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在新型城镇化的大背景下，基于我国多个省份的面板数据，对我国居民消费水平与其影响因素之间的量化关系进行研究。结果表明，居民消费水平不仅与经济发展水平存在着正相关关系，同时还与城镇化程度存在正相关关系，它们都对人民生活水平的提高起到促进作用，所以，我国城镇化程度的进一步提高必然会有利于人们生活水平的提高。
关键词：
居民消费水平；经济发展水平；城镇化程度；量化关系
一、引言与文献综述
城镇化是我国经济发展的主要动力，新型城镇化对我国的发展方式提出了更为严格的要求。城镇化归根到底是人的城镇化，人的城镇化必然与人民的生活质量存在密切关系，否则推荐城镇化进程就失去意义。长期以来，很多学者研究了居民消费水平与其影响因素之间的关系。徐凤等运用协整理论,对改革开放以来中国经济增长与国内居民消费之间的关系进行研究，并指出两者之间存在着长期稳定的关系，消费对经济增长具有长期、稳定的促进作用[1]。付波航等基于中国29个省份1989—2010年的面板数据，对城镇化、人口年龄结构这些人口消费环境或制度变量与居民消费之间的关系进行了实证研究[2]。刘厚莲指出，人口城镇化率与居民消费率呈现正相关关系，城乡实际收入差距与居民消费需求呈现倒U型关系[3]。田青等利用1999—2006年30个省、自治区、直辖市的相关数据分析消费习惯、收入、购房支出、医疗、教育支出、收入波动及利率等因素对消费的影响，实证结果表明，消费习惯、收入是影响消费的主要因素，而收入波动及利率对居民消费的影响不显著[4]。以我国1978—2004年的年度数据为基础，建立反映城/镇化水平和消费增长动态关系的向量自回归(VAR)模型，在模型的基础上，运用脉冲响应函数和方差分解分析了城镇化发展对城镇居民和农村居民消费增长的动态影响，并指出城镇化发展对居民消费增长有促进作用，特别是城镇化发展对农村居民消费增长的累积效应大于对城镇居民消费的累积效应，并且正向拉动效应的持续时问更长也更稳定[5]。储德银等通过建立协整方程和误差修正模型，从城乡比较视角分析我国居民消费需求的影响因素，并研究得出收入水平对城乡居民消费的影响程度最大，而收入分配和政府支出对城乡居民消费影响的绝对程度基本相同[6]。潘明清等从劳动力流动视角分析城镇化影响居民消费的内在机制，使用1996—2011年的省级面板数据，采用动态GMM估计方法，重点检验了劳动力流动、城镇化进程以及它们的交互作用对居民消费的影响并证明了城镇化的积聚效应大于外部成本效应，城镇化促进了居民消费增长[7]。祁毓等在理论机理分析的基础上，分别构建2002—2008年和1997—2008年全国30个省份的面板数据,实证研究了不同来源的收入对城乡居民消费的影响。
二、相关变量叙述城乡居民消费的影响[8]。
（一）居民消费水平居民消费水平是指居民在劳务或者物质产品的消费过程中，对满足发展、享受和生存需要达到的程度，可以用劳务和物质产品的质量和数量反映出来也可以通过消费过程中消耗的货币量反映出来。本文所采用的就是地区居民消费的货币金额数来反应这个地区的居民消费水平。
（二）城镇化程度城镇化程度在不同学科中的定义不同，比如，人口学是指城镇人口占总人口的比重，地理学上是指城市景观的比重。本文依据多数学者的研究方法，用一个地区城镇人口占这个地区总人口的比重来表示该地区的城镇化程度。
（三）经济发展水平经济发展水平是指一个国家经济发展的规模、速度和所达到的水准。反映一个国家经济发展水平的常用指标有国民生产总值、国民收入、人均国民收入、经济发展速度、经济增长速度。本文采用一个地区的人均生产总值来反映该地区的经济发展水平。
（四）变量数据来源本论文中所采用的数据均来自国家统计局网站，有些是直接采用网站的统计数据，有些是根据需要对网站的数据进行了简化计算，因此，可以保证数据的真实性和权威性。
三、建立模型与分析
（一）变量的平稳性检验在对面板数据进行分析时，首先要对数据进行平稳性检验看其是否存在单位根，如果存在单位根则数据不平稳，不能直接进行分析，必须对其差分项进行平稳性检验直至平稳为止。为了论述方便。下文中居民消费水平、城镇化程度和经济发展水平分别用JMXF、CZH和JJFZ表示。平稳性检验的方法主要有ADF-Fisher卡方检验、PP-Fisher卡方检验、Im,PesaranandShinW-stat和Levin，Lin&Chu-t检验[6]，本文依据数据的特征选择ADF-Fisher卡方检验与Im,Pe-saranandShinW-stat作为检验方法。检验结果如表1。由表1可知，JMXF、CZH和JJFZ都为二阶单整序列，可以进行协整分析。协整检验方法主要有Kao检验、Pedroni检验和Johansen协整检验基础上的面板数据协整检验。本文如表2所示，在5%显著性水平下拒绝了原假设，说明JMXF、CZH和JJFZ三者之间存在协整关系。
（二）模型估计本文依据一般构建面板数据的模型形式，构建模型如下：由表3可知，JMXFit=-3625.236+12207.27×CZHit+0.261261×JJFZit。JJFZ与CZH都和JMXF之间存在着正相关的关系，由此可以推出，城镇化程度与人均生产总值都对提升人结论民的消费水平、对于提高人民的生活水平有着促进作用。通过以上的研究可以看出，虽然我国经历了多年的城镇化进程，城镇化程度也达到了一定水平，但是在新型城镇化的大背景下，人均消费水平依然与城镇化水平密切相关，人民生活水平的提高仍然依赖于城镇化的不断推进。
参考文献：
[1]徐凤，金克琴.中国居民消费与经济增长关系的实证研究[J].北京工商大学学报，2009，24（2）：109-113.
[2]付波航，方齐云，宋德勇.城镇化、人日年龄结构与居民消费———基于省际动态面板的实证研究[J].中国人口·资源与环境，2013，23（11）：108-114.
[3]刘厚莲.人口城镇化、城乡收入差距与居民消费需求-基于省际面板数据的实证分析[J].人口与资源，2013，（6）：63-70.
[4]田青.我国城镇居民消费影响因素的区域差异分析[J].管理世界，2008，（7）：27-33.
[5]胡日东，苏桔芳.中国城镇化发展与居民消费增长关系的动态分析[J].上海经济研究，2007，（5）：58-65.
[6]储德银，经庭如.我国城乡居民消费影响因素的比较分析[J].中国软科学，2010，（4）：99-105.
[7]潘明清，高文亮.我国城镇化对居民消费影响效应的检脸与介析[J].宏观经济研究，2014，（1）：118-125.
关键词：居民消费水平；经济发展水平；城镇化程度；量化关系
中图分类号：F126.1 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2016）14-0079-03
一、引言与文献综述
城镇化是我国经济发展的主要动力，新型城镇化对我国的发展方式提出了更为严格的要求。城镇化归根到底是人的城镇化，人的城镇化必然与人民的生活质量存在密切关系，否则推荐城镇化进程就失去意义。长期以来，很多学者研究了居民消费水平与其影响因素之间的关系。徐凤等运用协整理论，对改革开放以来中国经济增长与国内居民消费之间的关系进行研究，并指出两者之间存在着长期稳定的关系，消费对经济增长具有长期、稳定的促进作用[1]。付波航等基于中国29个省份1989―2010年的面板数据，对城镇化、人口年龄结构这些人口消费环境或制度变量与居民消费之间的关系进行了实证研究[2]。刘厚莲指出，人口城镇化率与居民消费率呈现正相关关系，城乡实际收入差距与居民消费需求呈现倒U型关系[3]。田青等利用1999―2006年30个省、自治区、直辖市的相关数据分析消费习惯、收入、购房支出、医疗、教育支出、收入波动及利率等因素对消费的影响，实证结果表明，消费习惯、收入是影响消费的主要因素，而收入波动及利率对居民消费的影响不显著[4]。以我国1978―2004年的年度数据为基础，建立反映城/镇化水平和消费增长动态关系的向量自回归（VAR）模型，在模型的基础上，运用脉冲响应函数和方差分解分析了城镇化发展对城镇居民和农村居民消费增长的动态影响，并指出城镇化发展对居民消费增长有促进作用，特别是城镇化发展对农村居民消费增长的累积效应大于对城镇居民消费的累积效应，并且正向拉动效应的持续时问更长也更稳定[5]。储德银等通过建立协整方程和误差修正模型，从城乡比较视角分析我国居民消费需求的影响因素，并研究得出收入水平对城乡居民消费的影响程度最大，而收入分配和政府支出对城乡居民消费影响的绝对程度基本相同[6]。潘明清等从劳动力流动视角分析城镇化影响居民消费的内在机制，使用1996―2011年的省级面板数据，采用动态GMM估计方法，重点检验了劳动力流动、城镇化进程以及它们的交互作用对居民消费的影响并证明了城镇化的积聚效应大于外部成本效应，城镇化促进了居民消费增长[7]。祁毓等在理论机理分析的基础上，分别构建2002―2008年和1997―2008年全国30个省份的面板数据，实证研究了不同来源的收入对城乡居民消费的影响[8]。
二、相关变量叙述
（一）居民消费水平
居民消费水平是指居民在劳务或者物质产品的消费过程中，对满足发展、享受和生存需要达到的程度，可以用劳务和物质产品的质量和数量反映出来也可以通过消费过程中消耗的货币量反映出来。本文所采用的就是地区居民消费的货币金额数来反应这个地区的居民消费水平。
（二）城镇化程度
城镇化程度在不同学科中的定义不同，比如，人口学是指城镇人口占总人口的比重，地理学上是指城市景观的比重。本文依据多数学者的研究方法，用一个地区城镇人口占这个地区总人口的比重来表示该地区的城镇化程度。
（三）经济发展水平
经济发展水平是指一个国家经济发展的规模、速度和所达到的水准。反映一个国家经济发展水平的常用指标有国民生产总值、国民收入、人均国民收入、经济发展速度、经济增长速度。本文采用一个地区的人均生产总值来反映该地区的经济发展水平。
（四）变量数据来源
本论文中所采用的数据均来自国家统计局网站，有些是直接采用网站的统计数据，有些是根据需要对网站的数据进行了简化计算，因此，可以保证数据的真实性和权威性。
三、建立模型与分析
（一）变量的平稳性检验
在对面板数据进行分析时，首先要对数据进行平稳性检验看其是否存在单位根，如果存在单位根则数据不平稳，不能直接进行分析，必须对其差分项进行平稳性检验直至平稳为止。为了论述方便。下文中居民消费水平、城镇化程度和经济发展水平分别用JMXF、CZH和JJFZ表示。平稳性检验的方法主要有ADF-Fisher 卡方检验、PP-Fisher 卡方检验、Im， Pesaran and Shin W-stat和Levin，Lin&Chu-t 检验[6]，本文依据数据的特征选择ADF-Fisher 卡方检验与Im， Pesaran and Shin W-stat作为检验方法。检验结果如表1。
由表1可知，JMXF、CZH和JJFZ都为二阶单整序列，可以进行协整分析。协整检验方法主要有Kao检验、Pedroni检验和Johansen协整检验基础上的面板数据协整检验。本文采取Kao检验，结果如表2。
如表2所示，在5%显著性水平下拒绝了原假设，说明JMXF、CZH和JJFZ三者之间存在协整关系。
（二）模型估计
本文依据一般构建面板数据的模型形式，构建模型如下：
通过Eviews7.0软件对构建模型进行估计的结果如表3。
由表3可知，JMXFit=-3625.236 + 12207.27×CZHit+ 0.261261×JJFZit 。JJFZ与CZH都和JMXF之间存在着正相关的关系，由此可以推出，城镇化程度与人均生产总值都对提升人民的消费水平、对于提高人民的生活水平有着促进作用。
结论
通过以上的研究可以看出，虽然我国经历了多年的城镇化进程，城镇化程度也达到了一定水平，但是在新型城镇化的大背景下，人均消费水平依然与城镇化水平密切相关，人民生活水平的提高仍然依赖于城镇化的不断推进。
参考文献：
[1] 徐凤，金克琴.中国居民消费与经济增长关系的实证研究[J].北京工商大学学报，2009，24（2）：109-113.
[2] 付波航，方齐云，宋德勇.城镇化、人日年龄结构与居民消费――基于省际动态面板的实证研究[J].中国人口・资源与环境，2013，23（11）：108-114.
[3] 刘厚莲.人口城镇化、城乡收入差距与居民消费需求-基于省际面板数据的实证分析[J].人口与资源，2013，（6）：63-70.
[4] 田青.我国城镇居民消费影响因素的区域差异分析[J].管理世界，2008，（7）：27-33.
[5] 胡日东，苏桔芳.中国城镇化发展与居民消费增长关系的动态分析[J].上海经济研究，2007，（5）：58-65.
[6] 储德银，经庭如.我国城乡居民消费影响因素的比较分析[J].中国软科学，2010，（4）：99-105.
论文关键词：VAR模型，脉冲响应，方差分解
一、引 言
居民消费价格指数（Consumer Price Index，英文缩写为CPI）是反映一定时期内居民消费价格变动趋势和变动程度的相对数，是以居民购买并用于消费的一组代表性商品和服务项目价格水平的变化情况来反映居民消费价格变动幅度的国民经济核算统计指标。从一般理论来看，居民消费价格指数受社会总供给与社会总需求之间差数的影响，也受到货币发行量的影响。这一指标影响着政府制定货币、财政、消费、价格、工资、社会保障等政策，同时也与居民生活密切相关，因此，长期以来，不仅宏观政策的制定者密切关注着CPI的高低，而且很多学者也围绕着CPI进行了大量的理论和实证研究。尤其是自2007年以来，CPI持续地呈高位增长，引起了政府、学者、企业厂商的高度关注，成为目前学界研究领域的一个热点难点问题。
关于CPI的影响因素分析，学界已有研究。李敬辉、范志勇（2005）将粮食价格波动作为价格指数变动的重要因素[1]，李庆华（2006）认为固定资产投资增长率对消费价格通胀率的反应是相当敏感和强劲的[2]，何维炜等（2007）则认为食品价格和居住价格是决定CPI走势抬高的两大主导力量[3]。这些研究都有一定的科学性，但将过多的将视线注意于CPI的构成因素上，即CPI的结果本身是由这些因素如食品、居住等加权计算得来的，这无疑具有较大的自相关性。
笔者认为CPI涨幅的适度规模是由于经济社会发展、产业结构调整、资源的有限性等诸因素综合发展的必然结果，属正常调整。然而，CPI的过高上涨则反映了社会供需之间的矛盾已经明显，客观上需要及时调整影响社会供需关系的主导因素以将CPI稳定在一定的变化幅度内。因此，本文试图从一个比较长的时间跨度内，选取影响社会供需的主导因素的数据，通过VAR模型来测试CPI的影响因素及其程度。
二、VAR模型设置、估计与解释
（一）数据收集和变量选择
从宏观经济理论看，社会总供给主要有消费、储蓄、税收以及进口等构成，社会总需求主要有消费、投资、政府购买以及出口。可进一步将这些因素具体化为城镇居民人均可支配收入、农村居民人均可支配收入、全社会固定资产投资、货币供应量、工业品出厂价格指数、农业生产资料价格指数、出口总额和进口总额。
从宏观经济理论来看，物价上涨的原因一般有三种情况：第一种情况是需求拉动式的物价上涨，它是由于需求扩张所引起的；第二种情况是成本推动式的物价上涨，它是由于原料、燃料价格等成本价格的上涨所引起的；第三种情况是物价上涨的国际传递，它是由于一个国家的物价上涨或货币贬值传导到他国的现象。为了较准确地分析CPI的影响因素，须对每一种情况进行考察。
从需求来看方差分解，自2007年全国各地区开始出台了不同程度地提高工资的政策措施。提高工资在短期内会增加居民的购买力，进而有效地刺激需求。一方面，产品会由于需求的增加而涨价，另一方面，这会增加投资者的预期，刺激他们更多的投资。因而，收入的增加在很大程度上拉动了物价上涨。同时，为了尽可能准确客观地分析收入对CPI的影响程度，在这里采用城镇居民可支配收入作为变量，因为农村居民可支配收入在对CPI的上涨是滞后的，反应不敏感。其次，货币供应量也是影响需求变化的重要因素，根据货币数量论，通胀率来自货币增长率，所以它在一定程度上具有内生性。再次，固定资产投资规模在很大程度上决定产品价格，固定资产投资由于主要是由政府支撑的，所以它不会因为货币政策的变化而发生显著变化，基于此，将其也作为一个变量进入模型。
从供给来看，农产品价格和工业品价格的增加是物价总水平上涨的外在因素，考察农产品价格波动的指标是农业生产资料价格指数，考察工业品价格波动的指标是工业品出厂价格指数。因此，用农业生产资料价格指数和工业品出厂价格指数来反映供给方的变化，将其作为外生变量进入模型。
从国际传递来看，由于我国的经济总量比较大，经济结构是复合型的，即不是单一地依赖某一生产要素取得发展，因此，其他国家的物价上涨或货币贬值的波及效应是有限的，意即国外通胀率的变化对我国CPI的影响是不显著的。
（二）VAR模型的建立与估计
根据上述分析，我们选取居民消费价格指数（CPI）、城镇居民人均可支配收入（Income）、货币供应量（Money Providence,简写为M）、固定资产投资（Permanent Assets，用PA代替）、农业生产资料价格指数（Agricultural ProductionPrice Index，简写为API）、工业品出厂价格指数（IndustrialProduction Price Index，简写为IPI），为了量纲的统一，将这些变量通用“率”来考量。
在模型中将货币增长率（货币供应量）作为内生变量，同时由于固定资产增长率（固定资产投资）决定于利率和货币供给两者的变化，因此将固定资产增长率也作为内生变量进入模型。将来自两方面的供给冲击——农业生产资料价格指数API和工业品出厂价格指数IPI作为外生变量。基于此，根据历年中国统计年鉴并经计算整理后，得到表1的样本。
表1 与模型相关的数据表
YEAR
CPI
M
PA
API
IPI
1990
103.1
100.0
102.4
105.5
104.1
1991
103.4
126.5
123.9
102.9
106.2
1992
106.4
131.3
144.4
103.7
106.8
1993
114.7
137.3
161.8
114.1
124.0
1994
124.1
134.5
130.4
121.6
119.5
1995
117.1
129.5
117.5
127.4
114.9
1996
108.3
125.3
114.5
108.4
102.9
1997
102.8
119.6
108.8
99.5
99.7
1998
99.2
114.8
113.9
94.5
95.9
1999
98.6
114.7
105.1
95.8
97.6
2000
100.4
112.3
110.3
99.1
102.8
2001
100.7
117.6
113.1
99.1
98.7
2002
99.2
116.9
116.9
100.5
97.8
2003
101.2
119.6
127.7
101.4
102.3
2004
103.9
114.9
126.8
110.6
106.1
2005
101.8
117.6
126.0
108.3
104.9
2006
101.5
115.7
123.9
论文关键词：从价税，CPI，通货膨胀
一、引言
通货膨胀的影响因素研究一直是宏观经济理论的重要研究方向，值得注意的是，现有的通货膨胀影响因素的文献大都集中在货币供给、投资、CPI及PPI等因素，但对于更为本质的财政税收增加、特别是对间接税转嫁因素的研究却鲜有涉及，这使得通货膨胀传导机制的研究一直不够深入。事实上,过于偏重货币理论的分析，容易忽视财政政策中税收和政府支出对通货膨胀的影响。并且关于财政政策对通货膨胀的影响还集中在财政赤字和货币供给量关系的方面。Barro (1976)提出,如果债券存量增长率超过产出增长率,持续赤字就会导致通货膨胀[1]。Sarg-ent,Wallace(1981)也认为持续的债券融资赤字将最终被货币化[2]。中国的学者对此也进行了相关研究，许雄奇、张宗益(2004)采用中国1978—2002年的数据对财政赤字、货币政策与通货膨胀进行了实证检验,认为中国的通货膨胀不仅是一个货币现象,也是一个财政现象，在我国可以通过财政政策来影响通货膨胀水平[3]。
新疆试行资源税从价征收是政府支持区域建设的重要举措，有利于增加地方财政收入与支出。资源税属于间接税，是可以转嫁的税种，实际上由卖方和买方共同负担税收，而负担税收的多少取决于商品的需求弹性和供给弹性，需求弹性越大CPI，供给弹性越小，税负越倾向于由供给方负担；需求弹性越小，供给弹性越大，税负越倾向于由需求方负担。因此石油、天然气类的资源型产品的需求弹性小和供给弹性是我们要讨论的一个重点。
二、新疆财政收入通货膨胀效应的经验分析
我们以1978—2009年新疆居民消费价格总指数为因变量（1978年为100）,以财政收入的规模为自变量进行回归分析。此外,投资率、对外开放性水平、居民可支配收入增长率也都是影响通货膨胀的因素，可以作为截距项论文提纲怎么写。数据主要是根据相应历年新疆统计年鉴的数据整理、计算而得。用SPSS17.0进行曲线估计，三次方程的拟合效果最好。
图：新疆财政收入和居民消费价格指数三次曲线拟合
我们构建时间序列模型：yi =β1 x +β2 x2 +β3 x3 +εi
式中yi为第i年的居民消费价格总指数，X表示财政收入（亿元）；ε为截距项。具体来讲,当β3 ≠0 时, 模型刻画了财政收入与居民消费价格总指数之间呈现N 型或倒N 型曲线关系；当β2 ≠0 且β3 = 0 时, 财政收入与居民消费价格总指数之间呈现U 型或倒U型曲线关系；而当β1 ≠0、β2 = 0 且β3 = 0 时，模型反映出财政收入与居民消费价格总指数单调变化特征。我们用SPSS17.0进行回归分析，得到方程：
y=7.182x -0.037 x2 +5.719*10-5x3 +78.549
（R2=0.939，F=143.365，sig=0.000）
模型中系数都异于零，且拟合程度很高呈现比较明显的N型趋势，即居民消费价格指数随着财政收入的增加先是迅速上升，然后保持一定的水平或略微下降，而后又快速上升，表明在不同时期，财政收入对居民消费价格指数影响程度不同。从曲线特征上来看，自1978年至1997年，曲线迅速上升；1998年至2003年，曲线比较平缓；2004年后曲线又有快速上升的势头。经验表明，财政收入和居民消费价格指数存在比较明显的N 型曲线关系，改革开放后的20年，CPI随着财政收入的上升而快速上涨，曲线较为陡峭，斜率较大，本文认为这和市场经济下价格机制发挥正常作用CPI，价格扭曲现象得到纠正有一定的关系，不排除期间出现通货膨胀。1998年以来，中国内需不足特别是消费不足问题凸显出来，尽管财政收入保持一定的增收速度，但是 CPI上升平缓甚至略有下降。2004年后经济走向过热发展的阶段，CPI指数有快速上升的趋势。
三、从价税对财政收入增长影响及CPI预测
对资源税进行从价征收会带来财政收入的大幅增长，但是税负可能由此转移到下游部门最终由消费者承受，引发CPI指数上升。资源类产品特别是不可再生的上游类产品，是属于需求弹性小、供给弹性大的商品。因此，对石油、天然气、煤炭计征的大部分资源税都会转移到下游产业中并最终由消费者负担，通过PPI影响到CPI，最终引发通货膨胀。这是因为商品需求弹性表示需求量对价格的变动的敏感程度，需求弹性低的产品，价格的变动对需求量变动的影响小，税负更容易转嫁。同时，作为工业上游产品，石油、天然气的供给弹性较大，生产商是垄断供给，为保证超额利润，税负可以转嫁到下游产业。因此资源税从价征收的结果是下游产品的大幅涨价、消费者剩余减少和地方财政收入的增加。并且，地方政府财政收入的增加必然带来财政支出的扩张，进一步会推动物价上涨。而据现行资源税率，新疆地区从量计征的原油资源税为30元/吨，天然气资源税额为每千立方米9元。若国内原油价格以每吨4000元计算，按5%的税率征收，原油资源税每吨税额将达200元。目前CPI，国产陆上天然气出厂基准价格已提高，新疆各油田所产天然气供应工业用燃气的基准价为每千立方米1200元左右，供应化肥生产和非工业城市燃气基准价为每千立方米790元。改革后，新疆天然气资源税相应税额将提高至每千立方米60元、39.5元。新疆有克拉玛依、塔里木、吐哈三大油田，以2009年生产原油2518万吨计算，资源税由“从量计征”改为“从价计征”后，仅石油每年可为当地政府增收42.8亿元。由于天然气计价因购买对象不同而有所差异，本文暂不做深入研究论文提纲怎么写。在这里仅仅分析42.8亿的财政增收对居民消费价格的影响。按上述三次方程来预测，假设原油生产量维持2009年水平，自实行从价税的今后一年里（自2010年6月1日开始实行），年财政收入增加x=42.8亿，居民消费价格指数y=304.5，CPI指数环比上升50%，2009年为579.3，2011年将达到883.8，涨幅十分巨大，通货膨胀预期十分强烈，这只是计算了对石油征收从价税引发的居民消费价格指数的上涨，如果考虑天然气对财政增收的影响，按照模型估算的CPI指数还将大幅增加。由于新疆生产的石油和天然气价格上涨，不排除生产商减少新疆当地生产量而加大新疆以外地区的产量，通胀预期减弱的同时容易引发失业问题。
四、结论及政策建议
综上分析，我们得出以下结论：
一是新疆地方财政收入和CPI指数之间符合三次函数的特征。目前，伴随着财政收入的上涨，CPI指数有加速上行的趋势。
二是资源税从价征收会加大地方财政收入，即政府的经济租增加CPI，但同时会推动居民消费价格指数大幅上升，通胀预期更加浓烈。
由于石油、天然气的垄断供给，属需求缺乏弹性，供给富有弹性产品。生产厂商掌握着定价权。在节约资源利用的同时推高价格在所难免，改变需求弹性和供给弹性是缓解通胀的途径之一。改变需求弹性可以从产业结构调整的角度出发，减少对不可再生资源的依赖性，使用替代产品，发展新能源及战略性新型产业，从这个角度上分析，战略性新型产业采用新技术、新材料，对传统能源起到一定的替代作用，改变供给弹性可以从破除垄断生产的角度出发，长期以来石油、天然气的开发、炼制和批发销售环节以法定的专营权形式固定下来。寡头垄断经营下油气产业缺乏竞争机制，必须打破垄断机制，放开准入领域并放宽准入条件才能使产品供给弹性下降，价格转入市场定价模式。
The AdvaloremDuty, the Financial Revenue and Xinjiang Inflation Anticipated Analyze
FuMing
(Xinjiang University ofFinance & Economics 830012)
Abstract: The advalorem duty hasimplemented in Xinjiang.This reform measure may increase the local financeincome largely, which is advantageous in enlarging the expenditure, promotesthe rapid development of economy. But we must be vigilant the influence of advaloremduty that may pass the tax burden to the downstream industry and the residentconsumable price. This article began from the angle of relations between financialrevenue's increase and the CPI, analyzing the conduction mechanism for advaloremduty to PPI and the CPI,with the empirical analysis for relations between the advaloremduty and CPI.The article has proven under the present system, theimplementation of advalorem duty will promote the Xinjiang price leveluniversal which exist strong inflation expectations.
Keywords: Advalorem duty,The CPI,Inflation
现在新疆财经大学经济学院任教 主要研究领域：产业经济学、区域经济学
库尔勒市、克拉玛依市国民经济和社会发展第十二个五年规划编写组成员
[1] Barro, R·J·Reply to Feldstein and Buchanan [J]·Journal of PoliticalEconomy, 1976, (82 ): 1095 -1117·
[2] Sargent, T·J·and N·Wallace·Some Unpleasant Monetarist Arithmetic[J]·FederalReserve Bank of Minneapolis Quarterly Review, 1981, (5): 1-17·
[3] 许雄奇,张宗益.财政赤字、金融深化与通货膨胀———理论分析和中国经验的实证检验(1978-2002)[J].管理世界, 2004, (9)
论文关键词：消费结构，影响因素，实证分析
1前言
1.1研究背景
消费是社会经济活动的重要环节，但是近来，外部需求下降，过去对经济增长贡献度达20%的出口部门面临严峻的收缩局面，实体经济运行规模出现萎缩。从数据来看，中国已随全球经济进入下行周期，经济增速放缓。2008年第三季度GDP增速为9%，低于市场预期的9.7%，主要体现在出口与房地产两架引擎同时放缓。
图12006年1月-2009年6月GDP走势图
为了弥补出口下降对经济增长的影响以及增强中国经济发展的内在动力，宏观政策将着力于扩大内需，而在扩大国内需求的构成中，扩大消费尤其重要。若想增加消费，保持国民经济稳定、持久的增长，就必须对中国居民消费水平和消费结构的特征、演变规律和发展趋势进行研究。
1.2消费结构概念的界定
本文中的消费结构是指以货币表示的食品、衣着、居住、家庭设备与用品、医疗保健、交通与通讯、文教娱乐、杂项开支在总消费支出中的比例关系。
2消费结构影响因素
2.1社会保障水平（Thelevelofsocialsecurity，SS）
居民消费预期支出的不确定性，不仅减少了即期消费支出，而且会抑制消费结构的升级，致使消费结构中应有的一些消费需求热点无法显现。社会保障水平的提高能够促使居民增加非生活必需品的支出，从而适应不同层次人群的消费需求，推动消费结构升级，启动多元消费市场。本文以社会保障支出总额占GDP的比重作为社会保障水平的测算。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
2.2受教育水平——普通高等教育人口比重（Generalhighereducationpopulation，GHEP）
居民的消费结构与其消费观念和消费习惯密切相关。在理论上，一个人受教育程度越高，其消费观念越科学，消费结构的层次越高。本文用受过普通高等教育的人数占总人数的比重作来衡量中国居民的受教育水平。数据来源：历年《中国劳动统计年鉴》计算整理得来。
2.3技术进步（Researchanddepartment，RD）
本文用研究与开发的投入量占GDP的比重来表示中国对技术进步的投入力度，作为影响消费结构的一个因素。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
2.4利率（Rate，R）
本文选用金融机构一年期定期存款利率作为影响消费结构的因素。数据来源：《中国金融年鉴》。
2.5人口结构——抚养比率（DependencyRatio，DR）
一般来说，通过人口结构可以反映出一个国家的大体的社会和经济状况。当论及这一问题，年龄是最重要的因素。人口的年龄结构是指一个人口集团（或群体）在某一时点上的人口年龄分布状况、各年龄组人口在总人口中所占比重，它可以表明人口发展类型和速度，反映劳动年龄人口和被抚养人口的比例等。人口年龄结构的动态变化，将对消费结构的变化产生影响。
本文将抚养比包括少年儿童与老年人口的总抚养比，即少年儿童和老年人口总数占总人口数的比重作为重要的指标选入模型。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
2.6城市化水平——城市化率（UrbanizationRate，UR）
城市化率是指市镇人口占总人口的比重。一般而言，城市率越高伴随的消费结构层次越高，本文将城市率作为衡量消费结构的一个重要因素。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
3中国居民消费结构的变动分析
表1中国居民人均全年消费性支出构成比单位：%
年份
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
食品
41.67
40.35
42.58
41.94
43.20
33.25
40.05
40.23
衣着
8.94
8.97
7.30
7.29
7.08
8.88
7.59
7.65
居住
10.46
10.18
12.68
12.26
11.43
17.25
12.67
14.95
家庭设备用品及服务
5.90
5.96
5.47
5.44
5.38
5.97
5.48
5.17
医疗保健
7.24
7.85
7.49
7.96
8.22
7.71
11.40
9.09
交通通信
10.81
11.35
10.19
10.82
11.09
12.82
11.97
11.08
教育文化娱乐服务
10.31
10.50
11.07
11.61
10.94
11.40
8.11
9.03
杂项商品与服务
4.66
4.83
3.21
2.66
2.67
2.72
2.73
2.79
资源来源:由《中国统计年鉴》2001-2008计算所得
图2中国居民人均全年消费性支出构成I图3中国居民人均全年消费性支出构成II（比重）
由上述图表可以看出，中国居民的消费支出由2000年的人均6668.13元，上升到2007年的26821.60元，消费水平已得到极大提高，但与世界平均水平相比还很低，亚洲开发银行(ADB)在近期发表的一份调查报告中指出，中国的人均生活水平排在世界第128位。
从消费结构来说：
年人均食品消费支出由2000年的2778.83元上升到2007年的10790.22，可见中国居民的消费能力已得到极大提高，食品消费比率由2000年41.67%下降到2007年的40.23%。国际上常用恩格尔系数来衡量一个国家和地区人民生活水平的状况。根据联合国粮农组织提出的标准，恩格尔系数在59%以上为贫困，50-59%为温饱，40-50%为小康，30-40%为富裕，低于30%为最富裕。可见，中国居民总体上实现了小康目标，这主要是由城镇居民消费水平快速提升拉动的，但是城镇居民的恩格尔系数已由1978年的57.5%下降为2008年的37.3%，达到了国际衡量标准中的富裕阶段，间接反映出中国的城乡差距在不断扩大。
居住消费明显增加，由2000年人均596.41元上升到2007年的2051.99元，消费比率也由2000年10.46%上升到2007年的14.95%。住户条件不断改善，平均每人现有住房使用面积呈现增加趋势。但由于占绝大比率的低收入与其价格差距较大，短期内还不可能形成较强的购买力。消费正处在从一般水平向高档水平转变的孕育阶段。
衣着消费支出由2000年的720.95元上升到2007年的2972.35，其消费比重由2000年8.94%下降到2007年的7.65。可以预测，在未来的几年内，中国居民衣着消费比重将呈平稳下降趋势。但由于衣着消费的绝对量在增加，人们在衣着消费中更加追赶时髦，更注意质量和款式。这些均表明中国居民消费水平在提高。
2007年人均家庭用品消费支出为4010.59元，约是2000年697.63元的5.7倍，其上升幅度是消费结构组成中最大的，这说明中国居民消费能力已得到极大提高。但其消费比率却由2000年5.90%下降到2007年5.17%，这说明大部分家庭己经购买彩电、冰箱等耐用电器，基本上处于饱和状态。随着科学技术的发展，高科技耐用家电产品的生命周期越来越短，对耐用消费品更新换代的速度必将越来越快。
医疗保健、交通通讯消费增加迅速，分别由2000年7.24%，10.81%上升到2007年9.09%，11.08%。前者说明因为人口结构老龄化、人们的保健意识增强以及城镇医疗保险制度改革使个人医疗负担适当增强。后者说明为方便生活，节省时间的现代通讯工具和交通工具迅速进入居民家庭。
娱乐文教消费总量在不断提高，由2000年人均393.52元上升到2007年1386.08元，这说明中国居民文化娱乐活动更加丰富多彩，用于娱乐消费、旅游支出都有明显增长。随着工作强度的加大和生活节奏的加快，城镇居民越来越注重闲暇时的娱乐，诸如旅游、度假等已成为消费热点。并且由于独生子女家庭的增加，父母望子成龙，加大对子女培养教育的投入。还有就是，随着科技发展和社会进步，人们对自身学历的提高越来越重视。但从消费比率来看，文教娱乐的消费比重开始逐年下降，2006年仅为8.11%，这与国家提出从2006年开始全部免除西部地区农村义务教育阶段学生学杂费，2007年扩大到中部和东部地区的政策有关。
4中国居民消费结构影响因素的实证分析
本章节首先对影响消费结构的变量，包括社会保障水平、受教育水平、技术进步、利率、人口结构、城市化水平，进行单位根检验；接着把这些变量与消费结构的变量包括食品、居住、文教娱乐、医疗保健、衣着、交通通讯、杂项，放在一起进行因果检验和相关系数分析。
4.1单位根检验
表2消费结构影响因素单位：%
年份
SS
GHEP
RD
R
DR
UR
2000
1.53
1.02
1.00
2.25
29.9
36
2001
1.81
1.12
1.07
3.06
30.0
38
2002
2.19
1.27
1.23
3.47
41.7
39
2003
1.96
1.51
1.13
2.52
40.5
41
2004
1.95
4.14
1.23
2.25
38.6
42
2005
2.02
4.53
1.34
2.25
40.1
43
2006
2.06
4.95
1.42
1.98
38.3
44
2007
2.18
5.45
1.49
1.98
37.4
45
注:SS是社会保障支出总额占GDP的比重；GHEP是普通高等教育人口占总人口数的比重；RD是研究与开发的投入量占GDP的比重；R是金融机构一年期定期存款利率；DR是少年儿童与老年人口的总数占总人口数的比重；UR是市镇人口占总人口的比重。
利用EViews3.1对上述6个变量进行单位根(ADF)检验，检验结果如下表所示:
表3:变量ADF检验
变量名称
ADF检验值
P值
(C，T，N）
临界值
1%
5%
10%
D(SS(-1)，2)
-2.965013
0.0251
(0，0，0)
-3.0507
-1.9962
-1.6415
D(GHEP(-1))
-1.926497
0.0954
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(RD(-1))
-2.127608
0.0709
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(R(-1))
-2.940666
0.0217
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(DR(-1))
-2.743578
0.0288
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(UR(-1)，2)
-8.660254
0.0001
(0，0，0)
-3.0507
-1.9962
-1.6415
在10%的显著性水平下，Eviews3.1的检验结果表明GHEP、RD、R、DR这些变量都是一阶平稳的，而SS、UR是二阶平稳的，同时也说明这些变量本身是不平稳的。因此，不能对这些变量直接进行回归，本文采取因果检验与相关系数来进行实证分析。
4.2因果检验与相关系数分析
选择食品、衣着、居住、家庭设备与用品、医疗保健、交通与通讯、文教娱乐、杂项开支在总消费支出中的比例作为中国消费结构的结构变量，分别记为Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6、Y7、Y8。
用Eviews3.1对其进行ADF检验，结果见表7。
表4:结构变量ADF检验
变量名称
ADF检验值
P值
(C，T，N）
临界值
1%
5%
10%
D(Y1(-1))
-3.725314
0.0204
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y2(-1))
-3.116793
0.0356
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y3(-1))
-4.947263
0.0078
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y4(-1)，2)
-3.598566
0.0368
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
D(Y5(-1))
-4.353490
0.0073
(0，0，0)
-3.1714
-2.0056
-1.6458
D(Y6(-1)，2)
-3.603050
0.0367
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
D(Y7(-1))
-3.118931
0.0356
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y8(-1)，2)
-6.285693
0.0081
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
在10%的显著性水平下，结构变量Y1、Y2、Y3、Y5、Y7是一阶平稳的，Y4、Y6是二阶平稳的，同时说明这些结构变量本身是不平稳的。
4.2.1食品结构变量影响因素
表5:食品结构变量影响因素Granger因果检验
变量
零假设
滞后期
F
P
结论
Y1
SS不是Y1的格兰杰原因
2
0.01579
0.98457
接受
SS
Y1不是SS的格兰杰原因
2
67.1668
0.08596
拒绝
Y1
GHEP不是Y1的格兰杰原因
1
4.53328
0.1003
拒绝
GHEP
Y1不是GHEP的格兰杰原因
1
0.03207
0.86658
接受
Y1
RD不是Y1的格兰杰原因
1
0.54146
0.50265
接受
RD
Y1不是RD的格兰杰原因
1
0.42696
0.54914
接受
Y1
R不是Y1的格兰杰原因
1
1.49549
0.28849
拒绝
R
Y1不是R的格兰杰原因
1
0.17164
0.69991
接受
Y1
DR不是Y1的格兰杰原因
1
0.06458
0.81192
接受
DR
Y1不是DR的格兰杰原因
1
0.01062
0.92288
接受
Y1
UR不是Y1的格兰杰原因
2
0.92002
0.59339
接受
UR
Y1不是UR的格兰杰原因
2
0.04539
0.95748
接受
从因果检验的结果表明:普通高等教育人口指数是食品支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为89.97%，普通高等教育人口指数是食品消费结构的格兰杰原因；金融机构一年期定期存款利率是食品支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为71.15%，金融机构一年期定期存款利率是食品消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、R两个因素来进行实证分析。Y1与这两个变量的相关系数如下所示:
表6:食品结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
R
Y1
-0.4118
0.2729
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y1(总消费中食品消费占的比重)有影响的主要是GHEP(普通高等教育人口指数)，且起到负的作用。这主要是由于高等教育人口指数越大，中国的教育水平越高，人们的总收入水平随之提高，且消费观念更加科学化，在保证基本的物质消费条件下，更增加了在精神文化等方面的支出，从而在食品消费绝对量增长的同时其比重呈下降趋势。
但由于中国人口众多，平均消费水平还比较低，尤其是广大农村地区，其消费水平仅达到温饱，正处于向小康社会奔进的发展阶段，食品支出在消费总支出中依然处于主导地位，现阶段食品消费结构与教育水平等变量的相关性还不是很显著。
4.2.2衣着结构变量影响因素
因果检验结果表明:少年儿童与老年人口的抚养比是衣着支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为63.50%，抚养比是食品消费结构的格兰杰原因。因此，选择DR来进行实证分析。Y2与其的相关系数如下所示:
表7:衣着结构变量影响因素的相关系数
相关系数
DR
Y2
-0.7059
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y2(总消费中衣着消费占的比重)有影响的主要是DR（少年儿童与老年人口的抚养比）且起到负的作用。这主要是由于少年儿童与老年人都是消费大于当期收入的人群，缺乏收入作为消费的支持和后盾，该类人群所占比越大，人们的消费压力也越大，用于衣着这类可多消费可少消费的物品来说其在总消费支出中的比重自然随之减少。另外，少年儿童与老年人对衣着品牌和款式的追求也不是十分强烈。
4.2.3居住结构变量影响因素
因果检验结果表明:普通高等教育人口指数是居住支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为97%，普通高等教育人口指数是居住消费结构的格兰杰原因；技术进步率即研究与开发投入占GDP总值的比重是居住支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为91%，技术进步率是居住消费结构的格兰杰原因；城市化率是居住支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为71%，城市化率是居住消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、RD、UR三个因素来进行实证分析。Y3与这三个变量的相关系数如下所示:
表8:居住结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
RD
UR
Y3
0.6533
0.7244
0.6907
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y3(总消费中居住消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、RD(技术进步率)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。这主要是由于高等教育人口指数越大，技术进步率越高，人们的生产力水平越高，伴随的收入越多，对住房这类高消费需求也越大。另外，随着城市化水平的提高，大量的农村居民进入城市谋求发展，对住房的需求也十分强烈。
4.2.4家庭设备与用品结构变量影响因素
因果检验结果表明:社会保障支出总额占GDP的比重是家庭设备与用品支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是75%，社会保障水平指数是家庭设备与用品结构的格兰杰原因；研究与开发投入占GDP的比重是家庭设备与用品支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是72%，技术进步率是家庭设备与用品结构的格兰杰原因。因此，应选择SS、RD两个因素来进行实证分析。Y4与这两个变量的相关系数如下所示:
表9:家庭设备与用品结构变量影响因素的相关系数
相关系数
SS
RD
Y4
-0.6462
-0.5628
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y4(总消费中家庭设备与用品消费占的比重)有影响的主要有SS(社会保障水平指数)、RD(技术进步率)，且都起到负的作用。这可能是因为，社会保障水平越高，国家对居民的相关补助越多，像家电下乡政策的实施，农村居民购买家庭设备与用品可以减免13%的费用，由当地政府部门给予补偿等。另外，技术越进步，家庭设备与用品越先进，其耐用性越高，当人们已经购买了所需家庭设备用品后自然不会再轻易购买此类用品，因此，其受到各方面因素影响的作用有限，以上检验出的相关性不是十分显著。
4.2.5医疗保健结构变量影响因素
因果检验结果表明:受到普通高等教育的人口数占总人口数的比重是医疗保健支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为88%，普通高等教育人口指数是医疗保健消费结构的格兰杰原因；城市化率是医疗保健支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为83%，城市化率是医疗保健消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、UR两个因素来进行实证分析。Y5与这两个变量的相关系数如下所示:
表10:医疗保健结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
UR
Y5
0.6515
0.6639
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y5(总消费中医疗保健消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。这可能是因为普通高等教育人口指数越大，人们受教育水平越高，越注重对身体的健康保养，另外，城市化进程越快，越多的人可以享受到城市里较好的医疗保健水平，但其消费价格也较高。
4.2.6交通与通讯结构变量影响因素
因果检验结果表明:普通高等教育人口指数是交通与通讯支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为84%，普通高等教育人口指数是交通与通讯消费结构的格兰杰原因；金融机构一年期定期存款利率是交通与通讯支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为73%，金融机构一年期定期存款利率是交通与通讯消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、R两个因素来进行实证分析。Y6与这两个变量的相关系数如下所示:
表11:交通与通讯结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
R
Y6
0.5841
-0.5022
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y6(总消费中交通与通讯消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、R(金融机构一年期定期存款利率)，前者起到正的作用，后者起到负的作用。高等教育人口指数越大，中国的教育水平越高，人们更注重信息之间的交流与交通的便利，对交通与通讯的需求越强烈。另外，金融机构一年期定期存款利率越低，人们用于储蓄的资金越少，消费越旺盛，汽车、手机、电脑等交通与通讯设备已成为消费的热点，是人们生活的重要组成部分，因此，利率越低在交通与通讯方面的支出越多。
但由于交通与通讯设备的使用期较长，已经购买了的消费者除非特别的爱好与追求不会再轻易购买同类产品，因此受各因素的影响有限，相关性不是十分显著。
4.2.7文教娱乐结构变量影响因素
因果检验结果表明:普通高等教育人口指数是文教娱乐支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为82%，普通高等教育人口指数是文教娱乐消费结构的格兰杰原因；技术进步率是文教娱乐支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是74%，技术进步率是文教娱乐消费结构的格兰杰原因；金融机构一年期定期存款利率是文教娱乐支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为75%，金融机构一年期定期存款利率是文教娱乐消费结构的格兰杰原因；城市化率是文教娱乐支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为77%，城市化率是文教娱乐消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、RD、R、UR四个因素来进行实证分析。Y7与这四个变量的相关系数如下所示:
表12:文教娱乐结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
RD
R
UR
Y7
-0.5264
-0.5483
0.5009
-0.4149
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y7(总消费中文教娱乐消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、RD(技术进步率)，且起到负的作用。这可能是与近几年国家实行的教学娱乐改革有关，国家越来越重视教育娱乐事业的发展，在教育娱乐方面的投入越高，居民个人在该方面的投入自然越少，因此，普通高等教育人口指数和技术进步率对文教娱乐结构变量起负的作用。
虽然，现在的家庭更加重视文化培养和生活娱乐，对教育质量和生活乐趣的投入越来越大，但由于家庭人口数的减少，越来越多的是3口之家，文教娱乐消费在总消费中的比重变化不大，且其也具有一定的消费刚性，受到各因素的影响有限，相关性并不十分显著。
4.2.8杂项开支结构变量影响因素
因果检验结果表明:少年儿童与老年人口的抚养比是杂项支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是57%，少年儿童与老年人口的抚养比是杂项开支消费结构的格兰杰原因。因此，选择DR这个因素来进行实证分析。Y8与这个变量的相关系数如下所示:
表13:杂项开支结构变量影响因素的相关系数
相关系数
DR
Y8
-0.9049
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y8(总消费中杂项开支消费占的比重)有影响的主要是DR(少年儿童与老年人口的抚养比)，且起到负的作用。这可能是因为少年儿童与老年人口的抚养比越大，生活压力越大，将收入来源主要用在必需品上面，用于不十分紧迫的杂项上面的开支自然受到约束，其在消费结构中的比重自然越小。
4.3小结
社会保障指数、普通高等教育人口指数、技术进步率、金融机构一年期定期存款利率、少年儿童与老年人口的抚养比、城市化率，通过这些变量的单根检验以及与消费结构变量的因果检验及相关系数的分析，结果显示(下面“+”表示影响因素对结构变量正的影响，“-”表示影响因素对结构变量负的影响)：
（1）影响食品消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(-)；
（2）影响衣着消费结构因素主要是少年儿童与老年人口的抚养比(-)；
（3）影响居住消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(+)、技术进步率(+)、少年儿童与老年人口的抚养比(+)、城市化率(+)；
（4）影响家庭设备与用品消费结构因素主要是社会保障水平指数(-)、技术进步率(-)、少年儿童与老年人口的抚养比(-)；
（5）影响医疗保健消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(+)、城市化率(+)、金融机构一年期定期存款利率(-)；
（6）影响交通与通讯消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(+)、金融机构一年期定期存款利率(-)；
（7）影响文教娱乐消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(-)、技术进步率(-)、金融机构一年期定期存款利率(+)；
（8）影响杂项开支消费结构因素主要是少年儿童与老年人口的抚养比(-)；
5结论及政策建议
本文通过对消费结构变量及影响因素变量的平稳性检验、因果关系及相关系数的检验分析，得出影响中国居民消费结构各自的主要因素，针对上面分析的结果，给出以下建议：
1、对消费结构的调整要兼顾不同因素的综合影响
2、推进教育体制改革，提高普通高等教育的深度和宽度
3、进一步实施计划生育，控制少年儿童与老年人口抚养比的进一步扩大
4、加大科技投入，完善社会保障制度，提高人们的生活品质
5、降低利率，促进消费结构的优化升级
6、加快城市化改革步伐，提高人们的生活档次
参考文献1 王芳.城镇居民消费结构影响因素的典型相关分析.经济纵横，2007(2):106-107
2 张黎鸥.我国城镇居民消费结构的因素分析及预测研究.现代商业，2007(24):230-231
3 晏民春，杨桂元.近十年我国城镇居民消费结构研究.统计与信息论坛，2004(3):72-76
4 易月辉，孙凤.地区差异对城镇居民消费结构的影响分析.预测，2000(1):66-70
论文关键词：消费结构，影响因素，实证分析
1前言
1.1研究背景
消费是社会经济活动的重要环节，但是近来，外部需求下降，过去对经济增长贡献度达20%的出口部门面临严峻的收缩局面，实体经济运行规模出现萎缩。从数据来看，中国已随全球经济进入下行周期，经济增速放缓。2008年第三季度GDP增速为9%，低于市场预期的9.7%，主要体现在出口与房地产两架引擎同时放缓。
图12006年1月-2009年6月GDP走势图
为了弥补出口下降对经济增长的影响以及增强中国经济发展的内在动力，宏观政策将着力于扩大内需，而在扩大国内需求的构成中，扩大消费尤其重要。若想增加消费，保持国民经济稳定、持久的增长，就必须对中国居民消费水平和消费结构的特征、演变规律和发展趋势进行研究。
1.2消费结构概念的界定
本文中的消费结构是指以货币表示的食品、衣着、居住、家庭设备与用品、医疗保健、交通与通讯、文教娱乐、杂项开支在总消费支出中的比例关系。
2消费结构影响因素
2.1社会保障水平（Thelevelofsocialsecurity，SS）
居民消费预期支出的不确定性，不仅减少了即期消费支出，而且会抑制消费结构的升级，致使消费结构中应有的一些消费需求热点无法显现。社会保障水平的提高能够促使居民增加非生活必需品的支出，从而适应不同层次人群的消费需求，推动消费结构升级，启动多元消费市场。本文以社会保障支出总额占GDP的比重作为社会保障水平的测算。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
2.2受教育水平——普通高等教育人口比重（Generalhighereducationpopulation，GHEP）
居民的消费结构与其消费观念和消费习惯密切相关。在理论上，一个人受教育程度越高，其消费观念越科学，消费结构的层次越高。本文用受过普通高等教育的人数占总人数的比重作来衡量中国居民的受教育水平。数据来源：历年《中国劳动统计年鉴》计算整理得来。
2.3技术进步（Researchanddepartment，RD）
本文用研究与开发的投入量占GDP的比重来表示中国对技术进步的投入力度，作为影响消费结构的一个因素。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
2.4利率（Rate，R）
本文选用金融机构一年期定期存款利率作为影响消费结构的因素。数据来源：《中国金融年鉴》。
2.5人口结构——抚养比率（DependencyRatio，DR）
一般来说，通过人口结构可以反映出一个国家的大体的社会和经济状况。当论及这一问题，年龄是最重要的因素。人口的年龄结构是指一个人口集团（或群体）在某一时点上的人口年龄分布状况、各年龄组人口在总人口中所占比重，它可以表明人口发展类型和速度，反映劳动年龄人口和被抚养人口的比例等。人口年龄结构的动态变化，将对消费结构的变化产生影响。
本文将抚养比包括少年儿童与老年人口的总抚养比，即少年儿童和老年人口总数占总人口数的比重作为重要的指标选入模型。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
2.6城市化水平——城市化率（UrbanizationRate，UR）
城市化率是指市镇人口占总人口的比重。一般而言，城市率越高伴随的消费结构层次越高，本文将城市率作为衡量消费结构的一个重要因素。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
3中国居民消费结构的变动分析
表1中国居民人均全年消费性支出构成比单位：%
年份
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
食品
41.67
40.35
42.58
41.94
43.20
33.25
40.05
40.23
衣着
8.94
8.97
7.30
7.29
7.08
8.88
7.59
7.65
居住
10.46
10.18
12.68
12.26
11.43
17.25
12.67
14.95
家庭设备用品及服务
5.90
5.96
5.47
5.44
5.38
5.97
5.48
5.17
医疗保健
7.24
7.85
7.49
7.96
8.22
7.71
11.40
9.09
交通通信
10.81
11.35
10.19
10.82
11.09
12.82
11.97
11.08
教育文化娱乐服务
10.31
10.50
11.07
11.61
10.94
11.40
8.11
9.03
杂项商品与服务
4.66
4.83
3.21
2.66
2.67
2.72
2.73
2.79
资源来源:由《中国统计年鉴》2001-2008计算所得
图2中国居民人均全年消费性支出构成I图3中国居民人均全年消费性支出构成II（比重）
由上述图表可以看出，中国居民的消费支出由2000年的人均6668.13元，上升到2007年的26821.60元，消费水平已得到极大提高，但与世界平均水平相比还很低，亚洲开发银行(ADB)在近期发表的一份调查报告中指出，中国的人均生活水平排在世界第128位。
从消费结构来说：
年人均食品消费支出由2000年的2778.83元上升到2007年的10790.22，可见中国居民的消费能力已得到极大提高，食品消费比率由2000年41.67%下降到2007年的40.23%。国际上常用恩格尔系数来衡量一个国家和地区人民生活水平的状况。根据联合国粮农组织提出的标准，恩格尔系数在59%以上为贫困，50-59%为温饱，40-50%为小康，30-40%为富裕，低于30%为最富裕。可见，中国居民总体上实现了小康目标，这主要是由城镇居民消费水平快速提升拉动的，但是城镇居民的恩格尔系数已由1978年的57.5%下降为2008年的37.3%，达到了国际衡量标准中的富裕阶段，间接反映出中国的城乡差距在不断扩大。
居住消费明显增加，由2000年人均596.41元上升到2007年的2051.99元，消费比率也由2000年10.46%上升到2007年的14.95%。住户条件不断改善，平均每人现有住房使用面积呈现增加趋势。但由于占绝大比率的低收入与其价格差距较大，短期内还不可能形成较强的购买力。消费正处在从一般水平向高档水平转变的孕育阶段。
衣着消费支出由2000年的720.95元上升到2007年的2972.35，其消费比重由2000年8.94%下降到2007年的7.65。可以预测，在未来的几年内，中国居民衣着消费比重将呈平稳下降趋势。但由于衣着消费的绝对量在增加，人们在衣着消费中更加追赶时髦，更注意质量和款式。这些均表明中国居民消费水平在提高。
2007年人均家庭用品消费支出为4010.59元，约是2000年697.63元的5.7倍，其上升幅度是消费结构组成中最大的，这说明中国居民消费能力已得到极大提高。但其消费比率却由2000年5.90%下降到2007年5.17%，这说明大部分家庭己经购买彩电、冰箱等耐用电器，基本上处于饱和状态。随着科学技术的发展，高科技耐用家电产品的生命周期越来越短，对耐用消费品更新换代的速度必将越来越快。
医疗保健、交通通讯消费增加迅速，分别由2000年7.24%，10.81%上升到2007年9.09%，11.08%。前者说明因为人口结构老龄化、人们的保健意识增强以及城镇医疗保险制度改革使个人医疗负担适当增强。后者说明为方便生活，节省时间的现代通讯工具和交通工具迅速进入居民家庭。
娱乐文教消费总量在不断提高，由2000年人均393.52元上升到2007年1386.08元，这说明中国居民文化娱乐活动更加丰富多彩，用于娱乐消费、旅游支出都有明显增长。随着工作强度的加大和生活节奏的加快，城镇居民越来越注重闲暇时的娱乐，诸如旅游、度假等已成为消费热点。并且由于独生子女家庭的增加，父母望子成龙，加大对子女培养教育的投入。还有就是，随着科技发展和社会进步，人们对自身学历的提高越来越重视。但从消费比率来看，文教娱乐的消费比重开始逐年下降，2006年仅为8.11%，这与国家提出从2006年开始全部免除西部地区农村义务教育阶段学生学杂费，2007年扩大到中部和东部地区的政策有关。
4中国居民消费结构影响因素的实证分析
本章节首先对影响消费结构的变量，包括社会保障水平、受教育水平、技术进步、利率、人口结构、城市化水平，进行单位根检验；接着把这些变量与消费结构的变量包括食品、居住、文教娱乐、医疗保健、衣着、交通通讯、杂项，放在一起进行因果检验和相关系数分析。
4.1单位根检验
表2消费结构影响因素单位：%
年份
SS
GHEP
RD
R
DR
UR
2000
1.53
1.02
1.00
2.25
29.9
36
2001
1.81
1.12
1.07
3.06
30.0
38
2002
2.19
1.27
1.23
3.47
41.7
39
2003
1.96
1.51
1.13
2.52
40.5
41
2004
1.95
4.14
1.23
2.25
38.6
42
2005
2.02
4.53
1.34
2.25
40.1
43
2006
2.06
4.95
1.42
1.98
38.3
44
2007
2.18
5.45
1.49
1.98
37.4
45
注:SS是社会保障支出总额占GDP的比重；GHEP是普通高等教育人口占总人口数的比重；RD是研究与开发的投入量占GDP的比重；R是金融机构一年期定期存款利率；DR是少年儿童与老年人口的总数占总人口数的比重；UR是市镇人口占总人口的比重。
利用EViews3.1对上述6个变量进行单位根(ADF)检验，检验结果如下表所示:
表3:变量ADF检验
变量名称
ADF检验值
P值
(C，T，N）
临界值
1%
5%
10%
D(SS(-1)，2)
-2.965013
0.0251
(0，0，0)
-3.0507
-1.9962
-1.6415
D(GHEP(-1))
-1.926497
0.0954
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(RD(-1))
-2.127608
0.0709
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(R(-1))
-2.940666
0.0217
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(DR(-1))
-2.743578
0.0288
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(UR(-1)，2)
-8.660254
0.0001
(0，0，0)
-3.0507
-1.9962
-1.6415
在10%的显著性水平下，Eviews3.1的检验结果表明GHEP、RD、R、DR这些变量都是一阶平稳的，而SS、UR是二阶平稳的，同时也说明这些变量本身是不平稳的。因此，不能对这些变量直接进行回归，本文采取因果检验与相关系数来进行实证分析。
4.2因果检验与相关系数分析
选择食品、衣着、居住、家庭设备与用品、医疗保健、交通与通讯、文教娱乐、杂项开支在总消费支出中的比例作为中国消费结构的结构变量，分别记为Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6、Y7、Y8。
用Eviews3.1对其进行ADF检验，结果见表7。
表4:结构变量ADF检验
变量名称
ADF检验值
P值
(C，T，N）
临界值
1%
5%
10%
D(Y1(-1))
-3.725314
0.0204
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y2(-1))
-3.116793
0.0356
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y3(-1))
-4.947263
0.0078
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y4(-1)，2)
-3.598566
0.0368
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
D(Y5(-1))
-4.353490
0.0073
(0，0，0)
-3.1714
-2.0056
-1.6458
D(Y6(-1)，2)
-3.603050
0.0367
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
D(Y7(-1))
-3.118931
0.0356
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y8(-1)，2)
-6.285693
0.0081
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
在10%的显著性水平下，结构变量Y1、Y2、Y3、Y5、Y7是一阶平稳的，Y4、Y6是二阶平稳的，同时说明这些结构变量本身是不平稳的。
4.2.1食品结构变量影响因素
表5:食品结构变量影响因素Granger因果检验
变量
零假设
滞后期
F
P
结论
Y1
SS不是Y1的格兰杰原因
2
0.01579
0.98457
接受
SS
Y1不是SS的格兰杰原因
2
67.1668
0.08596
拒绝
Y1
GHEP不是Y1的格兰杰原因
1
4.53328
0.1003
拒绝
GHEP
Y1不是GHEP的格兰杰原因
1
0.03207
0.86658
接受
Y1
RD不是Y1的格兰杰原因
1
0.54146
0.50265
接受
RD
Y1不是RD的格兰杰原因
1
0.42696
0.54914
接受
Y1
R不是Y1的格兰杰原因
1
1.49549
0.28849
拒绝
R
Y1不是R的格兰杰原因
1
0.17164
0.69991
接受
Y1
DR不是Y1的格兰杰原因
1
0.06458
0.81192
接受
DR
Y1不是DR的格兰杰原因
1
0.01062
0.92288
接受
Y1
UR不是Y1的格兰杰原因
2
0.92002
0.59339
接受
UR
Y1不是UR的格兰杰原因
2
0.04539
0.95748
接受
从因果检验的结果表明:普通高等教育人口指数是食品支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为89.97%，普通高等教育人口指数是食品消费结构的格兰杰原因；金融机构一年期定期存款利率是食品支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为71.15%，金融机构一年期定期存款利率是食品消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、R两个因素来进行实证分析。Y1与这两个变量的相关系数如下所示:
表6:食品结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
R
Y1
-0.4118
0.2729
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y1(总消费中食品消费占的比重)有影响的主要是GHEP(普通高等教育人口指数)，且起到负的作用。这主要是由于高等教育人口指数越大，中国的教育水平越高，人们的总收入水平随之提高，且消费观念更加科学化，在保证基本的物质消费条件下，更增加了在精神文化等方面的支出，从而在食品消费绝对量增长的同时其比重呈下降趋势。
但由于中国人口众多，平均消费水平还比较低，尤其是广大农村地区，其消费水平仅达到温饱，正处于向小康社会奔进的发展阶段，食品支出在消费总支出中依然处于主导地位，现阶段食品消费结构与教育水平等变量的相关性还不是很显著。
4.2.2衣着结构变量影响因素
因果检验结果表明:少年儿童与老年人口的抚养比是衣着支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为63.50%，抚养比是食品消费结构的格兰杰原因。因此，选择DR来进行实证分析。Y2与其的相关系数如下所示:
表7:衣着结构变量影响因素的相关系数
相关系数
DR
Y2
-0.7059
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y2(总消费中衣着消费占的比重)有影响的主要是DR（少年儿童与老年人口的抚养比）且起到负的作用。这主要是由于少年儿童与老年人都是消费大于当期收入的人群，缺乏收入作为消费的支持和后盾，该类人群所占比越大，人们的消费压力也越大，用于衣着这类可多消费可少消费的物品来说其在总消费支出中的比重自然随之减少。另外，少年儿童与老年人对衣着品牌和款式的追求也不是十分强烈。
4.2.3居住结构变量影响因素
因果检验结果表明:普通高等教育人口指数是居住支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为97%，普通高等教育人口指数是居住消费结构的格兰杰原因；技术进步率即研究与开发投入占GDP总值的比重是居住支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为91%，技术进步率是居住消费结构的格兰杰原因；城市化率是居住支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为71%，城市化率是居住消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、RD、UR三个因素来进行实证分析。Y3与这三个变量的相关系数如下所示:
表8:居住结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
RD
UR
Y3
0.6533
0.7244
0.6907
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y3(总消费中居住消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、RD(技术进步率)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。这主要是由于高等教育人口指数越大，技术进步率越高，人们的生产力水平越高，伴随的收入越多，对住房这类高消费需求也越大。另外，随着城市化水平的提高，大量的农村居民进入城市谋求发展，对住房的需求也十分强烈。
4.2.4家庭设备与用品结构变量影响因素
因果检验结果表明:社会保障支出总额占GDP的比重是家庭设备与用品支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是75%，社会保障水平指数是家庭设备与用品结构的格兰杰原因；研究与开发投入占GDP的比重是家庭设备与用品支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是72%，技术进步率是家庭设备与用品结构的格兰杰原因。因此，应选择SS、RD两个因素来进行实证分析。Y4与这两个变量的相关系数如下所示:
表9:家庭设备与用品结构变量影响因素的相关系数
相关系数
SS
RD
Y4
-0.6462
-0.5628
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y4(总消费中家庭设备与用品消费占的比重)有影响的主要有SS(社会保障水平指数)、RD(技术进步率)，且都起到负的作用。这可能是因为，社会保障水平越高，国家对居民的相关补助越多，像家电下乡政策的实施，农村居民购买家庭设备与用品可以减免13%的费用，由当地政府部门给予补偿等。另外，技术越进步，家庭设备与用品越先进，其耐用性越高，当人们已经购买了所需家庭设备用品后自然不会再轻易购买此类用品，因此，其受到各方面因素影响的作用有限，以上检验出的相关性不是十分显著。
4.2.5医疗保健结构变量影响因素
因果检验结果表明:受到普通高等教育的人口数占总人口数的比重是医疗保健支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为88%，普通高等教育人口指数是医疗保健消费结构的格兰杰原因；城市化率是医疗保健支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为83%，城市化率是医疗保健消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、UR两个因素来进行实证分析。Y5与这两个变量的相关系数如下所示:
表10:医疗保健结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
UR
Y5
0.6515
0.6639
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y5(总消费中医疗保健消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。这可能是因为普通高等教育人口指数越大，人们受教育水平越高，越注重对身体的健康保养，另外，城市化进程越快，越多的人可以享受到城市里较好的医疗保健水平，但其消费价格也较高。
4.2.6交通与通讯结构变量影响因素
因果检验结果表明:普通高等教育人口指数是交通与通讯支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为84%，普通高等教育人口指数是交通与通讯消费结构的格兰杰原因；金融机构一年期定期存款利率是交通与通讯支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为73%，金融机构一年期定期存款利率是交通与通讯消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、R两个因素来进行实证分析。Y6与这两个变量的相关系数如下所示:
表11:交通与通讯结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
R
Y6
0.5841
-0.5022
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y6(总消费中交通与通讯消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、R(金融机构一年期定期存款利率)，前者起到正的作用，后者起到负的作用。高等教育人口指数越大，中国的教育水平越高，人们更注重信息之间的交流与交通的便利，对交通与通讯的需求越强烈。另外，金融机构一年期定期存款利率越低，人们用于储蓄的资金越少，消费越旺盛，汽车、手机、电脑等交通与通讯设备已成为消费的热点，是人们生活的重要组成部分，因此，利率越低在交通与通讯方面的支出越多。
但由于交通与通讯设备的使用期较长，已经购买了的消费者除非特别的爱好与追求不会再轻易购买同类产品，因此受各因素的影响有限，相关性不是十分显著。
4.2.7文教娱乐结构变量影响因素
因果检验结果表明:普通高等教育人口指数是文教娱乐支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为82%，普通高等教育人口指数是文教娱乐消费结构的格兰杰原因；技术进步率是文教娱乐支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是74%，技术进步率是文教娱乐消费结构的格兰杰原因；金融机构一年期定期存款利率是文教娱乐支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为75%，金融机构一年期定期存款利率是文教娱乐消费结构的格兰杰原因；城市化率是文教娱乐支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为77%，城市化率是文教娱乐消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、RD、R、UR四个因素来进行实证分析。Y7与这四个变量的相关系数如下所示:
表12:文教娱乐结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
RD
R
UR
Y7
-0.5264
-0.5483
0.5009
-0.4149
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y7(总消费中文教娱乐消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、RD(技术进步率)，且起到负的作用。这可能是与近几年国家实行的教学娱乐改革有关，国家越来越重视教育娱乐事业的发展，在教育娱乐方面的投入越高，居民个人在该方面的投入自然越少，因此，普通高等教育人口指数和技术进步率对文教娱乐结构变量起负的作用。
虽然，现在的家庭更加重视文化培养和生活娱乐，对教育质量和生活乐趣的投入越来越大，但由于家庭人口数的减少，越来越多的是3口之家，文教娱乐消费在总消费中的比重变化不大，且其也具有一定的消费刚性，受到各因素的影响有限，相关性并不十分显著。
4.2.8杂项开支结构变量影响因素
因果检验结果表明:少年儿童与老年人口的抚养比是杂项支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是57%，少年儿童与老年人口的抚养比是杂项开支消费结构的格兰杰原因。因此，选择DR这个因素来进行实证分析。Y8与这个变量的相关系数如下所示:
表13:杂项开支结构变量影响因素的相关系数
相关系数
DR
Y8
-0.9049
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y8(总消费中杂项开支消费占的比重)有影响的主要是DR(少年儿童与老年人口的抚养比)，且起到负的作用。这可能是因为少年儿童与老年人口的抚养比越大，生活压力越大，将收入来源主要用在必需品上面，用于不十分紧迫的杂项上面的开支自然受到约束，其在消费结构中的比重自然越小。
4.3小结
社会保障指数、普通高等教育人口指数、技术进步率、金融机构一年期定期存款利率、少年儿童与老年人口的抚养比、城市化率，通过这些变量的单根检验以及与消费结构变量的因果检验及相关系数的分析，结果显示(下面“+”表示影响因素对结构变量正的影响，“-”表示影响因素对结构变量负的影响)：
（1）影响食品消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(-)；
（2）影响衣着消费结构因素主要是少年儿童与老年人口的抚养比(-)；
（3）影响居住消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(+)、技术进步率(+)、少年儿童与老年人口的抚养比(+)、城市化率(+)；
（4）影响家庭设备与用品消费结构因素主要是社会保障水平指数(-)、技术进步率(-)、少年儿童与老年人口的抚养比(-)；
（5）影响医疗保健消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(+)、城市化率(+)、金融机构一年期定期存款利率(-)；
（6）影响交通与通讯消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(+)、金融机构一年期定期存款利率(-)；
（7）影响文教娱乐消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(-)、技术进步率(-)、金融机构一年期定期存款利率(+)；
（8）影响杂项开支消费结构因素主要是少年儿童与老年人口的抚养比(-)；
5结论及政策建议
本文通过对消费结构变量及影响因素变量的平稳性检验、因果关系及相关系数的检验分析，得出影响中国居民消费结构各自的主要因素，针对上面分析的结果，给出以下建议：
1、对消费结构的调整要兼顾不同因素的综合影响
2、推进教育体制改革，提高普通高等教育的深度和宽度
3、进一步实施计划生育，控制少年儿童与老年人口抚养比的进一步扩大
4、加大科技投入，完善社会保障制度，提高人们的生活品质
5、降低利率，促进消费结构的优化升级
6、加快城市化改革步伐，提高人们的生活档次
参考文献1 王芳.城镇居民消费结构影响因素的典型相关分析.经济纵横，2007(2):106-107
2 张黎鸥.我国城镇居民消费结构的因素分析及预测研究.现代商业，2007(24):230-231
3 晏民春，杨桂元.近十年我国城镇居民消费结构研究.统计与信息论坛，2004(3):72-76
4 易月辉，孙凤.地区差异对城镇居民消费结构的影响分析.预测，2000(1):66-70
1.生产总值构成变动分析。最终消费、资本形成总额、货物和服务净出口是经济增长的拉动力，同时是计算支出法生产总值的三要素,其中最终消费一直在我国生产总值中所占比重最大，在经济增长中贡献率最大。1978年甘肃省生产总值为64.73亿元， 2007年为2702.40亿元;消费率1978年为66.62％，2007年为59.78％,说明最终消费是拉动经济增长的最重要动力，因此实证分析甘肃省居民消费变动及其对经济影响作用有一定实际意义。
2．最终消费情况分析。最终消费由居民消费和政府消费两部分组成，甘肃省最终消费支出1978年为43.12亿元，2007年为1615.37亿元。根据《甘肃统计年鉴》数据计算居民消费支出一直占据最终消费支出大部分的比例，稳定在70％以上。
3.甘肃省最终消费对经济增长贡献率。消费贡献率(消费拉动率)通常指在经济增长率中消费需求拉动所占的份额,计算甘肃省最终消费贡献率在2002年至2007年间分别为63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最终消费对经济增长的贡献率并不稳定，其原因是经济增长更容易受资本形成总额、货物和服务净出口政策要素影响。
二、甘肃省城乡居民消费结构变动分析
1．农村居民消费支出变动分析。消费结构指各类消费支出在总消费中所占的比例，消费结构能够反应出居民的生活水平，甘肃农村居民从1993年到1999年将支出主要用于食品消费，说明农村居民生活水平处于贫困和温饱状态;从2000年开始消费支出比例小于0.5，生活水平有所提高。医疗、交通通讯、教育、居住是衡量居民生活水平的重要标志，相关数据变动说明甘肃省农村居民消费结构逐渐优化，农村居民生活水平逐步提高。
2.城镇居民消费支出变动分析。恩格尔系数从1993年的0.51总体上保持下降趋势，到2007年的0.36，食品消费支出已不在占据消费支出的一半比例。说明城镇居民的生活水平的提高，城镇居民生活水平到达小康阶段，医疗保健、交通通讯、娱乐文教、居住方面的支出比例都相应有所增加，表明城镇居民的生活质量逐步提高，消费结构不断优化。
3.城乡居民消费结构变动度分析。消费结构变动度，是分析消费结构变化程度的指标，计算公式为：
在1996年～2000年期间，甘肃省农村居民消费结构变动度为9.00％，城镇居民消费结构变动度为6.26％。在2001年～2006年期间甘肃省农村居民消费结构变动度为2.22％，城镇居民消费结构变动度为3.27％。
在1996年～2000年期间，城乡居民消费结构变动非常显著，其中食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次;2001年～2006年期间，城乡居民消费结构经过剧烈变动后，明显趋于缓和变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大；医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
三、甘肃省城乡居民消费函数分析
本文采用持久收入消费函数。具体模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε
其中Ct为现期消费;Yp和Yz表示持久收入和暂时收入。系数α1和α2分别是持久收入和暂时收入的边际消费倾向。根据《甘肃年鉴》统计资料，对模型进行回归拟和，分别得甘肃省城乡居民消费函数(1）、（2）。
农村居民消费函数Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz （1）
（0.002）（8.237）（2.469）
R2=0.873 D.W.=1.212 F=34.461
城镇居民消费函数Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz （2）
（1.095）（40.793）（3.908）
R2=0.997 D.W.=1.91F=1878.984
从方程中可看出，农村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消费；每增加1元暂时收入，有1.74元用于消费。既增加了暂时收入，不仅要将暂时收入全部用于消费，同时还要拿出储蓄来消费。城镇居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消费；每增加1元暂时收入，有0.87元用于消费。
四、简要结论
1．经济增长与城乡居民的收入和消费之间有直接的影响。经济增长越快，收入增加越高，消费也会随着增加。但是，在投资、出口和消费等三要素当中,消费对经济增长的贡献率最高，一般都在70%左右,说明拉动消费仍然是甘肃省经济发展的主要动力。
2.随着经济的增长、收入提高，居民生活水平提高，消费结构出现重要变动倾向。在城乡居民的消费结构变动当中，食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次，特别是自从2001年以来，城乡居民的消费结构剧烈变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大。另外，医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
3.为了巩固消费对经济发展的贡献率，我们建议：一是加快发展城乡经济，保证固定资产的投资速度，使投资增长不要出现大起大落;二是进一步开发农民能够稳定增加收入的就业渠道和途径，如非农产业收入、转移性就业收入、农业产业化收入等；三是对于城市居民来讲，要把创造更多的就业岗位和机会作为重点，用扩大就业保证收入，用收入增加保证消费；四是对于城乡居民的消费结构进行一定的引导，努力改善城乡居民住房、医疗、教育、保障等关键性问题。
参考文献：
[1]彭劲松:重庆市经济增长中消费与投资贡献度分析[J].重庆大学学报（社会科学版），2004，（4）；7～10
1．农村居民消费支出变动分析。消费结构指各类消费支出在总消费中所占的比例，消费结构能够反应出居民的生活水平，甘肃农村居民从1993年到1999年将支出主要用于食品消费，说明农村居民生活水平处于贫困和温饱状态;从2000年开始消费支出比例小于0.5，生活水平有所提高。医疗、交通通讯、教育、居住是衡量居民生活水平的重要标志，相关数据变动说明甘肃省农村居民消费结构逐渐优化，农村居民生活水平逐步提高。
2.城镇居民消费支出变动分析。恩格尔系数从1993年的0.51总体上保持下降趋势，到2007年的0.36，食品消费支出已不在占据消费支出的一半比例。说明城镇居民的生活水平的提高，城镇居民生活水平到达小康阶段，医疗保健、交通通讯、娱乐文教、居住方面的支出比例都相应有所增加，表明城镇居民的生活质量逐步提高，消费结构不断优化。
3.城乡居民消费结构变动度分析。消费结构变动度，是分析消费结构变化程度的指标，计算公式为：
在1996年～2000年期间，甘肃省农村居民消费结构变动度为9.00％，城镇居民消费结构变动度为6.26％。在2001年～2006年期间甘肃省农村居民消费结构变动度为2.22％，城镇居民消费结构变动度为3.27％。
在1996年～2000年期间，城乡居民消费结构变动非常显著，其中食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次;2001年～2006年期间，城乡居民消费结构经过剧烈变动后，明显趋于缓和变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大；医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
二、甘肃省居民消费对经济增长的贡献率
1.生产总值构成变动分析。最终消费、资本形成总额、货物和服务净出口是经济增长的拉动力，同时是计算支出法生产总值的三要素,其中最终消费一直在我国生产总值中所占比重最大，在经济增长中贡献率最大。1978年甘肃省生产总值为64.73亿元，2007年为2702.40亿元;消费率1978年为66.62％，2007年为59.78％,说明最终消费是拉动经济增长的最重要动力，因此实证分析甘肃省居民消费变动及其对经济影响作用有一定实际意义。
2．最终消费情况分析。最终消费由居民消费和政府消费两部分组成，甘肃省最终消费支出1978年为43.12亿元，2007年为1615.37亿元。根据《甘肃统计年鉴》数据计算居民消费支出一直占据最终消费支出大部分的比例，稳定在70％以上。
3.甘肃省最终消费对经济增长贡献率。消费贡献率(消费拉动率)通常指在经济增长率中消费需求拉动所占的份额,计算甘肃省最终消费贡献率在2002年至2007年间分别为63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最终消费对经济增长的贡献率并不稳定，其原因是经济增长更容易受资本形成总额、货物和服务净出口政策要素影响。
三、甘肃省城乡居民消费函数分析
本文采用持久收入消费函数。具体模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε
其中Ct为现期消费;Yp和Yz表示持久收入和暂时收入。系数α1和α2分别是持久收入和暂时收入的边际消费倾向。根据《甘肃年鉴》统计资料，对模型进行回归拟和，分别得甘肃省城乡居民消费函数(1）、（2）。
农村居民消费函数Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）
（0.002）（8.237）（2.469）
R2=0.873D.W.=1.212F=34.461
城镇居民消费函数Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）
（1.095）（40.793）（3.908）
R2=0.997D.W.=1.91F=1878.984
从方程中可看出，农村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消费；每增加1元暂时收入，有1.74元用于消费。既增加了暂时收入，不仅要将暂时收入全部用于消费，同时还要拿出储蓄来消费。城镇居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消费；每增加1元暂时收入，有0.87元用于消费。
四、简要结论
1．经济增长与城乡居民的收入和消费之间有直接的影响。经济增长越快，收入增加越高，消费也会随着增加。但是，在投资、出口和消费等三要素当中,消费对经济增长的贡献率最高，一般都在70%左右,说明拉动消费仍然是甘肃省经济发展的主要动力。
2.随着经济的增长、收入提高，居民生活水平提高，消费结构出现重要变动倾向。在城乡居民的消费结构变动当中，食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次，特别是自从2001年以来，城乡居民的消费结构剧烈变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大。另外，医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
3.为了巩固消费对经济发展的贡献率，我们建议：一是加快发展城乡经济，保证固定资产的投资速度，使投资增长不要出现大起大落;二是进一步开发农民能够稳定增加收入的就业渠道和途径，如非农产业收入、转移性就业收入、农业产业化收入等；三是对于城市居民来讲，要把创造更多的就业岗位和机会作为重点，用扩大就业保证收入，用收入增加保证消费；四是对于城乡居民的消费结构进行一定的引导，努力改善城乡居民住房、医疗、教育、保障等关键性问题。
参考文献：
[1]彭劲松:重庆市经济增长中消费与投资贡献度分析[J].重庆大学学报（社会科学版），2004，（4）；7～10
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