．1城镇居民消费结构演变特征
根据因子得分计算结果绘制出农村居民消费两因子得分散点图，如图1所示(F1因子一;F2因子二)．观察图1，从2000年至2011年重庆城镇居民的生存型消费因子得分高于生活型消费因子得分，但是重庆城镇居民的生活服务型消费因子得分一直在不断提高并逐渐接近生存型消费因子得分．总的来看，生存型消费因子所占比重逐渐下降，生活型消费因子所占比重不断上升，这说明随着重庆市GDP的不断提高，重庆市城镇居民的收入增加，消费观念转变，再加上近几年来医疗、住房制度的改革和教育收费改革的逐步见效，居民生活服务型消费支出出现减少，居民的基本生活服务得到了保障，在物质享受消费充足的城镇，居民将更多的钱以及注意力投入到了自身的生活环境与精神文明的消费中去．从以上分析可看出，重庆城镇居民的消费结构在加速演进，已经不再只追求物质生活质量，而且更加注重精神文化生活的消费，消费结构趋向合理化．
2．2农村居民消费结构演变特征
根据上述SPSS软件的因子得分计算结果绘制出农村居民消费情况的两因子得分散点图，如图2所示(F1因子一;F2因子二)．观察图2，生活型消费因子所占比重从2000年到2004年是递减的，到了2005年开始上升．生存型消费因子所占比重从2000年到2009年从总体上来说是一直递减的，2010年的时候突然上扬，占了较大的消费比重，但到了2011年又继续递减．目前，居民生存型消费支出在减少，用于居家享受型消费支出也出现相应的增加．这说明重庆市的GDP增加了，重庆市居民的收入增加了，医疗、住房制度的改革和教育收费改革正在不断实施，农村居民的生活质量确实在不断提高．但仍然要注意2010年生存型消费出现的反弹迹象．相对于城镇居民的消费情况，农村居民的消费情况还不太稳定，从中反映出重庆市政府政策对农村地区的影响力与农村的生活服务保障情况都不太稳定．这可能是由于城镇居民收入的增加突出、明显，但农村居民不那么明显，农村居民收入增加比重不高，医疗、住房制度改革和教育收费改革等政策在农村地区起效慢，效果不明显;另一方面也应该考虑到，农村的消费观念落后，在经济不断增长的年份里，农村居民始终保持着较高的生活服务型消费，居家享受型消费比重一直不高．说明农村居民一直注重生存的消费，而忽略了享受的消费．从以上分析可看出，重庆农村居民的消费结构在最近几年演进较慢，更加注重物质生活方面的消费，消费结构不太合理，需要进一步的调整．今后政府应该加强宏观经济政策的执行效果，引导农村居民消费结构向更加健康、合理的方向演进．
3促进城乡居民消费结构优化的对策措施
第一,食品消费支出比重随收入增加呈现出明显的下降趋势,这与恩格尔定律的表述一致。但最低收入户与最高收入恩格尔系数相差太过悬殊,分别为47.43%和28.02%,相差将近20个百分点。城镇最低收入户刚刚解决了温饱问题,而最高收入户的生活水平按照恩格尔系数的评价标准早已达到了富裕型,甚至接近最富裕型。第二,衣着消费支出比重随收入增加缓慢上升,到高收入户又有所下降,但各收入组支出比重相差不大,支出比重最大的中等收入户与最小的最低收入户只差2.91个百分点。衣着支出比重没有更多的递增且最高收入户的支出比重有所下降,这些都符合恩格尔定律关于衣着消费的引申。随着收入的增加,衣着支出比重呈现先上升后下降的走势。事实上,在当前的价格水平和服装业的发展水平下,城镇居民的穿着是有一定限度的,而且居民对衣着的需求也不是无限膨胀的,即使收入水平继续提高,也不需要将更大的比例用于购买服饰用品了。第三,家庭设备用品及服务、交通通讯、娱乐教育文化服务和杂项商品与服务的支出比重呈逐组上升趋势,说明居民的生活水平随收入的增加而不断提高和改善。第四,医疗保健支出比重随收入水平提高呈现一种两端高、中间低的走势,支出比重最低的是最高收入户,为6.72%;最高的是高收入户,为8.24%,两者仅差1.52个百分点。这是因为医疗保健支出作为生活必须支出,不论居民生活水平高低,都要将一定比例的收入用于维持自身健康,而且由于医疗制度改革,加重了个人负担的同时,也减小了旧制度可能造成的不同行业、不同体制下居民医疗保健支出的差别,因而不同收入等级的居民在医疗保健支出比重上差别不大。第五,居住支出比重基本上呈逐组下降的趋势,由最低收入户的12.34%下降到中等偏上户的9.79%,但最高收入户的居住比重达到9.91%,这与我国居民消费能级不断提升,住宅商品正在越来越成为城镇居民关注的热点是相吻合的,同时与恩格尔定律的引申也是一致的。可以看出,城镇居民的消费状况虽然受价格水平、消费习惯、消费环境、消费心理预期等诸多因素的影响,但归根结底仍取决于居民的收入水平,要提高城镇居民的消费支出,必须增加居民收入。因此,采取切实有效的措施增加城镇居民的可支配收入,不仅可以提高全国城镇居民的总体消费水平,促进消费结构向着更加健康、合理的方向发展,而且在启动内需,促进我国的经济发展方面有着重大的现实意义。
2我国居民消费结构的纵向分析
进入21世纪以来,随着经济体制改革的深入,国民经济的迅速发展,我国城乡居民的消费水平显著提高,居民的各项支出显著增加。随着消费水平的提高,我国城乡居民消费从注重量的满足到追求质的提高,从以衣食消费为主的生存型到追求生活质量的享受型、发展型,消费质量和消费结构都发生了明显的变化。城镇居民在食品、衣着、家庭设备用品三项支出在消费支出中的比重呈现明显的下降趋势,其中食品类支出比重降幅最大,达15个百分点;衣着类下降4个百分点;家庭设备用品类下降幅度不是很大。与此同时,医疗保健、交通通讯、文化娱乐教育服务、居住及杂项商品支出在消费支出中的比例均有上升,富裕阶段的消费特征开始显现。3我国居民消费变化的趋势特点
(1)居民收入迅速增长,消费水平大幅度提高,消费结构呈现明显的富裕型特征消费是收入的函数,收入的增加是消费水平提高和消费结构变化的前提。随着我国经济的发展,我国居民的收入水平不断提高,特别是21世纪以来,我国居民的收入水平迅速提高。伴随着收入水平的提高,城乡居民各项支出全面增加,消费性支出大幅度增长。2005年,我国城镇、农村居民人均消费性支出分别为6510.94元和1943.30元,是1994年的3.9倍和2.5倍。今后5—10年以至更长时间,我国经济保持一个较高的增长速度是完全可能的,城乡居民的消费水平将大幅度提高。
(2)消费能级不断提高,消费内容日益丰富,住房与轿车消费同时升温,可望提前成为消费热点在消费水平提高和消费结构改善的同时,城乡居民的消费能级不断提高。
(3)以教育为龙头的娱乐教育文化服务类消费继续攀升随着人们对知识认知程度的提高和自我完善意识的增强,对教育的投入仍会保持增长。目前从子女教育在人们储蓄目的位居前列的情况看,对教育及教育产品的投入仍是今后一个时期的消费热点。大力发展教育事业,特别是高等教育、成人教育、职业教育应是政府长期坚持和倡导的。
4我国大部分地区居民消费水平偏低的原因及解决方法与策略
(1)居民消费率分析:居民消费率是指在一定时期内一国(或地区)居民消费部分占GDP的比重。改革开放以来的30年中我国居民消费率的变化大体上可以分为五个阶段:第一个阶段是1978-1981年,这一阶段居民消费率直线上升,并在1981年达到了改革开放以来的最高点(53.1%)。第二个阶段是1982-1989年,这8年中居民消费率出现过几次小幅波动,但基本上比较稳定。第三个阶段是1990-1994年,居民消费率持续下降。第四个阶段是1995-2000年,在此期间,除了1997年居民消费率出现了小幅下降以外,其余年份均保持上升趋势,但是上升幅度相当小,只有1.9个百分点。第五个阶段是2001-2005年,居民消费率直线下降,并且在2005年达到了历史最低点(38.2%)。
(2)居民消费占最终消费的比重:改革开放以来的1978年到2005年期间,我国最终消费中居民消费所占的比重虽然出现过波动,但是整体上保持稳定。值得注意的是2004年居民消费的比重直线下降。改革开放以来,我国居民消费占最终消费的比重最高只有81.5%,而且大多数年份不到80%,尤其是2004和2005两年居民消费的比重更是降到了73.3%。国外经验表明,居民消费占最终消费的比重一般不低于80%。这也从另一个方面反映出我国居民消费率偏低的事实。
(3)最终消费率分析:最终消费率是指在一定时期内(通常为一年或一个季度)一国(或地区)最终消费占GDP的比重。改革开放以来的28年中我国最终消费率的变化大致上可以分为四个阶段:第一个阶段是1978-2005年,居民消费率直线上升,并在1981年达到了改革开放以来的最高点(67.5%)。第二个阶段是1982-1994年,除了在1985、1988和1989这三年有小幅回升外,其余年份均在下降。第三个阶段是1995-2000年,除了1997年最终消费率出现了小幅下降以外,其余年份均保持上升趋势,但是在整个阶段中,最终居民消费率上升的幅度并不是很大,只有3.6个百分点。第四个阶段是2001-2005年,居民消费率直线下降,并且在2005年达到了历史最低点(52.1%)。与我国处在相同发展阶段的一些国家的最终消费率一般均在80%以上,但是我国的最终消费率在2003年却只有55.4%。
以上分析显示,1978年以来的任何一个时期,我国的居民消费率和最终消费率都明显偏低,尤其是2001年以来尤甚,这表明我国当前消费不足明显存在。
论文关键词:消费结构;消费趋势;因子分析;聚类分析
论文摘要:近年来,我国宏观经济形势发生了重大变化,经济发展速度加快,居民收入稳定增加,在国家连续出台住房、教育、医疗等各项改革措施和实施“刺激消费、扩大内需、拉动经济增长”经济政策的影响下,全国居民的消费支出也强劲增长,消费结构发生了显著变化,消费结构不合理现象得到了一定程度的改善。为了进一步改善我国居民的消费结构,正确引导消费,提高我国居民的消费水平和生活质量,有必要对我国各省市居民的消费结构进行考察和研究,以期发现特点和规律。采用“双对数模型”对我国居民的消费结构进行了趋势分析,通过“聚类分析”对我国各地区居民消费结构之间的异同进行考察并作比较研究,总结出了我国居民消费呈现富裕型、娱乐教育文化服务类消费攀升的趋势特点。
1.1消费价格
价格对消费结构的影响，首先表现在居民消费价格总水平上。消费价格总水平的变化意味着消费者可支配的货币能够购买到的消费品的数量和质量的变化，这就促使消费者在消费和储蓄之间以及各种金融资产之间做出重新选择，从而使消费结构发生变化[2]。消费品之间的比价变化也会影响人们的消费结构。一般来说，生活必需品的需求价格弹性较小；而一些高档奢侈品的需求价格弹性较大。正因为各种消费品的需求价格弹性不同，所以它们之间的比价变化会影响人们对不同消费品的需求量，进而影响消费结构。
1.2产业结构
产业结构决定产品结构，决定消费结构，是影响消费结构的又一个重要因素。首先，消费资料主要来源于第一、三产业及第二产业中的轻工业，它们的发展状况及在整个产业体系构成中的比重直接决定了广大居民的消费水平和消费结构。其次，三次产业内部的结构变化对消费结构的影响。三次产业内部结构的变化直接决定了居民消费的具体品种，反映了消费结构微观层次的变化。如第一产业内部种植业、畜牧业的结构，对人们食物消费结构中的粮食、水果、肉蛋奶的消费有直接的影响。
1.3消费倾向
消费结构和储蓄之间也是有着密切的关系的。虽然近年来镇江城市居民消费倾向（消费性支出占可支配收入的比重）稳定在63%左右，但边际消费倾向呈现出较大差异。
2镇江市居民消费结构实证分析
2.1恩格尔系数分析
恩格尔系数是指用于食物的消费支出占总消费支出的比例。2012年镇江城市居民的恩格尔系数为39.3%，比2000年的42.7%下降了3.4个百分点。按照恩格尔系数划分贫富的标准，镇江城市居民已处于相对富裕阶段。但是恩格尔系数的下降不仅源于人均收入水平的迅速上升和生活水平的急剧提高，而且在很大程度上体现了居民消费观念的多元转变。因此从总体上讲，镇江城市居民生活仍处于小康阶段，正在逐渐走向富裕。
2.2边际消费倾向分析
2012年镇江城市居民总体的边际消费倾向为0.413，这说明在新增可支配收入中，41.3%用于了生活消费。其中，食品、教育文化娱乐与其他商品和服务的边际消费倾向最高，分别达到0.077、0.070和0.098。城市居民在基本的生活满足后，更加注重饮食的丰富化和科学化，教育的多样化和层次化，旅游和美容等成了城市居民十分热衷的消费项目。由于国家住房调控等政策的实施，居民在居住需求方面的意愿降低，居住的边际消费倾向仅为0.009。
3镇江城市居民消费结构变动对经济增长的影响分析
随着市场化进程的不断加快，镇江经济运行逐步从生产主导型转变为消费主导型。市场化程度越高，需求特别是消费需求对经济增长的牵动作用就越大，其规模、结构和增长速度，是制约经济增长的主要条件之一。居民消费结构的升级对经济的发展起到助推器的作用。从基本生活消费为主的初级阶段到以家用电器及耐用品等向高档化方向发展的第二次、三次消费阶段的升级，对电子、钢铁、机械制造等行业产生强大的驱动力，推动了经济的发展。
4镇江市经济增长对居民消费结构的影响分析
经济增长对消费结构传递机制可以归纳为经济增长居民收入水平提高消费需求增加消费结构改变经济进一步增长，具体如下：
4.1经济发展推动消费增长
由于资料的限制，消费对经济的贡献可用地区生产总值的增长率来代替。2008年至2012年期间，镇江市地区生产总值由1491.83亿元增长至2630.42亿元，四年间增长了76.3%；而相对应的，镇江城乡居民收入四年间分别增长了54.7%和66.8%，城乡居民消费性支出增长了51.6%和60.0%。随着经济的增长，居民消费（收入）也有了较快增长。
4.2消费的商品化和市场化程度促进经济增长
一方面，不同于计划经济体制下的卖方市场，市场经济条件下为买方市场，供过于求，消费者的需求导向决定着市场的发展导向，消费品的商品化和市场化程度大大提高，另一方面货币分配形式增强了消费的选择性和自主性，拓宽了消费渠道。
4.3以智能化为特征的信息产品引导消费，实现质的飞跃
近年来，信息产品进入家庭，无论是从数量扩张和质量提升都达到相当高的速率。移动电话、家用电脑等拥有量成倍增长。十年来，城市居民家庭彩电拥有量增长49.0%、照相机增长22.0%、摄像机拥有量增长3.7倍；移动电话增长3.7倍，家用电脑增幅达到7.4倍。消费产品的智能化、网络化和数字化也预示着未来居民生活更加丰富多彩。
5实现居民消费结构合理化的基本对策
消费结构的合理化作为一个动态的运行发展过程，客观上存在着一些标准来帮助人们判别消费结构是否已趋于合理。这些标准主要包括生理标准（保证劳动力的再生产）、经济标准（消费结构应与生产力水平、生产能力、资源承载能力和经济承受能力相适应）和社会标准（有利于人的身心健康和全面发展）等。
5.1提高居民收入水平
千方百计提高镇江居民的收入水平，尽快扭转镇江居民收入水平长期低于苏南地区平均水平被动局面，不仅可以有效地促进区域消费水平的提升，而且还能启动目前较为低迷的消费市场。因此必须大力发展生产力，增加居民收入，将对消费需求的回升产生一定的推动作用，从而促进镇江居民的生活消费水平不断提高，消费结构升级步伐的不断加快。
5.2积极调整产业结构
多年来，镇江凭借其独特的区位优势和自然禀赋，坚持错位发展，扬优求特，积极发展高新技术产业和现代服务业，产业结构调整步伐加快。现阶段，镇江应当做好以下几方面文章。一是建立健全以企业为主体、市场为导向、产学研相结合的技术创新体系，加速科技成果转化和产业化。二是建设好协作配套园区。按照发展壮大产业链、加速培育产业集群的整体思路，培育一批竞争力强、带动作用大的优势骨干企业。三是以发展现代农业为重点，推进农业产业化进程。
5.3完善社会保障制度，改善消费环境
（一）降低农村居民收支波动性据分析
想要发展通河县农村消费信贷，必须从降低支出和增加收入两方面着手，而降低农村居民的收入波动性则更为重要。一是降低支出波动性方面。要使农民的非预期支出得到降低，就必须完善农村的医疗和养老保障体系，这样就会减少重大疾病及意外事故对农村居民家庭的影响。这不仅可以提高居民的财务稳定性，还在一定范围内控制了农户未来面对的不确定因素，对农村居民消费信贷的发展产生了促进作用。二是降低收入波动性方面。首先，农村具有先天地理条件优势，可以有效的利用自有的耕地资源，在种植和养殖业上实行多方位多层次的发展方向。开展分散种植，既可以使市场的价格风险得到降低，还可以避免农民在丰收的季节收入却下降的尴尬局面；另一方面也分散农业风险，降低自然灾害对农业收入的影响。其次，通河县拥有大量闲置劳动力，可以鼓励这些农村居民进城务工，一方面可以提高农村居民的收入；另一方面，这种劳动力的转移，也为城镇的经济发展提供便利条件。
（二）改变农村居民的贷款成本
农民的贷款成本因其对消费信贷的影响作用不同，可以分为利息成本和非利息成本，我们可以根据其不同的特点，进而采取相应的措施。一是利息成本支出。提高利率水平，不仅可以加强农村金融机构应对贷款风险的能力，还可以降低银行的贷款标准，进而提升农村消费信贷的市场需求。而一些农民的还款能力良好，由于其没有适合的抵押物而没有获得贷款，这样会制约农村消费信贷的发展。而提高利率水平，可以使他们更容易参与到信贷市场，促进农村消费信贷的发展水平。二是非利息成本支出。在降低农村居民贷款的过程中，非利息成本可以充分改善农村居民消费信贷的发展状况，它是影响农村居民获取消费信贷的一个重要因素。首先，为了降低借款双方的信息不对称问题，可以通过引入第三方来解决，比如设立第三方担保公司。开设第三方担保公司的合伙人必须来自同一村镇，同时得到当地政府部门的资格许可，并要缴纳一定数量的资本金，才能保证对外提供担保业务。除此之外，还需保证有效流通及共享的信息，提升违约付出的代价，这样可以使借贷款两方信息不对称的问题得到缓解，保证农村消费信贷健康有序的发展。其次，可以允许民间资本按照规定进入农村的消费信贷市场，试点发展村镇信用合作社。由于村镇信用社立足于本区域农村，对周围的人文地理环境都有较深的了解，这样能够掌握贷款农户的实际经济情况及信用记录，从而降低借贷款双方信息的不对称。这样能够保证识别与警惕不良贷款人，同时降低优质贷款人的非利息成本支出。
（三）改变农村居民的预期收入水平
为了能够更好的促进农村消费信贷的发展，就需要提高农村居民的预期收入水平，而提高农村居民的文化程度，则是最为行之有效的途径。这主要体现在以下两个方面：首先，随着文化水平的提高，农村居民对部分金融方面的知识更为了解，同时也更容易接受。这样就可以通过合理运用一些例如金融、保险等金融工具，来降低风险，减少不必要的损失。
二、结语
根据统计数据，我们对2008年金融危机以来乐山市的数据进行了分析，农村居民消费行为呈现下述特征：1.1农村居民消费能力逐年上升。全市社会消费品零售总额自2008年以来，呈现了快速增长的趋势，年均增速达19.125%。随着支持农村经济发展的各项政策出台，农民收入大幅提高，农民消费能力和消费质量不断提高。1.2农村居民食品消费占比逐年下降。2008年以来，乐山市农村居民人均消费支出较快增长，恩格尔系数呈下降趋势，年均下降0.975个百分点。目前，食品在农村居民消费中仍占最大份额，副食品消费份额上升，农村居民对食品的营养和口味越来越注重。1.3服装类消费增加，占比仍然较低。农村居民服装类支出逐年增加，年均增长为34.27%；但占比仍处于较低水平，农村居民服装消费已从传统的布匹消费向成衣消费转化，品牌意识和时尚意识有所增强。1.4住房支出增加，住房质量和面积得到提升。2008年“汶川”地震后，住房支出出现了一个回落阶段，2009年后农村居民建房支出快速增长，住房逐渐由满足生存需要向舒适型转变。1.5家电类消费增加，人均家电拥有量上升。乐山市农村居民家庭耐用消费品消费逐年上升，年均增长52.7%，其中2008年出现暴发性增长，当年同比增长106.5%。彩色电视机基本普及，冰箱、洗衣机的拥有量非常高，摩托车的拥有量也已达到较高的比重；这与国家出台家电下乡、汽车下乡政策引导农村消费密切相关；同时，农村电网改造也促进了空调、家庭用小型机械等方面的消费，小家电的拥有量不断攀升。1.6交通和通讯费用稳步增长。农村居民外出务工增加，其交通和通讯费用稳步增长，手机在农村已经普及，但座机和宽带的拥有量比较少。1.7文化娱乐消费占比略降。农村居民文化娱乐消费主要为子女教育支出，随着义务教育阶段免除学费等政策的实施，子女教育支出占比呈下降趋势；但职业教育和高等教育方面的支出呈现上升趋势。农村居民用于其他文化娱乐消费支出很少。1.8医疗保障消费支出增加。农村居民医疗保障消费支出稳步增长，随着农村合作医疗、农村低保等保障制度的建立和完善，增加了农民保障性保险的支出，促进了农民消费的积极性。1.9消费商品求廉、求实，人情消费稳定。调查显示，农村居民对价格特别敏感，购买商品优先考虑“结实、耐用、实用”，其次是“便宜”。农村居民宗族、家庭观念强，强调人际关系，好面子，邻里亲友的红白喜事都要支出和消费，邻里礼金100元左右，近亲100-500元左右，年均支出近千元。
2.乐山农村居民消费分析
2.1基本分析
对消费的分析多采用消费倾向指标，常见的有平均消费倾向、边际消费倾向。平均消费倾向是指任一收入水平上消费支出在可支配收入中的比率，用公式表示为：APC=C/Y，即：平均消费倾向=消费支出/收入。边际消费倾向是消费曲线的斜率，指增加的消费和增加的收入之间的比率，用公式表示为：MPC=ΔC/ΔY，即：增加1个单位的收入中用于增加消费部分的比率。乐山市农村居民的平均消费倾向和边际消费倾向均高于城镇居民，都接近于1。这说明农村居民收入基本都用于了消费，在这种情况下其收入增加将对消费增长有更大的贡献。
2.2农村居民消费的促进措施
改革开放以来，我国城镇居民消费结构发生很大的变化，通过国家统计给出2003-2012年的城镇居民消费数据，来具体分析一下城镇居民消费结构变化趋势。
1.食品消费食品消费直接影响城镇居民的物质生活和水平，人们只有温饱问题解决了才会出现其他消费，这是其他消费的基础。从国家统计局统计十年内我国城镇居民的食品消费情况可以得出：从2003-2012年，城镇居民的消费水平一直处于上升的阶段，并且从2007-2008年间，上升的速度是最高的。
2.衣着消费随着温饱问题的解决和人民生活水平的提高，人民开始其他的消费品，比如我日常生活中衣着的消费，通过数据分析中可以得出：2003-2012年，城镇居民在衣着消费水平的趋势也是呈现直线上升的趋势。
3.家庭用品消费家庭用品消费支出从2003-2012年也是一直处于上升趋势。城镇居民目前对高档耐用消费品的需求已经饱和,现处于更新的阶段,因而家庭用品的消费支出增加不大。随着更新换代的加快以及新的消费“热点”的形成,用品支出将趋于相对稳定,不会明显下降。
4.医疗保健消费从数据中可知，医疗保健支出比重一直呈上升趋势。一是表明人们生活水平提高了，开始注意保持健康的身体，二是物价上涨和各种收费提高使居民支出增加，并且居民的对健康方面的意识在不断地加强。
二、影响我国城镇居民消费结构的变化因素
1.城镇居民收入变化一切消费的最终形成必然依赖于一定的购买力来实现。收入水平的变化直接决定着消费结构的最终形成及变化，我们从两个方面加以分析。第一，从历史资料看，收入水平的不断提高推动着消费结构的改变。第二，从不同收入居民家庭看，不同收入水平决定着不同的消费结构。
2.物品价格变动价格是影响居民消费投向的重要因素之一，价格的变动，势必要影响到消费结构的变化。1978年以后，国家开始调整不合理的价格体系，食品价格提高幅度较大，从而使城镇居民恩格尔系数居高不下的重要原因；1993年，国家大幅度调整粮、油价格；自1988年物价猛涨，许多居民担心货币贬值，大笔资金投到日用品，特别是耐用消费品上。
3.国家政策变化分配政策的变化，使居民间收入差距扩大，从而打破了过去消费结构的趋同性，形成了具有一定层次梯度的消费结构。同时，由于各项改革措施的陆续出台，特别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，随着医疗制度改革、退休制度改革和养老保险的推进，消费储蓄的比例也会增加，这些都会改变消费结构。
4.消费者消费观念和心理的变化随着改革开放的进一步加深和收入的提高，居民的消费观念和心理发生了很大的变化求新、求奇、求美、求精的消费观念普遍被人们接受；攀比心理、追求名牌心理等也对居民购买行为有着重要的影响。人们越来越追求方便、舒适的生活。
三、结语
第二次世界大战结束以后，凯恩斯主义在西方许多国家大行其道。凯恩斯主义流行的结果之一就是政府支出不断攀升和政府规模不断扩大。这促成了学者们对政府支出是否影响和如何影响居民消费问题的关注。20世纪70年代开始，这方面的研究成果越来越多。我国学者则是自21世纪以来才开始关注这个问题。目前国内外学界在政府支出与居民消费的关系问题上主要形成了三派观点：（1）挤出说。这种观点认为，政府支出增加会对居民消费产生挤出效应，或者说，政府支出与居民消费之间是一种替代关系。（2）挤入说。与前一种观点相反，这种观点认为政府支出增加会对居民消费产生挤入效应，或者说，政府支出与居民消费之间是一种互补关系。（3）不相关或不确定说。这种观点认为，政府支出变化与居民消费变化之间没有相关性或具有不确定性。所谓不确定性是指，在某些条件下，居民消费与政府支出是互补的；但是在另一些条件下，居民消费与政府支出则是替代的。
1．国外学者的研究。贝利（M．J．Bailey）在其《国民收入与价格水平》一书中最先研究了政府支出与私人消费的关系，他通过对三部门国民收入决定模型的经验检验证明二者之间存在一种替代关系，即政府支出会部分挤出居民消费支出。［1］巴罗（R．J．Barro，1981）认为，政府支出增加将通过财富效应和替代效应两条渠道挤出私人消费，并且，暂时性的政府支出比持久性的政府支出产生更大的对私人消费的挤出效应。［2］科孟迪（R．C．Kormendi，1983）根据美国的经验数据估计出政府支出替代私人消费的系数约为0．2。［3］阿乔（AlanAschauer，1985）以霍尔（Ro－Hall，1978）的最优化消费模型和由此推导出的欧拉方程为基础，构造了一个带有辅助方程的消费方程，并用美国的经验数据估计出政府支出对私人消费替代程度的区间为［0．23，0．42］。［4］埃姆德（S．Ahmed，1986）用跨期替代模型证明英国的政府支出挤出了居民消费。［5］阿玛诺和威简托（R．Amano＆T．Wirjanto，1997）估计了政府支出与居民消费的跨期替代弹性和期内替代弹性，发现美国政府支出与居民消费存在替代关系，且期内替代弹性为0．9。［6］霍（T．W．Ho，2001）通过对24个OECD国家1981—1997年的面板数据计量分析发现，政府支出与私人消费呈现显著的替代关系，替代系数为0．5387。［7］埃斯惕威和桑切斯－劳皮斯（V．Esteve＆J．Sanchis－Llopis，2005）根据持久收入假说和1960—2003年的西班牙统计数据分析发现，西班牙的政府消费性支出与居民消费之间存在Edgeworth－Pareto意义上的替代关系。［8］但是另一些研究者发现，政府支出与私人消费之间是一种互补关系，政府支出增加不是挤出而是挤入私人消费。卡拉斯（G．Karras，1994）将政府支出函数直接引入了消费者的目标效用函数，应用30个国家1950—1987年的数据对消费的欧拉方程进行了计量分析，结果显示从总体上来说私人消费与政府支出是一种互补关系，即政府支出可以挤入私人消费，并且这种互补关系与政府规模呈反比关系。［9］奈伊和霍（C．C．Nieh＆T．W．Ho，2006）运用面板协整方法和1981—2000年的数据估计了23个OECD国家和地区私人消费与政府支出的期内替代弹性和跨期替代弹性，其结论是，从总体上看，私人消费和政府支出是互补的。布朗和韦尔斯（A．Brown＆G．Wells，2008）将面板协整方法运用于分析澳大利亚6个州的经验数据，其结论是澳大利亚的私人消费与政府支出呈现互补关系。［11］一个有趣的现象是，使用标准的随机动态一般均衡模型（DSGE）的研究者往往得出政府支出①冲击会挤出私人消费的判断，而一些使用向量自回归（VAR）技术的经验研究得出的结论却是，政府支出冲击通常会挤入私人消费。但是，有些学者又认为，政府支出挤入私人消费的结论可能是由于VAR技术本身的原因引起的。还有一些学者发现，政府支出与居民消费之间的关系是不确定的或不相关的。阿玛诺和威简托（R．Amano＆T．Wirjanto，1994）沿着霍尔（Rob－ertE．Hall）模型最优化的思路分析了1953—1993年加拿大政府支出对私人消费的影响，但在对欧拉方程进行计量分析时考虑了时间序列数据的协整和非协整两种情况，结果发现，在协整的假设下私人消费与政府支出是互补的，但是在非协整的假设下私人消费与政府支出则是替代的。［12］阿玛诺和威简托（R．Amano＆T．Wirjanto，1998）依据持久收入假说构建了一个嵌入了替代弹性不变函数的跨期替代弹性的效用函数，其结论是：当跨期替代弹性（对于跨期替代弹性的效用函数来说）大于、小于、等于期内替代弹性（对于替代弹性不变的效用函数来说）时，私人消费与政府支出呈现Edge－worth－Pareto意义上的互补、替代、不相关的关系。他们还进一步使用1953—1994年美国的季度数据估计出这两个替代弹性系数都约等于1．56，这意味着美国的私人消费和政府支出在Edgeworth－Pareto意义上是不相关的。［13］克旺（Y．K．Kwan，2006）将协整方法用来分析东亚9个国家和地区的面板数据发现，在印度尼西亚和新加坡，私人消费和政府支出之间存在互补关系，而其他7个国家或地区的私人消费和政府支出之间存在着替代关系，不过替代程度大小不同。
2．国内学者的研究。我国学者对政府支出与居民消费的关系的研究始于1998年我国第一次大规模实施积极的财政政策、扩大内需以后。国内学者在这个问题上的结论也是莫衷一是。财政部办公厅课题组（2001）认为，关于私人消费和政府支出，有人认为它们具有某种替代关系，这需要具体分析。从财政支出结构看，某些种类的政府支出例如招待费，的确是私人支出的替代品；但其他一些支出诸如交通设施支出，则是私人消费的互补品；其他许多公共支出可能既是私人消费的替代品又是互补品。［15］胡东书（2002）使用2000年以前中国的时间序列数据所做的回归分析表明，政府支出变动与居民消费之间呈正相关关系，二者之间从整体上看是互补关系而不是替代关系，政府支出增加对居民消费的作用是挤入的而不是挤出的。［16］谢建国和陈漓高（2002）通过建立一个居民消费的跨期替代模型，分析了中国的政府支出与居民消费之间的关系，认为在短期内，中国政府可能通过增加政府支出的方式增加总需求，但在长期均衡时政府支出完全挤占了消费支出。［17］黄颐琳（2005）通过构建实际的经济周期（RBC）模型，利用随机动态一般均衡（DSGE）方法对中国经济进行实证检验。结果表明，改革开放后政府支出对居民消费产生了一定的挤出效应。［18］李广众（2005）在消费者最优选择欧拉方程基础上推导出用以分析政府支出与居民消费之间关系的模型，然后对全国、城镇和农村的样本进行估计，结论是：改革开放以来，中国政府支出与居民消费之间表现为互补关系。［19］张治觉和吴定玉（2007）利用可变参数模型对我国1978—2004年的数据进行了动态分析，结果表明，从总体上分析，在大多数年份政府支出对居民消费产生引致效应；从结构上分析，政府投资性支出对农村居民消费和城镇居民消费产生了挤出效应；从1998年开始，政府消费性支出对农村居民消费和城镇居民消费产生了引致效应；政府转移性支出在大多数年份对农村居民消费和城镇居民消费产生了引致效应。申琳和马丹（2007）对1978—2005年我国政府支出影响居民消费的两个渠道（消费倾斜渠道和资源撤销渠道）进行了经验分析，发现我国人均政府支出增加通过消费倾斜渠道促使人均居民消费上升，通过资源撤销渠道使得人均居民消费下降；综合来看，人均政府支出增加通过两种渠道最终导致人均居民消费下降，即政府支出与居民消费存在长期替代关系。楚尔鸣和鲁旭（2008）通过构建政府支出与居民消费跨期替代模型，并利用1990—2005年我国27个省、直辖市和自治区的相关数据进行面板协整检验和完全修正普通最小二乘估计，发现中国地方政府支出与居民消费呈现较弱的互补关系。杨子晖等人（2009）通过面板协整分析发现，中国政府消费支出与私人消费成互补关系。陈创练（2010）所做的面板数据实证分析的结果表明，我国政府消费与居民消费呈互补关系。但是，他又指出，政府消费与居民消费的互补程度可能受政府支出规模的影响。比如，随着政府支出规模的扩大，政府将减少与居民消费呈互补关系的公共物品（如国防支出）的提供，而增加与居民消费呈替代关系的公共服务（如科学教育卫生事业支出和学校午餐等）的供给。［24］胡蓉等人（2011）利用我国城乡居民1978—2009年的人均消费、政府支出和可支配收入等数据，通过建立协整方程和误差修正模型对政府支出如何影响居民消费进行了实证研究。结果发现，政府支出在短期内对居民消费具有挤入效应，而在长期则具有挤出效应。由上我们看到，我国学者主要是从总量上研究政府支出对（城乡）居民消费需求的影响，或把政府支出划分为消费性支出和投资性支出，再分别研究这两类支出对居民消费的影响。只有石柱鲜等人（2005）等少数几篇文章尝试从我国的财政支出结构或财政支出分类上分别考察这些政府支出对城乡居民消费的影响。在这个专题研究上，研究者大多把居民消费函数看做是线性的，把函数关系看做是已知的或确定的。不少研究者得出的结论与直觉或事实明显相悖，例如，有的文章认为，政府消费性支出增加会促进居民消费；还有的文章认为，政府支出与居民消费正相关；也有的文章认为，政府支出增加对居民消费没有影响；还有一些研究者把政府（财政）支出等同于政府消费。已有的研究成果提示我们，对中国财政支出与居民消费需求的关系有进一步深入研究的必要，可行的研究路径可能是要改变模型方法选择。
二、中国政府支出结构对居民消费影响的初步分析
笔者认为，从总量上研究中国政府支出对居民消费的影响可能过于综合，过于笼统，无法反映政府支出对居民消费的真实效应。因为我国政府支出既包括政府消费支出，也包括政府投资支出，还包括转移支出和民生支出，这些不同性质的支出对居民消费的影响应该是不同的，并且某些支出可能对城乡居民的消费需求影响也是不同的。因此，本文试图从政府支出的不同分类上来考察它们分别对城乡居民消费产生了什么样的影响。2007年我国国家统计局对财政支出项目分类进行了重大调整，由原来的5类27个项目调整为22个项目，不再按功能性质分类。1978年到2006年，我国政府财政支出按其功能性质划分为5大类：经济建设费支出、社会文教费支出、国防费支出、行政管理费支出和其他支出。图2显示的是1978—2006年我国政府的5大类支出分别在政府财政支出总额中所占比例的变化。可以看出，从1978年到2006年，经济建设费支出占比呈现明显的下降趋势；社会文教费支出占比呈现先上升后平稳的趋势；国防费占比自20世纪80年代中期以后呈现缓慢下降的趋势；行政管理费支出占比和其他支出占比都呈现明显的上升趋势。政府支出结构的变化从一个侧面映射了改革开放以来我国经济体制和经济结构的变化：随着我国经济体制由高度集中的计划经济体制向社会主义市场经济体制转型，政府和市场在资源配置中的作用呈现出此消彼长的变化趋势，经济建设的任务越来越多地由企业和个人承担，国家对经济建设的直接干预不断减少，这就导致了经济建设费支出占比大幅度下降。随着科教兴国战略的实施和社会保障制度建设，社会文教费支出占比不断提高。行政管理费支出占比上升较快反映了我国政府规模扩张较快，公部门控制和消费的资源过多。这5大类财政支出对城乡居民消费的影响应当是不同的。经济建设费支出。这类支出是国家用于生产性投资和基础设施建设方面的财政支出，它们主要形成物资资本和公共物品，如铁路、公路、机场、水利、电力、环境保护等。这类支出在短期可能会排挤居民消费，但是在长期可能会促进居民消费。经济建设费支出的资金主要来源于国家对企业和个人征收的税收，并且这类支出代表政府配置资源的规模，因此它在短期内可能会排挤居民消费。
在长期，这类支出可能会促进居民消费。例如，交通便捷会促进居民出行和旅游消费，电力供给有了保障会促进居民购买和消费家用电器。从市场经济中政府与市场的关系来看，政府通过经济建设费支出来配置资源的规模必须适度，不宜过大，否则会挤占市场和居民消费。社会文教事业费支出。这是国家用于科学研究、文化、教育、卫生、出版、广电、抚恤和社会福利救济等方面的事业费支出。这类支出主要是形成人力资本和民生工程，它有助于提高社会及其成员的科学文化素养和受教育水平，有助于提高社会福利水平。这类支出应当会促进居民消费。显而易见，政府投资九年制义务教育，提供教育、文化、体育、医疗卫生设施，必然会促进居民在教育、文化、体育和医疗卫生等方面的消费。国防费。这是国家用于国防建设的各种经费支出。国防是一个国家最大和最重要的公共物品，是防止企业和个人遭受外来侵略和掠夺的保障。因此，国防费支出虽然可能会挤占居民收入和消费，但是一个强大和稳固的国防会大大降低国民生存、发展、生产、消费的风险和不确定性。行政管理费。这是一种社会消费性支出，主要用于国家各级权力机关、行政管理机关和外事机构行使其职能所需要的开支，包括人员经费支出和公用性经费支出。在我国行政管理费支出中，直接用于行政人员开支的费用约占50％上下。近几年受诟病较多的“三公”经费就是行政管理费中的一大部分。在行政管理费支出中，一部分是政府为企业和居民提供公共服务的，这是经济和社会发展所必需的。但是在我国的行政管理费支出中，相当一部分是政府行政人员的纯粹性消费，这部分支出与公共服务供给的数量和质量没有什么相关性。一个公务员使用公款消费得越多越好，不意味着他提供的公共服务水平和质量就越高，反而有可能会降低公共服务水平和质量。其他支出。这包括政府财政年初预留的预备费，其他政府性基金支出，地震捐赠支出，彩票发行销售机构业务费安排的支出，等等。这类支出很可能对居民消费的影响是中性的或影响不大。
三、基于可加模型的经验研究
笔者在文献综述部分提到过，在政府支出与居民消费的关系问题上，我国一些研究者得出的结论与直觉或事实明显不符，其中的一个重要原因是这些研究者把居民消费函数看做是线性的，把函数关系看做是已知的或确定的。本文尝试改变这种经验研究方法，使用可加模型来进行研究。1．可加模型简介。可加模型（additivemodels）是非参数统计分析中很重要的模型之一，它是线性模型的推广。与线性模型相比，可加模型具有以下特点：（1）假设自变量和因变量之间的函数关系未知；函数关系根据数据本身而得到。相比线性模型这更符合变量之间的实际关系要求。（2）对于因变量的分布没有限制，估计的结果具有稳健性。与线性模型要求因变量服从某个分布相比，可加模型更为合理。因为因变量是否服从某种分布实际上很难验证。虽然计量经济学给我们提供了很多检验服从分布的方法，但是严格来说，它们往往是检验其不服从某种分布，很难检验出服从某种分布。因为它们的原假设是服从某种分布。不拒绝原假设不等于接受原假设，这是两个概念。分析政府支出结构对城乡居民消费需求的影响，可加模型具有先天优势。政府支出结构对居民消费的影响不是一个静态过程，应该是一个动态过程；也可以说随着政府支出的变化，它们对居民消费的边际效应也是变化的，而不是一成不变的。另外，计量经济学分析中通常假定模型中变量之间的关系是线性关系，但是这些线性关系是在很强的假设下得到的，而实际经济活动中的变量之间关系呈线性关系的极少，绝大多数都是非线性的。因为影响变量的因素很多，在实际研究中，由于研究者受到主观和客观原因的制约，或为了研究的简化和方便，不可能考虑到所有这些因素，所以很强的假设易于构建模型和得出结论，但是很难符合实际和刻画变量之间的实际关系。2．可加模型应用。（1）数据来源与选取。
由于国家统计局在2007年对政府财政支出统计口径进行了重大调整，使得2007年前后的数据不可比，所以本文选取的是1978—2006年的政府支出数据，这些数据均来自1979—2007年《中国统计年鉴》。1978—2006年按照功能和性质我国政府财政支出划分为五大类：经济建设费支出、社会文教费支出、国防费支出、行政管理费支出和其他支出。下面我们将分析1978—2006年政府支出结构对城乡居民消费的影响①。为了消除数量级的影响，将数据进行自然对数变换。另外，为了方便，我们作如下记号：x1为经济建设费，x2为社会文教费，x3为国防费，x4为行政管理费，y1为农村居民消费，y2为城镇居民消费。（2）政府支出结构对农村居民消费需求影响分析。根据（1．1），政府支出结构与农村消费需求的可加模型为。从图3可以看出：（1）政府支出中的经济建设费支出对农村居民消费需求在一定范围内是有促进作用的，但当经济建设费支出超过该范围便会出现阻碍作用。（2）社会文教费支出对农村居民消费产生了“挤入效应”，促进了农村居民消费的增加。下图②显示，随着社会文教费支出的增加，农村居民消费支出也在增加。（3）国防费支出和行政管理费支出对农村居民消费产生了挤出效应，即这两类支出挤占了一部分农村居民的消费支出。下图③和图④显示这两类支出增加导致了农村居民消费支出减少。从图4可以看出：（1）财政支出中的经济建设费支出对城镇居民的消费需求在一定范围内是有促进作用的，但当经济建设费支出超过该范围便会出现阻碍作用。（2）社会文教费支出对城镇居民消费产生了“挤入效应”，促进了城镇居民消费的增加。下图②显示，随着社会文教费支出的增加，城镇居民消费支出也在增加。（3）国防费支出在一定范围内对城镇居民消费支出具有促进作用，但超出这一范围其影响变小。（4）行政管理费支出降低了城镇居民的消费支出。下图④显示这类支出增加导致了城镇居民消费支出的减少。（4）比较政府支出结构对农村、城镇居民消费需求的影响。综合起来看，政府财政支出中的经济建设费支出、社会文教费支出和行政管理费支出对农村居民和城镇居民消费需求的影响几乎是一样的。但国防费支出的影响不同。国防费支出对农村居民的消费有一定的阻碍作用，而对城镇居民在一定范围内有促进作用。我们认为，这个结果符合实际，许多军用设施和军民两用设施位于城镇，农村则很少，这在一定程度上有利于促进城镇居民消费需求的增加。当然，这个差异也可能是由于城乡居民对国防保障带来的安全性的认知程度不同，这种认知程度不同可能导致城乡居民消费函数中的不确定性的大小不同。（5）模型效果评价。为了评价模型，我们引入MSE（均方误差）、MAE（平均绝对误差）和MAPE（平均绝对百分误差）指标。从表1可以看出这三个误差指标都比较小。在应用可加模型时，如果MAPE＜10，模型预测的精确度就较高，而我们现在得到的MAPE小于0．5，可见我们使用的可加模型的效果非常好。［32］模型的拟合结果如图5和图6所示。从两个拟合图看，模型的效果也很好。
四、结论与政策含义
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