城镇居民消费支出

城镇居民消费支出（精选12篇）

城镇居民消费支出 第1篇

一、线性回归分析方法及理论模型

线性回归分析方法的基本思想及其操作程序如下:

1. 一元线性经验回归方程的建立

假设人均年可支配收入为自变量x (单位:元) , 人均年消费支出为因变量y (单位:元) , n组样本观测值为 ,

根据数据的散点图建立一元线性经验回归方程为 :其中a为回归系数, b为回归常数,

2. 采用SPSS统计软件计算, 输出计算结果

3. 回归诊断, 分析输出结果

(1) 相关系数的显著性检验。相关系数为: , 给定显著性水平 , 在自由度 下, 若 则y与x线性关系显著。

(2) 样本决定系数 是一个回归直线与样本观测值拟合优度的相对指标, 反映了因变量的波动中能用自变量解释的比例。 越接近于1, 拟合优度就越好。

(3) 一元线性经验回归方程检验。

这里主要介绍F检验。在回归方差分析中

则y与x之间存在“真实”的线性关系, 所配的回归直线有意义。

(1) 式等价于 , 在结果输出中往往记 , 当 时, y与x之间存在“真实”的线性关系, 所配的回归直线有意义。用p值来进行F检验我们就省去了查F分布表的麻烦。

(4) 残差分析。以因变量为横轴, 标准化残差为纵轴作残差图进行分析残差是否具有正态分布的趋势。

4. 模型的应用

二、实证分析

我们取1981年~2004年襄樊市城镇居民人均年收入和人均年消费性支出作为研究对象。数据来源于《襄樊统计年鉴 (2005) 》, 见表1。

表1襄樊市城镇居民人均收入、消费性支出统计表

假设人均年可支配收入为自变量x (单位:元) , 人均年消费支出为因变量y (单位:元) , 从这两个变量的散点图我们可观测到两者之间的大体趋势, 发现它们基本上呈现一种直线的统计关系 (由于版面有限, 在此不作散点图) , 因此我们考虑用一元线性经验回归方程 来拟合。利用表1的数据, 由SPSS13.0软件 (假定) 输出结果为:

a Predictors: (Constant) , x b Dependent Variable:y

a Dependent Variable:y

a Dependent Variable:y

1. 由表2可见:

(1) 相关系数 , 给定显著性水平 , 在自由度 下查相关系数表知 , 显然 , 则消费支出y与收入x线性影响显著。城镇居民消费与收入高度正相关, 说明收入水平确实是决定城镇居民消费水平的最主要因素。

(2) 样本决定系数 接近于1, 说明回归直线与样本观测值拟合优度非常好, 充分反映了因变量的波动中能用自变量解释的比例是非常大。

(3) 从方差分析看到 , 显然 , 这说明y与x之间存在“真实”的线性关系, 一元线性经验回归方程显著。

2. 由表3知襄樊城镇居民消费支出与可支配收入的回归方程

回归系数a的标准误差为0.006, 回归常数b的标准误差为21.202, t检验中

P值 小于给定的显著性水平 , 说明居民消费支出对可支配收入的一元线性经验回归方程的效果显著。该方程拟合极好, 能很好地解释1981年以来襄樊城镇居民收入与消费之间数量关系的基本规律。

3. 由表3所示的是与残差有关的一些统计量, 包括预测值及

标准化的预测值、残差及残差的预测值的最小值、最大值、均值、标准差和样本数。这些数据中无离群值, 可以认为一元线性经验回归方程 是健康的。

4. 由图 (1) 标准化残差正态P-P∣图可见, 残差具有正态分布的趋势。

因此可以认为一元线性经验回归方程 是恰当的。

三、基本结论与建议

1.通过以上实证分析, 我们对1981年~2004年襄樊城镇居民收入与消费支出之间数量关系的基本规律有了初步了解。城镇居民的人均可支配收入与消费支出的之间存在形如 的简单线性回归关系。居民收入每增加100元, 消费支出将相应增加大约79元。

2.收入作为调控消费支出的工具, 其作用是相当大的, 因而, 提高居民收入水平是当务之急。因此, 大力发展经济, 增加居民的可支配收入特别是提高低收入居民群体的收入, 才能最大限度发挥消费对经济的拉动效应, 促进消费的持续有效增长。

3.消费作为社会再生产循环的起点和终点。刺激消费需求在增加居民现期收入的同时, 还要有完善的配套措施来提高居民的边际消费倾向, 使居民不仅有钱可花, 而且有钱敢花, 所以要实行强有力的政策措施来增强居民的消费能力。要加大信用消费的宣传力度, 改变“量入为出”的传统消费观念, 积极推广信贷消费方式, 促进居民消费模式从自我积累型向信用支持型转变。其次, 要改善消费环境, 把积极培育“绿色消费”、大力倡导环保型及可持续消费作为新时期消费政策的新重点。

参考文献

[1]何晓群等:应用回归分析[M].中国人民大学出版社, 2001.6:50-53

[2]王松桂等:线性统计模型[M].高等教育出版社, 1999.9:142-145

城镇居民消费支出 第2篇

本文采用我国31个省、市、自治区的城镇居民人均消费支出数据，先通过聚类分析方法寻找不同地区城镇居民的消费结构的相似点和差异点;再利用主成分分析方法研究各省城镇居民消费结构水平，得出其经济发展状况;最后利用因子分析方法，根据因子得分对各省城镇居民消费支出进行排序和分类。

城镇居民消费支出聚类分析主成分分析因子分析

一、引言

近年来，随着我国经济的快速发展，居民消费结构也发生了巨大变化，人们开始根据自身的需求选择多种多样的商品，而且人们在实现物质需求满足的同时，还在不断追求精神需求的满足。同时，社会产品在经济发展的过程中越来越丰富，居民消费的选择空间也越来越大。在居民全部消费支出的八项指标(食品、衣着、居住、家庭设备、交通通讯、文教娱乐、医疗保健、其他)中，反应基本生存需要的食品、衣着等项所占的比重大幅度下降，而体现发展与享受需求的住房、交通等项支出的比重则迅速上升，说明人民的生活质量进一步提高。

由于我国各地区的经济发展不平衡，加之各地人口、资源、政策等方面也存在差异，导致各地区居民的消费结构存在着明显差异。合理的消费结构有利于国民经济的快速发展，而滞后的消费结构则会阻碍经济的健康发展。因此，消费结构的合理化问题在国民经济中处于至关重要的地位。所以，为了进一步改善消费结构，引导正确的消费观念，提高我国城镇居民的消费水平，有必要对我国各地区城镇居民消费结构之间的差异进行比较，从宏观上把握各地区城镇居民的消费现状和消费水平的差异，为提高我国总体消费水平、改善消费结构提供决策依据。本文利用SPSS软件通过聚类分析、主成分分析、因子分析三种统计方法对20我国各省城镇居民消费结构作分析。

二、聚类分析

聚类分析是将样品或变量进行分类的多元统计学分析方法。其功能是建立一种分类方法，将一批样品或者变量，按照他们在性质上的亲疏、相似程度进行分析。下面通过对年我国31个省、市、自治区的8个聚类分析指标(食品、衣着、居住、家庭设备、交通通讯、文教娱乐、医疗保健、其他)的统计数据结构进行样本聚类，来发现我国各地区城镇居民消费结构之间的差异。

根据聚类结果，我们可以将31个省市自治区的城镇居民消费水平分为五个组别：江西、贵州、广西、海南、河北、甘肃、青海、山西、黑龙江、湖北、四川、湖南、云南、安徽、宁夏、新疆、陕西、河南18个地区为第一组;辽宁、山东、内蒙古、重庆、吉林5个地区为第二组;西藏为第三组;浙江、广东、江苏、福建、天津5个地区为第四组;北京、上海为第五组。其中，第五组的地区经济最发达，其消费结构位于较高层次。第四组的5个地区均属于我国沿海省份，优越的地理位置使得这五省的经济发展水平比较高，城镇居民的消费结构也比较合理，但次于北京和上海。第二组的5个地区分别为我国东、中、北部经济较发达的省份，消费结构层低于第四组的经济较发达地区，但高于第一组。第一组的地区分别位于东、中、西地区，经济发展水平不一，城镇居民消费结构有着很大的相似性。

在以上细分的基础上，按照总的消费结构空间的差异来看，我国各地区的消费结构相似性大致可以分为三类，第一类由第一组和第三组组成，属于城镇居民消费结构层次较低的地区，消费结构大多表现为传统的吃、穿、住、教育等支出。第二组和第四组构成第二类，属于城镇居民消费结构层次中等的地区，其消费结构比第一类趋于多样化，在交通通讯、文化娱乐和医疗保健消费等方面的支出有所上升。第三类由第五组构成，属于消费结构层次最高组，其在交通通讯、文教娱乐和医疗保健等方面的消费比重进一步加大。

总的来说，我国东部沿海经济发达地区和一些中西部较发达省份的城镇居民消费结构日趋合理，而广大中西部地区的城镇居民消费支出水平还有待进一步提高。

三、主成分分析

主成分分析要做的是将原来众多具有一定相关性的变量重新组合为一组新的相互无关的综合标量(主成分)来代替原始变量。我们选取消费构成的8个指标(食品、衣着、居住、家庭设备、交通通讯、文教娱乐、医疗保健、其他)，运用主成分分析方法将这8个指标综合成少数几个具有代表性的主成分综合指标，从保留的主成分综合指标入手来研究我国各地区城镇居民消费结构和消费水平。

根据主成分得分排名，总体上看，东部省市的综合主成分得分排名比较高，东部省份中有十省排在前十二名，且前十位占了九位，城镇居民的消费结构是否合理与当地的经济发展水平密切联系，东部地区经济发展水平较高，消费结构水平相对于中西部地区也较高;中部的`六省中仅内蒙古排在第八名，河南、湖南、湖北排在十五到十九名之间，而山西和江西两省则排在后十名，总体来说说明中部地区省份的城镇居民消费结构水平不高，低于大多东部地区;西部地区省份的排名总体相对更低，重庆、陕西、宁夏、四川、新疆五省排在十一名到十八名之间，甘肃、贵州、广西、云南、西藏、青海排在后十名，相对于于中东部地区，西部地区的城镇居民的消费差距巨大。

四、因子分析

因子分析是通过对变量(或样品)的相关性结构的研究，找出存在于所有变量(或样品)中具有共性的因素，并综合为少数几个新变量，把原始变量表示称少数几个综合变量的线性组合，以再现原始变量与综合变量之间的相关关系的统计分析方法。

我们同样选取了2013年各省市自治区的8项指标(食品、衣着、居住、家庭设备、交通通讯、文教娱乐、医疗保健、其他)，运用因子分析方法将指标综合成少数几个具有代表性的公共因子，从不同侧面来反映经济发展水平，通过对单个因子的综合来对各地区总的经济发展水平作出评价。

现在，我们选取3个因子。第一因子包括食品、家庭设备、交通通讯、文教娱乐及其他。第二因子包括衣着、医疗保健。第三因子为居住。

根据综合因子得分排名，东部地区省市的综合因子排名较高，前十名的省市中有九个位为东部地区，说明东部地区省市的总体经济发展水平较高;中部六省中的三省(内蒙古、湖南、山西)位于十名到二十名之间，说明中部地区省份的经济发展整体处于中等水平;西部地区省份的排名相对较低，而且比较分散，广西位于第十一名，宁夏、陕西、云南分别是第十六、十七、十八名，其余的西北七省排在倒数十名，从中也可以看出我国中、东、西部之间经济发展水平的差距仍然过大。

五、对我国城镇居民消费结构合理化的建议

第一、大力发展经济，提高居民收入。收入是影响消费的主要因素，因此提高居民的消费水平应从促进经济发展，提高收入着手。更多的收入能够使人们在满足物质需求的基础上，有权追求精神文化需求，从而实现消费结构的改善。

第二、优化产业结构。在调整产业结构方面，应稳定发展第一产业，重点调整第二产业，同时加快发展第三产业以满足居民消费结构的多样化。另外，既要大力开发高科技含量的“高精尖”产品，也不能忽视对物美价廉、经济实用产品的开发。多层次的产品结构才是适应我国城镇居民消费层次的客观要求。

第三、完善居民社会保障制度。社会保障制度不健全会限制居民边际消费倾向的提高，对未来预期的不确定性和对安全感的缺乏会导致居民有钱不敢花。例如近年来，我国城镇居民住房消费在居民总消费中的比重越来越大，但人们将收入大部分用于住房消费的同时，过高的房价又使得绝大多数人削减了在其他方面的消费支出。因此，必须健全社会保障制度，加大财政投入力度，从而提升居民的边际消费倾向，扩大消费需求。

地方政府财政支出与居民消费 第3篇

摘 要：从理论上说，地方政府财政支出对居民消费的影响效应有“挤入”与“挤出”之争。运用安徽省16个地级市面板数据，从总量和结构效应两个维度来实证分析地方政府财政支出对城乡居民消费的影响。结果表明：从总量效应看，地方政府财政支出对城乡居民消费均具有“挤入”效应，且对城镇居民消费的挤入效果更明显。从结构效应看，地方政府行政管理支出对城乡居民消费均具有“挤出”效应；医疗卫生支出对城乡居民消费均具有“挤入”效应；教育支出对城镇居民消费具有“挤入”效应，但是对农村居民消费的影响却不明显；社会保障支出对城乡居民消费的影响均不明显。

关键词：地方政府；财政支出；居民消费；影响效应

中图分类号：F812.7

文献标识码：A 文章编号：1672-1101（2015）04-0041-06

Abstract：In theory， the effect of fiscal expenditure impact on residents' consumption can be divided into two aspects： "crowding-in-effect" or "crowding-out-effect". Using the panel data of 16 cities from Anhui province， this paper analyses the influence of local government fiscal expenditure to consumption of urban and rural residents from the two dimensions of the total and structure effects. The results shows： from the total effect， local government fiscal expenditure has "crowd-in-effect" on the consumption of urban and rural residents， and the consumption of urban residents 'crowding-in-effect' is more obvious than that of the rural residents. From the structure effect， the administrative expenditure of local government has "crowding-out-effect" on the consumption of urban and rural residents； the health expenditure has "crowding-in-effect" on the consumption of urban and rural residents； education expenditure has "crowding-in-effect" on consumption of urban residents， but the impact on rural residents' consumption is not obvious； the effects of social security expenditure on bot the urban and rural residents' consumption are not obvious.

Key words：local government； fiscal expenditure； residents' consumption； effect

一、文献综述

近年来，内需已成为我国经济增长新的拉动力。为扩大内需、刺激居民消费，政府实施了积极的财政政策、增加财政支出，特别是民生方面的支出。在2014年底召开的中央经济工作会议上，政府又提出“继续实施积极的财政政策”，以此来释放消费潜力，从而“增强内需对经济增长的拉动力、使消费继续在推动经济发展中发挥基础作用”。财政支出与居民消费之间的关系，从影响方向上可以分为两类：一是财政支出促进了居民消费，即财政支出对居民消费具有挤入效应：二是财政支出抑制了居民消费，即财政支出对居民消费具有挤出效应。关于财政支出影响居民消费的效应，国内外学者进行了大量研究，但仍未得出一致的结论。

國外学者很早就开始研究财政支出对居民消费的影响。Bailey（1971）就通过研究发现公共部门提供的商品和服务挤出了θ（0<θ<1）单位的私人消费，财政支出与居民消费是替代关系，即财政支出对居民消费具有挤出效应[1]。Serletis 与Shahmoradi（2010）等认为财政支出与居民消费直接存在着一定的替代关系，财政支出对居民消费也具有挤出效应。而Devereu 等（1996）从财政支出对宏观经济的影响入手研究财政支出对居民消费的影响，研究发现财政支出对居民消费具有挤入效应。Monacelli 与Perotti （2006）、Ravn 等（2007）、Beetsma和Giuliodori（2011）等通过研究，都认为政府购买性支出增加会提高居民消费水平，即财政支出对居民消费具有挤入效应[2]。

国内学者对财政支出影响居民消费的效应也进行了大量的研究，这些研究大体上可以分为两个方面：一是研究财政支出影响居民消费的总量效应；二是研究财政支出影响居民消费的结构效应。

（一）财政支出影响居民消费的总量效应。李广众（2005）依据消费者最优选择理论来构建计量模型，运用1952-1978年与1979-2002年两个时期的样本实证分析政府支出与居民消费之间关系，结果表明：改革开放以来，政府支出与居民消费之间表现为互补关系[3]；张治觉和吴定玉（2007）、陈冲（2011）、胡永刚和郭新强（2012）等通过构建模型进行实证分析也认为财政支出对居民消费具有挤入效应[4-6]；胡永刚、郭长林（2013）通过动态随机一般均衡模型（DSGE），运用我国1996Q1—2011Q4的季度数据分析了财政政策对居民消费的影响，研究表明财政支出扩张会导致居民消费增加[7]。但另外的一些学者的研究结论却与上面的截然相反。黄赜琳（2005）通过构建一个三部门实际经济周期模型来我国研究改革开放后的经济，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[8]；申琳和马丹（2007）、方福前和孙文凯（2014）通过实证分析也认为政府支出对居民消费有一定的挤出效应[9-10]。

（二）财政支出影响居民消费的结构效应。储德银、闫伟（2009）运用1998-2007年我国31个省份的面板数据来实证分析地方政府支出与农村居民消费之间的关系，结果表明：地方政府财政支农支出對农村居民消费具有显著的挤入效应，而转移性支出与农村居民消费的相关程度并不明显[11]。陈冲（2011）经过实证分析认为政府投资性支出和民生性支出对居民消费产生挤入效应，而消费性支出产生挤出效应。刘小川、汪利锬（2014）运用乘数—加速数模型来研究政府支出对居民消费的影响，结果表明一般公共事务性支出对居民消费产生挤出效应，民生性政府支出对居民消费产生挤入效应，经济事务性支出对居民消费呈现为先挤入后挤出的“倒U型”效应[12]。武晓利，晁江锋（2014）利用动态随机一般均衡（DSGE）模型框架来研究财政支出结构对居民消费率的影响，指出政府消费性支出在长期内挤出居民消费，而投资性支出在长期内对居民消费具有挤入效应，服务性支出和转移支付能有效挤入居民消费[13]。

上述研究文献，特别是国内文献，对财政支出影响居民消费效应的研究都是基于全国层面的研究，很少具体研究某个地方政府财政支出对居民消费的影响（李广众、黄赜林、胡永刚等）。由于在现行的政府财政支出里，除国防和外交支出需中央承担外，其它支出都是由中央和地方共同承担，或者是地方独自承担。其中如教育支出，医疗卫生支出和社会保障支出等有关民生的支出都由中央和地方政府共同承担，并以地方政府为主。因此，单独研究某个地方政府财政支出对居民消费的影响很有必要。同时，在研究财政支出影响居民消费效应时，有的学者没有考虑到我国城乡二元结构的特殊性（陈冲等）；或者考虑到了这种特殊性，但没有同时研究财政支出影响城乡居民消费效应，并分析两者之间的差异（储德银等）。基于此，本文通过构建面板模型，以安徽省16个地级市为样本，从总量和结构效应两个视角来实证分析安徽省地方政府财政支出对城乡居民消费的影响，研究地方政府财政支出总量和各类支出项目对城乡居民消费的“挤入”与“挤出”之争，并分析了地方政府财政支出对城乡居民消费影响效应之间的差异。本文随后部分的安排结构如下：第二部分阐述地方政府财政支出影响居民消费的作用机制；第三部分构建地方政府财政支出影响居民消费的模型；第四部分实证估计安徽省地方政府财政支出影响居民消费的结果并进行分析；最后就是本文的主要结论和政策建议。

二、地方政府财政支出影响居民消费的作用机制

本文利用凯恩斯的国民收入决定理论来分析地方政府财政支出影响居民消费的作用机制。在这里不考虑各地区之间的经济结构差异和国内产业分工情况，同时假定该地方政府辖区为一个封闭的经济，则引入的收入决定模型为：

依据经济性质的不同，地方政府财政支出可分为购买性支出和转移性支出。首先，购买性支出直接作用于生产和就业，购买性支出的增加会直接增加社会总需求，在社会总供给小于总需求或经济没有达到充分就业时，社会总供给也随之增加、就业增加，居民可以选择更好的就业机会或更多的人获得就业机会，使得居民收入增加。在其他条件不变的情况下，居民收入的增加导致居民消费的增加，即G↑→AD↑→S↑、就业↑→Y↑→Yd↑→C↑；其次，转移性支出直接作用于收入分配，当增加转移性支出时，如社会保障支出，通过分配和再分配使居民可支配收入提高，从而促进居民消费，即TR↑→Yd↑→C↑。

上面是分析了财政支出对居民消费的总体影响，由于不同支出项目影响居民消费的作用机制不同，因此就有必要分析各支出项目影响居民消费的作用机制，即财政支出对居民消费的结构影响。第一，行政管理支出与居民消费。行政管理支出是政府履行行政管理这一基本职能发生的支出，政府通过行政管理来维持生产和生活秩序，为企业与居民提供稳定安全的生产和生活环境，有利于社会经济发展和促进居民消费。当行政管理支出规模过大时，就意味着政府规模的扩张和干预程度的加强，此时政府就可能过度干预市场，存在“越位”可能。政府的过度干预可能引起市场机制扭曲，从而抑制了居民消费；第二，教育支出和居民消费。政府教育性经费支出直接影响着教育水平的提升与劳动力素质的高低，而劳动力素质的高低又直接影响着劳动者工资水平的高低。政府通过增加教育支出改善学校基础设施、引进优秀人才等，来提高学校的师资水平和教学质量，从而提升劳动者的受教育水平，提高劳动者的专业技能和素质。劳动者专业技能和素质提升后，可以为企业创造更大的价值，劳动者的工资待遇水平也会提升，从而促进了劳动者的消费水平；第三，社会保障支出和居民消费。一是社会保障支出具有收入再分配功能，直接增加居民可支配收入，从而促进居民消费，二是社会保障支出的增加，可以减少居民预期支出的不确定性，从而间接提高居民消费愿望；第四，医疗卫生支出和居民消费。政府通过增加医疗卫生支出，来提升医疗服务水平和医疗保障水平，从而提高了居民的健康水平，而健康对工资率有显著影响（田艳芳，2013）。因此，居民好的健康水平促进了收入水平的增加，从而进一步促进了居民消费。

三、模型构建和数据说明

（一）模型构建

本文在消费者最优选择理论的框架下，借鉴储德银（2009）、睢党臣（2012）、邹红（2014）等文献的思路，构建以居民消费为被解释变量，地方政府财政支出为核心解释变量的面板数据模型。考虑到居民收入对居民消费有着重要影响，为了提高模型估计结果的精确性和科学性，故将居民收入也加入到模型中，具体的实证分析模型如公式（4）所示：

模型（4）为地方政府财政支出影响城乡居民消费总量效应的模型。其中，下标i和t分别表示第i个地级市和第t个时期，c表示城乡居民人均消费水平，y表示城乡居民人均收入水平，zc表示人均财政支出，且为了减少变量的波动性，对所有变量做对数处理。

考虑到本文还要分析地方政府财政支出影响居民消费的结构效应，根据前文的理论分析，用人均行政管理支出、人均教育支出、人均社会保障支出和人均医疗卫生支出来代替模型（4）中的人均财政支出变量，实证分析模型如公式（5）所示：

模型（2）为地方政府财政支出影响城乡居民消费结构效应的模型。其中，下标i和t分别表示第i个地级市和第t个时期，xz表示人均行政管理支出，jy表示人均教育支出，sb表示人均社会保障支出，yl表示人均医疗卫生支出，所有变量做对数处理。

（二）数据说明

本文的分析样本为安徽省16个地级市，时间跨度为2008-2013年。由于安徽省2011年进行了行政区划改革（撤销巢湖市），为了保证数据的完整性，本文将巢湖市2011年之前每年的数据并入到合肥市处理。本文所有原始数据均来源于《安徽省统计年鉴》（2009-2014），为了增强实证结果的可信度和科学性，所有数据用消费者价格指数进行平减（2008=100）。模型中的各类财政支出的人均变量是指某地级市的该类财政支出总量除以该市的户籍人口数的数值，如人均财政支出就是通过某地级市的财政支出总量除以该市的户籍人口总数得到，其中行政管理支出用一般公共服务支出来代替。各变量的统计特征如表1所示。

四、实证估计结果及其分析

（一）地方政府财政支出影响居民消费的总量效应

1.地方政府财政支出影响城镇居民消费的总量效应

由于本文仅仅分析安徽省内的情况，本文认为固定效应模型在理论上比混合回归模型和随机效应模型更适合。同时根据协方差分析检验，本文最终选取固定效应变截距面板模型来实证分析地方政府财政支出影响城镇居民消费的总量效应，实证估计结果如表2中（1）列所示。

从估计结果可知：首先，人均财政支出的系数显著为正，说明安徽省地方政府财政支出促进了城镇居民消费，即地方政府财政支出对城镇居民消费具有“挤入”效应；其次，人均财政支出的回归系数为0.182 7，说明在其它条件不变的情况下，人均财政支出增加一个百分点，城镇居民人均消费平均增加0.182 7%；最后，城镇居民人均收入和人均消费同方向变化，且城镇居民人均收入增加一个百分点，其人均消费平均增加0.457 9%。

2.地方政府财政支出影响农村居民消费的总量效应

通过协方差分析检验，本文选取固定效应不变系数面板模型来实证分析地方政府财政支出影响农村居民消费的总量效应。实证估计结果如表2中（2）列所示。根据实证估计结果可知：人均财政支出的回归系数为0.089 6，且在10%的显著性水平下通过了t检验，说明在其它条件不变的情况下，人均财政支出增加一个百分点，农村居民人均消费平均增加0.089 6%。这意味着安徽省地方政府财政支出对农村居民消费具有促进作用，即地方政府财政对农村居民消费也具有“挤入”效应。同时，农村居民人均收入也促进了其消费水平，在其它条件不变的情况下，农村居民人均收入增加一个百分点，其人均消费平均增加0.657 4%。

3、地方政府财政支出影响城乡居民消费总量效应差异的分析

根据表2中的估计结果可知，地方政府财政支出对城乡居民消费都具有“挤入”效应，但是挤入的程度却不相同，地方政府财政支出对城镇居民消费的挤入程度高于其对农村居民消费的挤入程度。本文认为这是由于公共服务非均等化造成的。当前，安徽省基本公共服务的非均等化问题比较突出，并由此使地区间、城乡之间、不同群体之间在基础教育、公共医疗、社会保障等基本公共服务方面的差距逐步拉大。城镇居民享受到的公共服务高于农村居民享受到的，这就使的政府增加财政支出时，城镇居民得到的优惠多于农村居民的，从而更能够促进城镇居民的消费。同时也可以得知，城乡居民人均收入的消费弹性也不相同，城镇居民人均收入的消费弹性小于农村居民的消费弹性，即农村居民人均收入的增加更能促进其消费水平的增长。本文认为这主要是由于农村居民的收入水平低于城镇居民的，导致农村居民的消费水平也低于城镇居民的。当居民收入水平上升时，农村居民会更多将收入用于消费，来提高自己的生活水平。

（二）地方政府财政支出影响居民消费的结构效应

本文除了分析安徽省地方政府财政支出影响居民消费的总量效应外，还分析地方政府财政支出影响居民消费的结构效应。由于本文在分析地方政府财政支出影响居民消费结构效应时的样本时期跨度较短，而且时期较短的原因是我国在2006年进行了政府收支分类改革，安徽省从2007年开始实施新的收支口径，从而使得样本只能从2007年开始，这种客观原因是无法克服的。因此，本文采用混合堆积回归的形式实证分析地方政府财政支出影响居民消费的结构效应。也正因如此，本文仅能运用OLS对模型（5）进行实证估计，实证估计结果如表3所示。

根据表3的实证估计结果可知：首先，人均行政管理支出的回归系数分别为-0.174 9、-0.079 6，且在5%的显著性水平下均通过了t检验，说明在其它条件不变的情况下，人均行政管理支出增加1%，城乡居民人均消费分別减少0.174 9%、0.079 6%，即地方政府行政管理支出对城乡居民消费均具有“挤出”效应。本文认为这是由于行政管理支出是非生产的消耗性支出，在政府预算规模不变的情况下，行政管理支出增加必然会减少其它方面的支出，如社会保障、教育和医疗卫生等民生性支出，从而不利于增加居民消费。同时，政府行政管理支出规模扩大，意味着政府规模的扩张和干预程度的加强，此时政府就可能过度干预市场，存在“越位”可能。政府的过度干预可能引起市场机制扭曲，从而抑制了居民消费。其次，人均教育支出的回归系数分别为0.199 4、-0.052 2，且前者在1%的显著性水平通过了t检验，而后者没有通过t检验，这意味着地方政府教育支出对城镇居民消费具有“挤入”效应，但是对农村居民消费的影响却不明显。再次，人均社会保障支出的回归系数均没有通过t检验，说明地方政府社会保障支出对城乡居民消费的影响均不明显。本文认为这是因为安徽省的社会保障制度还不够完善，不能降低居民的预期支出的不确定性，从而导致社会保障支出对居民消费的影响不明显。最后，人均医疗卫生支出的回归系数分别为0.299 8、0.237 4，且在1%的显著性水平下通过了t检验，说明在其它条件不变的情况下，人均医疗卫生支出增加1%，城乡居民人均消费分别增加0.299 8%、0.237 4%，即地方政府医疗卫生支出对城乡居民消费均具有“挤入”效应。本文认为这是因为政府增加医疗卫生经费的投入，有利于提高医疗服务和医疗保障，从而提高居民的健康水平，好的健康水平促进了工资收入水平的上升，从而引起居民消费水平的提高。

五、主要结论和政策建议

本文运用安徽省16个地级市面板数据，从总量和结构效应两个维度来实证分析地方政府财政支出对城乡居民消费的影响。结果表明：從总量效应看，地方政府财政支出对城乡居民消费均具有“挤入”效应，且对城镇居民消费的挤入效果更明显。从结构效应看，地方政府行政管理支出对城乡居民消费均具有“挤出”效应；医疗卫生支出对城乡居民消费均具有“挤入”效应；教育支出对城镇居民消费具有“挤入”效应，但是对农村居民消费的影响却不明显；社会保障支出对城乡居民消费的影响均不明显。

基于以上实证分析与结论，本文给出如下政策建议：一是进一步增加安徽省地方政府的财政支出总量。近年来安徽省地方政府财政支出总量逐年递增，由2000年的3 224 688万元增加到2013年的43 496 871万元，年均增长率22.16%。同时2014年底召开的中央经济工作会议也明确要求“继续实施积极的财政政策”，基于本文的实证结论，安徽省应进一步增加财政支出以促进城乡居民消费水平的提升。同时，安徽省还应进一步优化财政支出结构，减少行政管理支出，增加教育、医疗卫生等方面的支出。安徽省行政管理支出由2008年2 341 531万元增加到2013年4 691 511万元，年均增长率为40%；教育支出由2008年2 862 557万元增加到2013年7 365 882万元，医疗卫生支出由2008年1 038 442万元增加到2013年3 617 987万元，年均增长率分别为51.46% 、69.68%，两者的增长率均超过了行政管理支出的增长率。根据实证结论，行政管理支出抑制了居民消费，而教育、医疗卫生支出则促进了居民消费，因此安徽省应进一步减少行政管理支出，增加教育、医疗卫生等方面的支出，以此来控制“三公”消费，促进大众消费，让消费积涓成流。

二是应加大财政在社会保障方面的支出，完善社会保障体系。安徽省社会保障支出由2008年的2 282 005万元增加到2013年的5 336 402万元，年均增长率为46.77%，不足同期的财政支出增长率52.82%。依据本文的实证结论，社会保障支出对城乡居民消费的影响均不明显。基于此安徽省应进一步加大社会保障支出力度，完善社会保障体系，提高城乡居民基本医保、基本养老金与农村五保供养等补助标准，真正做到“多些雪中送炭，更加注重保障基本民生，更加关注低收入群众生活”，以此来降低居民预期支出的不确定性。

三是应大力发展经济以提高居民的收入水平，缩小城乡居民收入差距。本文的实证结论表明收入也是影响城乡居民消费的重要因素，因此安徽省应大力发展经济，加快产业结构升级，将经济工作的着力点放到转方式调结构上来，努力保持经济稳定增长，从而促进居民收入水平的提升。同时，安徽省还应切实解决好“三农”问题，坚定不移的加快转变农业发展方式，大力推进农业现代化，完善强农惠农政策，持续增加农民收入，持之以恒强农业富农村惠农民，缩小城乡居民收入差距。

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城镇居民消费支出 第4篇

改革开放30多年来,我国国内生产总值显著提高,已跃居世界第二大经济体,市场经济发展深入推进,人民生活水平得到大幅度改善,居民收入也有很大增加。作为社会总需求最重要组成部分的消费,直接影响到整个国家经济增长的速度和质量。而当前在我国拉动经济增长的“三驾马车”中,居民消费增长缓慢,严重影响着我国经济的持续快速发展。本文选取我国城镇居民家庭消费为研究对象,以1998年至2013年的数据为支撑,对影响城镇居民消费的因素进行系统分析,并根据分析结果提出可行性见解,为政府和企业部门合理进行宏观调控、适时调整居民消费结构、提高消费质量提供帮助,以便更好地满足人民日益增长的物质和文化生活需要。

在现实生活中,影响居民消费支出的因素很多,本文选取城镇居民收入水平、当年储蓄存款利率水平、城镇CPI三个指标对其进行分析。个人认为,城镇居民收入水平对消费水平具有决定性意义———收入的增加意味着人们具有更强的购买能力,进而带动消费量的增加;当年储蓄存款利率水平———利率的升降会影响人们对现在消费与未来消费的偏好;城镇CPI———因为对于占全民消费总量比例日益增加的正常品与奢侈品来说,替代效应大于收入效应,所以对商品年的需求量(即消费量)会与价格成反向变化。

2模型的具体形式和检验

由于线性回归模型较为简单,且在符合古典假定的条件下,对参数的最小二乘估计满足参数估计的准则即无偏性、有效性(即最小方差性)和一致性,因此我们首先将模型设定为多元线性回归模型,即:

用最小二乘法对模型进行估计,输出结果如下:

上述回归结果是在模型满足古典假定的基础上得出的,然而由于经济变量的复杂性,在实际生活中这些假定不一定都能满足,因而我们需要详细讨论模型是否真正满足古典假定。这主要是变量的多重共线性检验。

通过相关系数矩阵,我们可以发现X1与X2之间存在着高度负相关性。对于这种现象,我们的解释为利率上升意味着人们会将收入中的大部分存起来,这样城镇居民可以用来支配消费的收入就会减少,居民消费量就会有所下降。既然X1与X2之间存在高度负相关性,就需要对模型进行修正。运用OLS方法逐一求Y对各个解释变量的回归,通过三个回归结果的比较,我们仍然选择最初的模型,即不剔除任何变量。

所以,我们可以确定该模型为:

3对策

当前我国城镇居民消费支出受多方面因素的影响,政府应采取切实可行的政策加强国家宏观调控,刺激消费,带动内需,进而拉动我国经济的持续快速健康发展。

3.1收入是消费的前提和根本

各级政府应千方百计增加居民收入,通过调整相关的居民收入分配政策,从而改变低工资的制度,提高居民收入以带动消费,将人们的消费能力转换为现实。

3.2储蓄存款利率应适时降低,降低城镇居民储蓄的欲望

通过降低储蓄存款利率,可以使居民用来存款的收入相应减少,增加居民用来消费的收入,从而增加居民消费量,拉动内需,促进经济增长。

3.3稳定物价,避免通货膨胀或紧缩

物价水平的高低,直接关乎着城镇居民的生活,也影响着居民消费量。因此,各级政府应将城镇居民消费价格指数稳定在合理区间,使消费者能够增加消费量。

摘要：消费在经济增长中发挥着重要作用,而目前我国消费水平低、增长缓慢,影响了我国经济的持续快速健康发展。本文以城镇居民为研究对象,选取了影响城镇居民消费支出的因素进行实证分析,并根据分析结果提出了针对性见解。

关键词：城镇居民,消费支出,影响因素,对策

参考文献

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财政支农支出对农村居民消费的影响 第5篇

一、引言

我国的居民消费水平是受多种因素的影响，农村居民的消费除了受自身消费能力和观念的影响外，也受到财政支农支出的影响，农村居民消费支出占总消费支出不到30%，但农村人口却占总人口的50%以上，因此分析和研究农村居民消费至关重要，本文从中国财政支农支出和农村居民消费现状切入，分析财政支农支出对农村居民消费的影响，以及为如何提高农村居民消费水平，提出了政策建议。

二、中国财政支农支出与农村居民消费现状

(1)财政支农支出的现状。财政支农支出指政府通过对农村税收、财政投入及财政补贴等一些财政政策对农村农业进行管理和鼓励，达到巩固农业的基础地位。值得指出的是，财政支农支出跟财政农业支出是两个层次概念，支农支出只是农业支出的部分，财政支农支出是由固定资产投资、农业综合开发资金、支援农业生产支出，扶贫资金及科技投入等组成的，并且政府对财政支农支出在财政支出的对应项目随着时间也有一定程度的变更。

我国对财政支农支出的投入规模总体呈上升趋势，如我国从1978年到2010年，32年里，财政支农支出由75.95亿元增长到8129.58亿元，投入增加了106倍，由此看出我国对于农业的重视程度的增加。但是我国的财政支农支出投放比例并不是稳定呈上升状态，在1978年至1985年，由于社会不稳定，财政支农支出在财政支出的比重有所下降。而在1986年至2003年时间段内，财政支农支出投入相对浮动，总体而言，在1978年到2003年间，财政支农支出在财政支出的占有比率在5%至7%之间上下浮动。而2004年到2010年的几年时间内，由于我国对于三农政策的重视，支农支出投入一直稳定上升，在2010年比重达到9.05%。

(2)我国农村居民的消费状况。虽然我国对于农业投入不断上升，但是我国农村消费发展状态呈低速增长，其增加速度长期低于城市和全国平均水平，导致农村居民消费在社会总消费中的比重相对下降。用恩格尔系数(EC)即消费水平指标来表达，恩格尔指的是食品支出总额占个人消费支出总额的比重，比重越低，说明生活水平不断上升。而我国农村居民消费在1978-1982年，EC大于0.6，在1983-1997年，EC在0.5至0.6之间，1998-2005，EC在0.45至0.5之间小幅度波动，而2006年至今，EC在0.43之间上下波动。从此可以得出，我国农村居民生活水平在不断提升。

三、我国农村财政支农支出对于农村居民消费的影响

(1)不同财政支农支出投入类型对居民消费的影响。农村财政支农支出一般根据结构划分为三类，第一类指农村投资性支出，这类支出是政府对农村经济建设的支出，其目的是加强农业基础设施和生态建设以及支援农村集体各项生产，包括了农业支出和林业支出。第二类农村消费型支出，指政府事业部门的消费支出。第三类型为农村转移性支出即社会保障补助性支出和政策补贴支出等。根据数据《我国统计年鉴》及《中国人口和就业统计年鉴》，以及部分补充数据《新中国五十五年统计资料汇编》，利用农村财政支出结构对农村居民消费的回归方程，根据F检验和Hausman检验，可以得出，农村财政投资性支出挤入农村居民消费，显示农业生产要素数量和生产率的提高有效提高了农业产量和农村居民收入，财政消费型支出虽然对农村居民消费挤入效果不高，但其依然降低了农村居民的成本，提高了农村居民消费的纯收入，而财政转移性支出因其间接地补贴了农村居民用于消费的纯收入，提高了农村居民的消费水平。总体来看，我国财政支农支出对农村人均居民消费具有挤入效应，即政府支出的正价引起居民消费的提高。

(2)财政支农支出对居民不同消费层面的影响。财政支农支出结构的三个类型对于居民在不同方面的消费影响是不同的，对于在居民居住消费支出方面，财政转移性支出的挤入效果是最大的，其后依次为投资性支出和消费性支出;而在农村居民通讯、文化教育和医疗保健方面，财政投资性支出和转移性支出的挤入效果明显，消费型支出次之;对于农村居民家庭衣食及家庭设备等支出，财政投资性支出对其影响最为明显，其后依次为转移性支出和消费型支出。总体而言，对农村居民消费结构的影响，财政投资性和转移性影响均较大，而非产性的消费型支出对其均较小。

四、关于财政支农支出的建议

(1)完善农村保障体系。目前我国农村保障体系虽相对于来讲有所完善，但由于农村居民因病致贫或返贫的现象是依然存在的。就医费用一直影响居民消费，因此需要进一步加强农村新型合作医疗制度，从根本上减轻农村居民的就医压力。而对于农村养老体系，应加快并全面推广养老保险制度，并积极探索利用土地或其他固定资产做担保的养老保险，使农村养老保险制度多元化，普及化。

(2)加强农村基础设施的建设。政府应积极加强农村公路、水电及通信设施等方面的建设，公路的畅通可以保障在流通过程中的流通质量，减少损失和成本。通信设施可以提高农村的信息化水平，为居民提供全面的信息，为生产提供更多的途径，有利于提高农村居民消费水平。除此之外政府应积极增加农村财政投资性投入和转移性投入的规模，进一步优化农村居民生产和生活条件，提高居民消费水平。

五、结语

本文通过分析财政支农支出的结构，以及分析了财政支农支出和农村居民的消费现状，得出了财政支农支出对农村居民消费具有挤入效应。其中以政府财政投资性投入和转移性投入最为明显，其次为消费性投入，积极的增加财政支农支出的投入，特别是财政投资性投入和财政转移性投入，可以使居民的收入增加，从而在一定程度上提高农村居民的消费水平。

(三)扩大金融领域的开放

1.进行人民币跨境结算的试点

2009年4月8日，国务院决定在上海市和广东省广州、深圳、珠海、东莞4城市先行开展跨境贸易人民币结算试点工作，境外地域范围暂定为港澳地区和东盟国家。2009年7月，《跨境贸易人民币结算试点管理办法》出台，迈出了人民币跨境结算的关键一步。2009年9月，中国国债首次在大陆以外的地区发行，对于推进香港发展人民币离岸中心起到了积极作用。

2.扩大外资金融机构经营的业务范围

2009年5月，中国首次向外资企业发行人民币证券敞开大门，汇丰银行、东亚银行成为第一批在港发行人民币债券的外资银行。6月1日，中国精简了对于外资的审核程序，放宽了对于外资机构从事金融信息服务的条件限制。12月18日，中国保险监督管理委员会发布《关于外资保险公司设立营销服务部有关事宜的复函》，允许外资保险公司设立营销服务部。2012年，国家出台了一系列政策，加大了金融领域的对外开放力度。3月29日，国家发改委发布公告宣布2012共核定240亿美元外资银行中长期外债规模，并选取汇丰银行、德意志银行、摩根大通银行、花旗银行、三井住友银行、东亚银行等6家银行进行试点。这是中国官方第一次公开外资银行外债额度。

3.有效利用境内外资本市场

2009年9月29日，国家外汇管理局颁布《合格境外机构投资者境内证券投资外汇管理规定》。规定单个合格投资者申请投资额度每次不得低于5000万美元，累计不得高于10亿美元(之前为8亿美元)，合格投资者应在每次投资额度获批之日起6个月内汇入投资本金。在2011年颁布的《以人民币计价的外国直接投资结算业务管理条例》(中国人民银行，2011年10月14日)以及《基金管理公司、证券公司人民币合格境外机构投资者境内证券投资试点办法》(中国证监会、中国人民银行、国家外汇管理局，2011年12月16日)的基础上，中国证监会先后批准了21家试点机构的人民币合格境外机构投资者(以下简称RQFII)资格，并不断扩大RQFII投资额度，允许试点机构将投资额度用于发行人民币A股ETF产品，投资于A股指数成份股并在香港交易所上市。同时，试点机构的RQFII产品也已获得香港证监会批准，部分产品已开始投资境内证券市场及银行间市场。2012年4月3日，中国证监会、中国人民银行及国家外汇管理局决定新增合格境外机构投资者(QFII)投资额度500亿美元，总投资额度达到800亿美元。2012年5月24日，发展改革委、商务部、外交部、科技部、工业和信息化部、财政部、人民银行、海关总署联合发布《关于加快培育国际合作和竞争新优势的指导意见》，提出有效利用境内外资本市场，支持有条件的企业境内外上市;允许符合条件的企业通过发行债券(包括可转换债券)方式到国际金融市场融资。适时启动境外企业到境内发行人民币股票试点。④2012年10月11日，中国证监会颁布第86号令，将外资在合资证券公司中的股份限额从33%提高到49%。

二、上海自由贸易试验区总体方向探索

(一)建设中国(上海)自由贸易试验区的战略意义

1.提高中国开放型经济水平的必要手段

2012年11月8日，胡锦涛同志在党的十八大报告中强调指出：“全面提高开放型经济水平。适应经济全球化新形势，必须实行更加积极主动的开放战略，完善互利共赢、多元平衡、安全高效的开放型经济体系。”⑤党的十八大报告为中国进一步扩大对外开放指明了正确的目标和方向。2013年3月，习近平同志在莫斯科国际关系学院发表重要演讲，强调建立以合作共赢为核心的新型国际关系。他指出，当今世界，和平、发展、合作、共赢成为时代潮流，一大批新兴市场国家和发展中国家走上发展的快车道，各国相互联系、相互依存的程度空前加深，人类依然面临诸多难题和挑战。今天的人类比以往任何时候都更有条件朝和平与发展的目标迈进，而合作共赢就是实现这一目标的现实途径。在此背景下，中国如何适应经济全球化新形势，实行更加积极主动的开放战略，建立以合作共赢为核心的新型国际关系对于中国进一步扩大对外开放，成功实施经济转型具有十分重要的意义。因此，建设中国(上海)自由贸易试验区不仅是中国顺应全球经贸发展新趋势，更加积极主动对外开放的重大举措;而且有利于培育我国面向全球的竞争新优势，构建与各国合作发展的新平台，拓展经济增长的新空间，打造中国经济“升级版”。

2.培育带动区域发展开放高地的阶段性要求

党的十八大报告提出：“创新开放模式，促进沿海内陆沿边开放优势互补，形成引领国际经济合作和竞争的开放区域，培育带动区域发展的开放高地。”⑥2013年3月，李克强同志在江苏、上海考察时也指出，要立足内需，面向世界，生根亚太，吸引更多的跨国公司地区总部、运营中心来华落户，推进新一轮对外开放。引进来要放宽领域特别是服务业领域，走出去要注重形成研发、品牌、营销相结合的综合优势，在扩大开放中拓展发展空间，用倒逼机制推动转型升级。

一方面，要吸引更多的跨国公司地区总部、运营总部进入中国，必须以国民待遇为外资准入管理的基本原则，加强长三角、珠三角、环渤海等沿海地区对外开放的深度，通过自由贸易区进行试点，率先达到全球投资规则的要求，获得经验后在全国推广。另一方面，在国际投资规则的谈判中，我们必须遵循对等原则。中国要培育本土跨国公司，必须通过加入TPP参与全球投资规则的制定，在知识产权保护等方面遵循对等原则，从而为本土跨国公司建立相应的投资规则保护，避免本土跨国公司在东道国受到歧视，为中国企业走出去奠定基础。

目前，全球经贸格局发生演变，美式高标准主导全球投资规则的制定。中国(上海)自由贸易试验区的建立将率先推行准入前国民待遇、负面清单，进行外商投资管理体制的改革，在开放体制上率先取得突破。这对于加快完成中美双边投资协定的谈判，对于中国加入TPP，进而参与全球投资规则的制定都具有十分重要的意义。

3.加快上海国际金融中心建设和本土跨国公司基地培育的需要

城镇居民消费支出 第6篇

钟婷（1982.09-），女，汉，湖南省岳阳市，讲师，财政学硕士，云南师范大学经济与管理学院财政学专业。

摘要：本文在己有研究的基础上，以经济学理论为指导，结合相关的统计数据资料，建立回归模型，进行科学的归纳整理，分析江西省财政支出结构与居民消费的关系。从财政支出结构入手，选取经济建设类支出，社科文卫类支出，行政管理类支出和社会保障类支出四个项目，来研究财政支出结构与居民消费之间存在的关系，从而为江西省优化财政支出结构以增加居民收入、促进居民消费，提供借鉴与参考。

关键词：财政支出；居民消费；回归分析

一、数据的选取

本文主要分析的是江西省财政支出对城乡居民消费的影响，根据统计年鉴的划分，将财政支出结构按照支出的职能将其划分为四类，分别是经济建设类支出、科教文卫类支出、社会保障类支出、行政管理类支出。其中选取《江西省统计年鉴》2005年—2013年的相关数据。

四、实证结论与政策建议

根据实证结果，得知江西省财政支出机构变量中的经济建设类支出、社科文卫支出、社会保障支出、行政管理费用支出对城乡居民消费增长起到的作用是不一样的。可见，要拉动居民消费，主要在对居民消费产生正相关的变量上进行优化，使得变量对居民消费产生挤出作用。具体的政策建议主要有以下几个方面。

首先，经济建设类支出对于江西省城镇居民消费和农村居民消除的边际消费弹性分别是0.149和-1.013，即经济建设类支出每增加1%，会使城镇居民消费水平上升0.149%，使农村居民消费水平下降1.013%。由于江西省对于城镇发展方面的投入比较大，用于城镇的基础设施建设，交通运输方面的支出更多，而基础设施由公共产品来完善，这也就必然降低了城镇居民自己在此项目上的消费，间接的促进了其消费。因此建议政府合理利用财政资金，在对城镇经济建设投入的同时，也应当重点加大对农村的基础设施建设的投入。这样一方面能够刺激需求，带动农村经济的发展，提高农村人口收入。另一方面加大经济建设类支出具有正的社会效益，缩小城乡差距，增加居民收入。

其次，社科文卫支出对城乡居民的边际消费弹性分别是0.095和2.107，两者的弹性系数都是正的，即每增加1%的社科文卫类的支出，可以使城乡居民消费水平分别上升0.095%和2.107%。对于社科文卫类支出而言，它对农村居民消费的促进作用大于对城镇居民。根据本文的实证结果，江西省应当更多的注重对农村方面的投入。农村的科教文卫水平远远低于城镇，农村在这些方面的投入不够，会阻碍农村经济的发展，进而影响农村居民的收入水平。因此应加大对农村科教文卫方面的支持力度，以达到促进农村经济发展，提高农村居民消费能力的作用。

再次，社会保障支出对城乡居民的边际消费弹性分别是0.891和0.073。即社会保障支出每增加1%，就会使城乡居民消费总水平分别上升0.891%和0.073%。说明社会保障类支出对于居民消费的影响具有促进作用，社会保障类支出对于城镇居民消费的作用则要大于农村居民。因此，当政府的社会保障类支出增加时，居民会因为各种社保基金和材质补贴来增加预期收入，同时还可以节省在教育、医疗、住房等方面的支出，从而增加其在其他方面的支出。所以，在今后的政策规划中，我们不仅要继续加大对社会保障支出方面的投入，同时还要重点完善好社会保障体系制度。

最后，行政管理费用的边际消费弹性对城乡居民而言都是负数，分别为-0.157和-0.989，即行政管理费用支出每增加1%，就会使城乡居民消费分别下降0.157%和0.989%。行政管理费用支出作为财政支出的一个重要部分，也同样的关系着社会资源的合理配置。虽然江西省行政管理支出在绝对量上有进行控制，但相比其他省份江西省政府应减少行政服务支出占比，合理控制并优化行政服务支出，使其即有利于政府基本行政管理职能的发挥，又有利于提高财政资金的使用效率。另外根据实证结果表明，在优化行政服务支出的同时，应加大对农村行政服务支出的倾斜力度，从而促进城乡居民消费公平的目标实现。（作者单位：云南师范大学）

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城镇居民消费支出 第7篇

1 模型设定

根据凯恩斯的静态消费函数理论模型, 消费与收入之间有着很强的相关性, 函数表示为y=f (x) 。根据理论和对实际的分析可得, 城镇居民人均消费性支出Y依赖于人均可支配收入X1以及X2消费价格指数的变化, 因此我们设定回归模型为:

其中β0, β1, β2为待估参数, 且β0, β1, β2均大于0, ui为随机误差项。

2 数据分析

1995～2008年, 安徽省城镇居民人均消费性支出依次为3 161.41、3 282.47、3 693.5、3 777.41、3 901.81、4 232.98、4 517.7、4 736.5、5 064.32、5 709.67、6 367.67、7 294.73、8 531.9、9 524 (元) ;城镇居民家庭人均可支配收入依次为3 778.86、4 493.92、4599.27、4 770.47、5 064.64、5 293.55、5 668.8、6 032.4、6 778.03、7511.43、8 470.68、9 771.05、11 473.58、12 990 (元) ;城镇居民消费价格指数依次为115.9、110.1、101.9、100.3、97.6、100.9、100、99.1、101.8、104.3、101、101.4、105.3、106。 (数据来源于安徽省统计年鉴和中国统计年鉴)

(1) 利用上述数据, 根据模型假设Yi=β0+β1X1i+β2X2i+ui, 利用Eviews对数据进行OLS估计, 可以得到:

尽管R2=0.997 232, 数据拟合很好, β2为负值, 即支出与价格指数成反向变化关系, 符合实际情况。同时对模型进行显著性检验, 模型通过F检验;但在进行t检验时, β2的t=-0.632003

(2) 上述模型通不过T检验, 设定重新回到原始的凯恩斯消费理论下的消费函数:

根据模型假设Yi=β0+β1X1i+ui, 其中β0, β1为待估参数, 可以理解为凯恩斯消费函数中的自发性消费和边际消费倾向, 且β0, β1均大于0, ui为随机误差项。

重新利用对数据进行OLS估计, 得到:

1) 拟合优度检验。由图可知R2=0.997132, Adjusted R-squared=0.996 893, 十分接近于1, 表明模型对样本数据的拟合优度高。

2) 显著性检验

F检验

提出检验的原假设为

对立假设为H1:至少有一个β1不等于0;

可知β1的F-statistic=4 171.938, 对于给定的显著性水平α=0.05, 查处分子自由度为1, 分母自由度为12的F分布上侧分位数F0.05 (1, 12) =4.75。由于F>F0.05 (1, 12) , 总体回归方程是显著的, 即城镇居民的消费支出与可支配收入存在显著的线性关系。

t检验

提出检验的原假设为H0:β1=0 i=1, 2得t统计量为

对于给定的显著性水平α=0.05, 查出自由度为12的t分布双侧分位数t0.025 (12) =2.18。当t>t0.025 (12) 时, 否定原假设。那么从数据可知城镇居民的消费支出与可支配收入存在显著的线性关系。

3) 计量经济检验自相关性检验

如给出α=0.05, 由于k=1, T=14, 查DW检验临界值表得d1=1.045, du=1.350。因du

3 分析与对策

从模型可见, 消费支出随收入的增加而增长, 而其中有近30%的收入用于储蓄, 应付未来支出的需要, 如养老、住房、教育等问题, 提出以下改进措施:

(1) 完善社会保障制度, 提高居民消费信心。加快建立和完善社会保障制度如失业保障、医疗保险等, 促使城镇居民形成正向的社会预期与乐观的消费心理, 提高边际消费倾向, 刺激有效消费需求增长。

(2) 加大收入分配结构的调整。中低收入者是一个庞大的消费群体, 且低收入者收入和消费之间的弹性系数大, 收入的提高对消费的拉动作用更明显。因此必须提高低收入职工的工资水平, 提高失业救济金标准和最低生活保障线水平, 进而改善人们的收入预期。

摘要：以安徽统计年鉴19952008年的统计数字为样本值, 利用阿尔蒙估计法估计安徽省城镇居民消费支出和可支配收入, 以及城镇消费价格指数的计量经济模型, 分析影响安徽省城镇居民消费支出的有关因素及存在的问题, 并提出相应的对策。

关键词：阿尔蒙估计法,最小二乘法,城镇居民人均消费性支出

参考文献

[1]张晓峒.计量经济学基础[M].南开大学出版社, 2007.

城镇居民消费支出 第8篇

关键词：消费理论,消费支出,人均可支配收入,线性回归,政策建议

1 引言

消费需求作为拉动我国经济增长的“三驾马车”之一, 对经济增长起到重要的推动作用。近年来, 扩大内需, 尤其是扩大消费需求成为我国的发展战略, 而消费需求又是通过居民的消费支出表现的。

在我国现阶段, 影响城镇居民消费性支出的原因有很多, 例如心理因素、物价水平、利率水平、消费习惯等, 而收入是决定消费支出的最主要因素。本文以凯恩斯的绝对收入假说为基础, 对我国城镇居民的消费-收入模型进行了实证研究。

2 全国居民消费支出与收入的实证分析

2.1 指标选取

凯恩斯的假说理论指出:总消费是总收入的函数并用线性函数形式表示为:

Ct=α+βYt (1)

式中C表示总消费, Y为总收入。在本文中, 我们也采用这一形式分析我国的消费-收入模型。为研究全国居民消费支出和收入的关系, 我们必须明确一点:对全国各个城市的农村来说, 尤其是那些地域偏僻、信息不发达的地区, 其消费和收入的有关数据和城市的相关数据会有很大差异。因此, 为保证数据的可比性和准确性, 我们只选取我国城市居民每人每年的平均消费支出作为模型中的被解释变量, 解释变量是我国城市居民每人每年的可支配收入, 所有数据时间跨度从1978年到2010年, 具体指标见表1。

数据来源:中国统计年鉴2011。

2.2 回归分析

我们应用Eviews 5.0, 对以上两个数据指标进行处理, 通过最小二乘回归得到:

Yt=263.4762+0.711829Xt t=1978, 1979, , 2010 (2)

undefined

上式给出了我国城市居民每人每年消费支出受人均可支配收入影响的线形回归模型, 我们应对此模型进行检验, 判定模型设定的正确与否。

(1) 对模型的经济意义进行检验。

根据凯恩斯的消费理论, 我们知道, α (>0) 为自发消费, 自发消费是指居民消费支出中不受收入水平影响, 且不能用收入进行解释的相对稳定的一部分, 263.48即为自发消费。通常情况下, 增加收入就会带动消费量的增加, 但是消费量的增加幅度不会超过收入的变动幅度。β (0<β<1) 为边际消费倾向, (2) 式的0.72表示, 当人均可支配收入每年增加1000元时, 城市人均消费性支出每年将平均增加720元。此模型通过了经济意义检验。

(2) 统计检验。

从人均可支配收入的系数显著性来看, 在1%的显著性水平下, X的系数t统计量的概率undefined为0.0000, 则在1%的显著性水平下, 系数统计显著不为0, 表明人均可支配收入对消费性支出有显著的影响, 其数值即为边际消费倾向;在1%的显著性水平下, F统计量的概率P=0.000000, 表明所选取的模型从整体上来看是线性显著的;R2和undefined2这两个值接近1, 表明回归的模型对原始数据的拟合程度越接近, 拟合程度越好。本题回归后表明模型对原始数据的拟合程度比较接近, 模型比较合理。

(3) 对模型进行计量经济学意义检验。

显而易见, 值较小, 该模型存在序列相关性, 模型设定不合理。按照凯恩斯消费理论设定的模型之所以不合理, 很可能是因为在实际生活中, 居民的消费水平除了受当期可支配收入的影响外, 一定程度上还会受到前期收入和前期消费水平的影响。因此, 我们需要确定序列相关的阶数并对对上述模型进行修正。

在知道模型存在序列相关的情况下, 通常利用偏相关系数检验进一步确认自相关性。图1即为 (2) 模型的偏相关系数检验图。AC表示各期的相关系数, PAC表示各期的偏相关系数, 图形左半部分分别为相关系数和偏相关系数直方图, 其中虚线为在5%显著性水平下的置信带。从偏相关系数的直方图可以看到, 我国城市居民消费支出模型存在一阶自相关性。

经过偏相关检验得出模型为一阶序列相关之后, 我们试对两个数据指标取自然对数, 重新进行回归, 检验模型是否还存在序列相关性, 结果如下:

undefined

通过模型 (3) 的偏相关系数检验 (图2) , 我们可以看到, 模型 (3) 消除了自相关性的影响, 已经不存在一阶和高阶自相关性。与没有消除自相关性的模型 (2) 相比, 模型 (3) 拟合优度较高, 回归系数显著。在模型 (2) 中, 人均可支配收入的系数是边际消费倾向, 模型 (3) 中, 人均可支配收入的系数0.93546为消费弹性, 表示全国城市人均可支配收入每年每增长1%, 人均消费支出将大约增长0.935%。

3 政策建议

通过以上实证分析, 我们提出以下政策建议:

第一, 多种方式提高城镇居民收入, 促进居民消费。收入水平的提高可以促使消费水平进一步提高, 因此需通过各种途径提高城镇居民的收入。首先, 完善收入分配制度。目前我国居民的收入在GDP中的占比还比较小, 其增长速度仍低于经济增长的速度, 初次分配不合理。应该提高居民的劳动工资在收入分配中的比例, 企业提高城镇职工的最低工资, 政府部门提高个人税收起征点, 增加可支配收入, 进而为消费需求提供信心;其次, 完善劳动力市场建设, 拓展劳动力就业渠道。政府应加强劳动力市场建设, 提供公平的就业机会, 改善就业环境, 争取更多更好的就业机会, 增加居民的收入;再次, 增加资金投入, 加强对居民的职业培训, 提高劳动力的职业技能和综合素质, 利于劳动者获得更好的工作岗位和更高的劳动报酬;最后, 在现阶段, 注重经济增长方式的转变, 不断优化第一产业结构, 巩固第二产业, 大力发展第三产业, 增加就业岗位, 吸收剩余劳动力, 提高居民的家庭收入和消费水平。加强经济宏观调控, 调节物价, 避免因通货膨胀物价上涨导致居民的可支配收入下降而减少消费指出。

第二, 完善城镇居民生活保障, 增强居民消费能力。政府应加大对人民的财政支出, 减少人民生活负担, 这样就相当于增加了人民的收入, 使其消费的能力得到保障, 消费质量得到提高。首先, 完善财政转移支付制度, 提高离退休人员的退休工资, 使其消费需求得到满足;其次, 加大社会保障力度, 提高福利待遇, 扩大居民最低生活保障覆盖面, 准时足额发放养老金等, 增强居民的消费能力;再次, 健全医疗保障制度改革, 免除居民后顾之忧;最后, 增加财政教育投入, 这不仅能够增加居民的受教育程度, 提高文化知识, 提升人力资本, 而且减轻了家庭用于子女教育方面的负担, 提高了居民家庭的消费信心和消费能力。

参考文献

[1]黄婷婷, 刘鹏凌.我国城镇居民收入与消费支出的典型相关分析[J].技术经济, 2006 (3) :93-94.

[2]张维青.我国城镇居民可支配收入与消费支出的灰色关联分析[J].河南机电高等专科学校学报, 2011, 19 (6) :63-66.

[3]于虹.切实提高城乡居民收入的重要举措[J].经济论坛, 2011, (6) :29-30.

城镇居民消费支出 第9篇

一、相关研究动态述评

国内外相关学者很早便开始了关于消费与经济增长之间关系的研究。Elizabeth W.Gilboy(1956)在很早之前就已经提出,居民的消费支出对于经济的增长产生了至关重要的影响[1];Arthur H.Cole(1962)认为美国经济增长中的百分之五十左右都与居民对耐用消费品的投资和消费紧密相关[2];张东刚(2004)认为中国在近代经济发展中的消费需求发生了相当大的变化,其对经济增长的贡献尤为突出[3];徐凤、金克琴(2009)认为消费长期且稳定地促进了经济的增长,有效的刺激居民的消费对拉动经济增长是一种行之有效的手段[5];吴振华(2012)对山东省1987—2010年的相关数据进行时间序列数据分析,证实农村和城镇居民消费与经济增长之间均存在长期稳定的均衡关系[6];蓝英、邓渝(2015)利用1985—2011年相关数据实证研究了我国东中西部地区最终消费与经济增长之间的关系,得出了最终消费会拉动经济增长的结论[7]。

上述研究中,学者们多是利用居民消费水平宏观数据研究与经济增长的关系,对城镇居民各种主要消费性支出数据和经济增长之间的关系的研究还没有涉及到,本文对1992年以来国家城镇居民几种主要消费支出和经济增长之间的关系加以研究,在研究方法方面将用VAR模型来弥补传统计量经济方法的不足,来考察国家城镇居民几种主要消费支出与经济增长的关系,以及这种关系的长期稳定性,为国家研究制定相关经济政策提供实证分析的依据。

二、国家城镇居民消费与经济增长关系的实证分析

(一)变量的选取与数据来源

本文研究所采用的数据取自1992—2014年的年度数据,数据来源于各年度的《中国统计年鉴》。本文选取经济增长作为被解释变量,选取城镇居民人均各种主要消费性支出作为解释变量。具体变量及衡量指标如下:

(1)经济增长:模型中用国内人均GDP(y)来反映经济增长水平。

(2)城镇居民人均各种主要消费性支出:包括用于医疗保健的支出(x1)、娱乐文教的支出(x2)、家庭设备用品及服务的支出(x3)、衣着的支出(x4)、交通通讯的支出(x5)。

本文分别对每个变量进行对数变换来消除时间序列数据中存在的异方差,取完对数之后衡量经济发展的指标为Y,而几种消费性支出取完对数之后依次为X1、X2、X3、X4、X5。

(二)模型的设定

1. 初步确定主要指标

将数据导入至Eviews中,并求出各个变量的对数。对上述数据运用最小二乘法做线性回归分析(见表1)。

表1中因为选取5个变量回归后的结果不太理想,各个变量的P值较大不能通过,所以要减少变量继续回归。通过逐次尝试,最后选取三个变量X1、X2、X3,则删去剩下的,最终剩下X1、X2、X3继续回归得到结果(见表2)。

表2中最终经过尝试只保留了X1、X2以及X3这三个自变量,该模型的R值达到0.987,说明该模型很好地拟合了我国城镇居民各种消费性支出与我国经济增长之间的关系。通过上述模型可以认为用于娱乐文教支出(X2)与人均GDP之间的相关性最大,其次家庭设备用品及服务的支出(X3)与人均GDP具有一定的正相关性,而用于医疗保健支出(X1)与人均GDP负相关关系。上述模型中没有将变量的滞后性考虑进去,仅仅拟合了消费支出与经济增长之间的关系,运用VAR模型能够解决上述问题。

2. 通过VAR模型分析消费水平对经济增长的影响

(1)单位根检验。使用ADF检验法对各变量分别进行单位根检验,对非平稳序列进行处理使之成为平稳序列,然后建立相应的VAR模型讨论出城镇居民消费支出与经济增长的动态关系。

注:城镇居民主要消费性支出与人均GDP(横轴为年份,纵轴为数值)

由图1可以看出,X1、X2、X3、Y中有截距项和趋势项,对它们分别做ADF检验得到的结果见表3。

通过实验,可知这四个变量在5%置信水平下,均二阶有趋势项和截距项通过检验,表明各变量之间可能存在协整关系。

(2)协整检验。下面用Johansen极大似然估计法对X1、X2、X3和Y进行协整分析,滞后期取2。结果见表4。

由上述结果可以看出,四个变量之间可能存在3个协整关系,所以可以判定,即四个变量之间存在长期动态均衡关系。

(3)Granger因果关系检验。格兰杰因果关系检验从统计意义的角度探讨变量之间的因果关系,对此,运用该检验方法,选取滞后长度为1,验证四个变量之间是否存在因果关系。

由伴随概率可知,在5%的显著水平下,接受X3和Y存在交互因果关系。即用于家庭设备用品及服务支出的格兰杰能引起人均GDP的增长,人均GDP的格兰杰也能引起用于家庭设备用品及服务支出的增加。这与事实相符。同时接受X1、X2不是Y的格兰杰原因,Y也不是X1、X2的格兰杰原因,因此,用于医疗保健的消费支出和用于娱乐文教的消费支出的格兰杰不能引起人均GDP的增长,人均GDP的格兰杰也不能引起用于医疗保健的消费支出和用于娱乐文教的消费支出的增加,与事实不符。由于变量之间存在协整关系,因此推测X1、X2消费支出和人均GDP之间存在间接影响,互为双方的长期驱动因素。

(4)VAR模型的建立与分析。VAR模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型,从而将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的“向量”自回归模型[8]。

通过Eviews中显示的数据,其拟合度达到了0.998,说明VAR模型很好地显现了我国城镇居民三种主要人均消费性支出与我国人均GDP也就是经济增长之间存在长期的关系。

通过AR根检验数据都落在圆内,说明构造的模型比较稳定。城镇居民各种人均消费性支出对经济增长存在滞后性在该模型研究中被考虑了进去,通过此模型的研究可以知道各种人均消费性支出对当年以及今后两年的经济情况都会产生一定的影响。

方差分解分析:是通过分析VAR模型中内每一个结构冲击对模型中的各个内生变量带来变化的贡献度,以评价模型中不同结构冲击对各个变量的重要性[9]。本文采用方差分析方法分析了城镇居民人均消费,包括用于医疗保健的支出(X1)、娱乐文教的支出(X2)、家庭设备用品及服务的支出(X3)与人均GDP增长在动态变化过程中相互之间的重要性,分别给出了包括用于医疗保健的支出(X1)、娱乐文教的支出(X2)、家庭设备用品及服务的支出(X3)与人均GDP的每个变量的一个结构冲击,如下图。

从图3可见,在第1期,人均GDP受到自身波动较大的影响,在第2期,出现了用于娱乐文教的支出(X2)对人均GDP波动的冲击,而用于医疗保健的支出(X1)和家庭设备用品及服务的支出(X3)的冲击影响整体相对较小并且稳定。其中,人均GDP受自身波动影响逐步趋弱,从第7期以后逐步趋向平稳,第10期冲击影响达到最小值94.47309;用于娱乐文教的支出(X2)第2期冲击影响为3.150708,2—3期稍有上升趋势并在第3期冲击影响达到最大值3.783719,之后呈现下降趋势并逐步趋于稳定。

从图4可见,用于医疗保健的支出(X1)在第1期受到自身波动和人均GDP冲击的影响,但是第1期不受娱乐文教的支出(X2)、家庭设备用品及服务的支出(X3)波动的影响;从第2期开始,受到娱乐文教的支出(X2)、家庭设备用品及服务的支出(X3)冲击影响,娱乐文教的支出(X2)冲击影响从第2期开始逐步增强,第4期达到冲击最大值10.87853,第4期之后冲击影响开始逐步减弱,到第10期冲击影响为7.317880;家庭设备用品及服务的支出(X3)冲击影响从第2期开始逐步增强,第5期达到冲击影响最大值9.694388,之后开始逐步减弱,下降到第10期冲击影响为6.215562;第1期自身波动带来的冲击影响为最大值96.60915,之后受自身波动冲击影响逐步趋弱,在10滞后期内从96.60915下降到37.7612;第1期人均GDP的冲击影响为最小值3.390851,在2—5期出现轻微波动,从第6期开始逐步增强,到第10期达到冲击影响最大值48.59044。

从图5可见,用于娱乐文教的支出(X2)第1期不受医疗保健的支出(X1)和家庭设备用品及服务的支出(X3)波动的影响,但是受人均GDP和自身波动的影响。第1期人均GDP的冲击影响为最小值12.18977,在2期出现拐点,2—3期出现下降趋势,从第4期开始呈现上涨趋势,冲击影响最大值64.42708在第10期出现。第2期开始,受到医疗保健的支出(X1)冲击的影响,在第5期达到影响最大值28.16179;从第2期开始受到家庭设备用品及服务的支出(X3)冲击的影响,波动影响较小且在0.033772~6.518037之间波动。用于娱乐文教的支出(X2)受自身波动影响较大,第1期达到最大值87.21336,第10期逐步下降到14.85347。

从图6可见,用于家庭设备用品及服务的支出(X3)第1期不受娱乐文教的支出(X2)波动的影响,但是受医疗保健的支出(X1)、人均GDP和自身波动的影响。其中,人均GDP对用于家庭设备用品及服务的支出(X3)的冲击影响1—2期从3.937417下降到2.224361,从第2期开始以后逐步增强到第10期达到最大值79.96439;医疗保健的支出(X1)对用于家庭设备用品及服务的支出(X3)的冲击影响呈现先增加后下降的趋势,在第2期达到最大值28.46919,在第10期达到最小值7.058553;用于家庭设备用品及服务的支出(X3)受自身波动影响较大,在滞后10期内一直呈现出下降走势,从第1期最大值69.61212下降到第10期11.45038;娱乐文教的支出(X2)的冲击影响相对较小。

脉冲响应函数分析:此函数能抽象VAR模型中的一误差项发生变化或VAR模型受到某种冲击时对整个计量的经济系统动态的影响关系[9]。下图显示了上述变量之间的冲击响应路径。

从图7中分析得知,路径一直处于正值区域,其中1—2滞后期内,正向响应逐渐增强,2—5滞后期内逐渐减弱,中间有波动,5—8滞后期内正向响应又呈现上升趋势,第8期之后趋于稳定。说明人均GDP对医疗保健的支出(X1)一直是正向影响的,虽然中间有波动,但是可以明显看出后期的影响要大于前期。说明经济发展可以长期促进用于医疗保健的支出(X1)的增加。

从图8中分析得知,路径一直处于正值区域,其中1—2滞后期内,正向响应逐渐增强,2—5滞后期内逐渐减弱,5—8滞后期内又呈现上升趋势,第8期之后呈现逐渐减弱。虽然人均GDP对娱乐文教的支出(X2)的冲击呈现波动趋势,不够稳定,但是从长期来看,经济增长能够促进用于娱乐文教的支出(X2)的增加,且这种联系存在长期关联性。

从图9中分析得知,路径一直处在正值区域,其中,1—2滞后期内,正向响应逐渐下降,滞后2期后呈现上升趋势,在第7期达到最大后又开始逐步减弱。表明人均GDP对家庭设备用品及服务的支出(X3)一直存在正向影响,而且滞后期越靠后影响效果越明显,表明经济发展可以长期促进用于家庭设备用品及服务的支出(X3)的增加。

从图10中分析得知,在滞后期1—9期内路径处于负值区域,其中前7滞后期呈波动减弱趋势,从第8期开始向正值区域发展,滞后9期后路径处于正值区域。则短期内,医疗保健的支出(X1)的增加对人均GDP的影响是负值,需要花费更长的时间来得到正向影响。这种现象是符合特定时期中国社会实际情况的,短期内,医疗保健行业的不健全,导致居民因病致穷,身体欠佳导致失去劳动力,从而创造的经济价值减少,经济水平降低。但是,长期内,通过建立良好的医疗保健体系,增加对医疗保健的支出,可以预防和减少疾病的发生,延长人的寿命和提高生活质量明显会带来较大的经济价值,促进经济的增长。

从图11中分析得知,此路径处于正值区,1—3期内正向响应增强,在第3期达到最大值,此后开始逐步减弱,第5期达到最小值,从5—7期又开始逐步趋强,第7期之后开始逐步趋弱。表明娱乐文教的支出(X2)的增加对人均GDP的影响一直是正向的,虽然存在波动,但可以证明娱乐文教的支出(X2)的增加能够长期促进经济的增长。

从图12中分析得知,在滞后期1—3期内路径处于正值区域,4—10期路径处于负值区域,其中,4—6期呈减弱趋势,从第7期开始向正值区域发展。家庭设备用品及服务支出中耐用消费品占比相当大,短期内,随着居民对耐用品属于生存型消费,经历从无到有过程的消费,会明显促进经济的增长,当耐用品处在使用期内时,其他类别的家庭设备用品及服务的消费占的比重较小,不会明显的促进经济的增长,随着耐用品使用期结束,加上居民在耐用品需求饱和后对此类商品更新换代以及更多功能的追求不断升级,即过渡到享受型消费,居民对家庭设备用品及服务的支出快速增长,必然再次对经济增长产生促进作用。而且,一旦经历了耐用品从无到有这个过程之后,随着后期居民对生活质量要求的提高,对耐用品更换的次数和追求会更多更高,居民对此的消费支出会在后期表现为一直促进经济的增长,即用于家庭设备用品及服务的支出(X3的增加在长期内会促进经济的增长。

三、结论与启示

通过以上的分析我们可以看出,从1992年以来,我国城镇居民的几种主要消费中,用于家庭设备用品及服务的消费支出、文教娱乐的消费支出和医疗保健消费支出与人均GDP关系最显著,且它们之间长期存在着稳定的均衡关系以及存在着交互响应作用。

由方差分解可知,用于医疗保健的消费支出、家庭设备用品及服务的消费支出、娱乐文教的消费支出对人均GDP的贡献率都是正值,而且,用于娱乐文教的支出对人均GDP的贡献率是明显高于其他两项支出的。所以要鼓励居民用于娱乐文教方面的支出,培养国内受教育者德智体美全方位发展,开展素质教育,培养各种兴趣爱好,多参加户外体育娱乐活动,促进身心健康,改善精神生活水平。

从脉冲响应函数分析可见,人均GDP对用于医疗保健的消费支出和家庭设备用品及服务的消费支出反应出的正向影响滞后期比较长,所以需要做好医疗保健和家庭设备用品及服务的相关方面的长期工作。在医疗保健方面,短期内,医疗保健支出对经济增长产生的促进作用不明显甚至是副作用。主要原因在于目前我国医疗保健行业体系虽然有所改善但依旧很不健全,看病难、看病贵的问题依然普遍存在,虚假宣传的保健药品和器械媒体广告屡见不鲜。政府应该尽快规范和完善我国的医疗保健行业体系,加大执法力度和监管力度。长期内,通过建立良好的医疗保健体系,用于医疗保健的支出对经济增长会出现促进作用,但这需要很长的滞后期才能实现。在家庭设备用品及服务方面,不论城镇居民对家庭设备及服务是生存型还是享受型消费支出,都与居民的收入水平息息相关。所以要求政府为进一步提高城镇居民对家庭设备及服务的消费支出,关键还是要制定相关政策促进居民的收入水平增长。其次要加强基础设施建设,改善家庭设备用品及售后服务,维护好消费者权益,为家庭设备用品及服务消费创造良好的环境[10]。商家和企业要针对城镇居民消费的特点,提供适销对路的家庭设备用品及服务,以此来促进居民对其消费的支出。人均GDP对用于娱乐文教的支出的反应一直为正向,在娱乐文教方面要求政府要增加对文教娱乐方面的投资,不但要加大对教育方面的改革,激发大家对文教的消费热情,也要注重娱乐设施场所的完善促进消费;城镇居民要充分认识到文教娱乐的重要性,不但要增加对子女、自身教育的费用,也要适当参加娱乐活动提高生活质量。

人均GDP的增长对医疗保健的消费支出、家庭设备用品及服务的消费支出、娱乐文教的消费支出均有正向作用的影响,所以说经济的增长与城镇居民的生活水平有着密切的关系。采取积极的政策措施提高城镇居民可支配收入,促进城镇居民的消费来推动经济快速增长,快速的经济增长又会积累大量的资本,提高消费水平和出口规模,使得凯恩斯乘数理论真正显现成效。

摘要：本文通过构建VAR模型,利用1992—2014年的相关数据,就历年中国城镇居民消费性支出与经济增长之间的关系进行实证研究。结果表明:从长期来看,中国城镇居民消费性支出水平与经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系。因此,建议政府和相关部门采取长期有效的消费政策,以达到促进国内经济增长的目的。

关键词：城镇居民消费,经济增长,VAR模型

参考文献

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[8]钟小容.长株潭地区R&D投入对经济增长影响的实证研究[D].沈阳:沈阳师范大学,2013.

[9]巩芳,路文静.基于VAR模型的内蒙古R&D投入与经济增长的关系研究[J].资源开发与市场,2015,(8):938-942.

城镇居民消费支出 第10篇

认为收入是决定居民消费的最主要因素, 城镇居民的消费性支出与其收入之间有着内在的联系。很多人对此进行了多角度分析, 黄婷婷、刘鹏凌运用典型相关分析法, 借助SAS软件对我国31个省、市、自治区城镇居民收入与消费性支出之间的相关关系进行了实证性分析判断。得出结论, 工薪收入对城镇居民消费结构有决定性影响, 财产性收入促进消费高级化。尽管居民消费并不完全取决于收入, 但是财产性收入较多的居民对收入的预期明显要比其他居民户要好, 正是这些收入和心理因素使财产性收入表现出促进消费高级化的特征。工薪收入仍将是居民家庭收入增长的主要动力, 要缩小居民的收入差距, 这样可以给居民消费一个较良好的未来预期, 从而促进居民生活质量整体提高, 建议多渠道增加城镇居民工薪收入, 开拓多元化收入渠道, 稳定居民消费预期工薪收入仍将是居民家庭收入增长的主要动力。任志强根据协整和误差修正模型 (ECM) 理论, 对19782006年我国农村居民收入与消费进行协整分析。研究表明, 我国农村居民家庭实际收入和消费之间存在长期的协整关系。在长期中, 收入增长是制约居民消费增长的重要因素[1]。陈彧利用KOYCK分布滞后模型来研究人均可支配收入与消费水平的相关性。由回归方程可以看出前几年的消费水平对可支配收入的影响仍然很大, 逐年递减的影响力变化速度并不快[2]。

2.模型构建与数据分析

2.1线性回归分析方法及理论模型

2.1.1线性回归分析方法的基本思想及其操作程序如下:

(1) 一元线性经验回归方程的建立

假设人均年可支配收入为自变量x (单位:元) , 人均年消费支出为因变量y (单位:元) , n组样本观测值为, undefined

令, undefined

其中undefined

根据数据的散点图建立一元线性经验回归方程为:undefined,

其中a 为回归系数, b 为回归常数, undefined。

(2) 采用SPSS

统计软件计算, 输出计算结果

(3) 回归诊断, 分析输出结果

①相关系数的显著性检验。相关系数为:undefined, 给定显著性水平α|, 在自由度下n-2, 若|R|≥Rα|则y 与x 线性关系显著。

②样本决定系数undefined是一个回归直线与样本观测值拟合优度的相对指标, 反映了因变量的波动中能用自变量解释的比例。R2|越接近于1, 拟合优度就越好。

2.1.2 一元线性回归拟合注意事项:

(1) 要对两个变量之间的关系进行初步的判断, 从经验或分析知道两个变量间确实存在因果联系。结合本实践内容, 城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出两个变量间有因果关系。

(2) 除了必要的专门领域的经验和知识外, 还要描绘出变量之间的散点图。通过观察散点图, 可以判断两变量之间是否存在比较明显的线性关系。如果确实存在明显的线性关系, 才可以建立回归模型并进行参数估计。

2.2 实证分析

我们取1996年～2006年城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出作为研究对象。数据来源于《中国统计年鉴》, 见表1。

假设人均年可支配收入为自变量x (单位:元) , 人均年消费支出为因变量y (单位:元) , 从这两个变量的散点图, 如图一。

我们可观测到两者之间的大体趋势, 发现它们基本上呈现一种直线的统计关系。利用Eviews5.1软件分, 输出结果为:

Estimation Command: Estimation Equation:

LS Y C X Y = C (1) + C (2) *X

Substituted Coefficients: Y = -428.2070006 + 0.8933984572*X

(1) 通过t值为15.52567及p值知x通过检验x, y两者之间之间存在明显线性关系

(2) R=0.981838, R2=0.964007接近于1, 表明拟合效果良好。系; |r|= 1 表示完全线性相关; 0<|r|<1 表示存在不同程度线性相关: |r| < 0.4 为低度线性相关; 0.4|r| < 0.7为显著性线性相关。

(3) 自相关检验

DW=1.8644423 查表表明模型不存在自相关问题。

(4) 异方差检验

通过残差图可以看出模型不存在异方差问题。

3.结论

3.1 基本结论

(1) 通过以上实证分析, 我们对1996年～2006年城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出数量关系的基本规律有了初步了解。城镇居民的人均可支配收入与消费支出之间存在形如Y = -428.207 + 0.893*X的简单线性回归关系。居民收入每增加100元, 消费支出将相应增加大约89.3元。

(2) 收入作为调控消费支出的工具, 其作用是相当大的, 因而, 提高居民收入水平是当务之急。因此, 大力发展经济, 增加居民的可支配收入特别是提高低收入居民群体的收入, 才能最大限度发挥消费对经济的拉动效应, 促进消费的持续有效增长。

(3) 消费作为社会再生产循环的起点和终点。刺激消费需求在增加居民现期收入的同时, 还要有完善的配套措施来提高居民的边际消费倾向, 使居民不仅有钱可花, 而且有钱敢花, 所以要实行强有力的政策措施来增强居民的消费能力。

3.2 分析

经过城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出的关系的研究, 我们知道, 经济社会主要关心的是收入是否影响消费需求以及如何影响。有观点认为收入扩大不会对消费需求产生影响, 这种说法在我们统计过后来看是站不住脚的。可以这么说, 收入与消费状况紧密相关, 收入会对消费产生重要影响, 其影响途径是消费倾向的变化, 即收入的扩大或缩小会导致消费倾向的变化。收入最容易转化为直接的消费, 对消费的刺激作用远远超过各类人员收入的普遍增加[3]。我们深刻认识到我国城市居民家庭生活越来越富裕, 这是改革开放和市场有效配置资源的必然结果。

所以, 随着消费更新换代的节奏加快, 消费日益多样化, 在今后若干年里, 我们要将消费持续升级, 居民消费总体要从重视生活水平的提高向重视生活质量的提高转变, 从追求物质消费向追求精神消费和服务消费转变, 从满足基本生存需求向追求人的全面发展转变。在收入增加的同时, 积极拓宽消费领域, 实现经济迅速而有效的增长

目前我国还没有建立完善的社会保障体系, 居民对未来收入与支出的不确定性, 促使他们把一部分可支配收入用于储蓄, 以防不时之需。要解决城镇居民的后顾之忧, 最根本的方法是继续深化改革, 建立完善的新型社会保障体系, 让老百姓能进一步感受到改革开放带来的好处。这对拉动内需, 构建和谐社会具有重要意义。

从经济增长的角度去分析, 居民的可支配收入增加, 将刺激消费性支出的增加, 从而拉动经济增长[4]。当前世界经济持续低迷, 但我国仍能保持经济的稳定增长, 很大程度上是由于国内旺盛的消费需求所引起。因此, 政府在制定当前的宏观经济政策时, 考虑通过增加居民收入来鼓励消费, 以保持经济的稳定增长, 这一措施确实起到良好效果。[5]

参考文献

[1]任志强.我国农村居民收入与消费关系的实证分析[J].消费经济, 2008, 24 (5) :19-22.

[2]陈彧.人均可支配收入与消费水平关系研究——基于KOYCK模型[J].技术经济, 2007, (4) :56.

[3]杨冰.居民收入与消费关系的统计分析及对策[J].北方经济, 2008, (4) :5-6.

[4]沈晓栋, 赵卫亚.我国城镇居民消费与收入的动态关系——基于非参数回归模型的实证分析[J].经济科学, 2005, (1) :18-22.

宋代城镇居民的消费意识 第11篇

宋代城镇中下层居民消费观变化是由这一时期的生产发展状况决定的。第一，农业、手工业获得了发展。宋代农业生产的发展，就广度而言，主要表现为耕地的增加；就深度而言，表现为耕作技术的提高，经济作物地区的增加和单位面积产量的提高。在农业发展的基础上，手工业也发展较快。手工业发展出现了新特点：各个行业的规模扩大；分工细密，生产技术和产品数量、质量都有所提高，并且出现了一些专业性的著名城镇。第二，商品经济取得了长足的进步。农业和手工业的发展，又促使宋代的商业日益兴盛。加之宋朝统治者稍稍改变了西汉以来封建国家传统的轻商、抑商政策，在有些情况下允许商业化，商人的社会地位得到提高，富商的地位更是显赫，官吏兼营的商业也很多，促进了商业的进一步发展。宋代商业的新特点是在自然经济占支配地位的情况下，商品经济比前代有了较多的发展；十万户以上的大城市比前代有所增加；在大城市中打破了前代对于营业地点和时间的限制，在城市周围的广大农村中，形成了许多“草市”和“镇市”；发行了世界上第一张纸币等。商业的发展，促使广大民众投入到商业活动中，使人民的消费观又发生变化，广大城镇中下层居民的消费意识增强。

宋代城镇中下层居民消费意识增强的表现在以下两个方面：从物质消费来看，中下层居民的消费意识可以从衣食住行方面来分析。就饮食来看，“民以食为天”，在社会生活中，尤其是在人口聚集的城市生活中，不论人们采取何种饮食消费方式，不论饮食方式产生如何多的变动，饮食，首当其冲地构成人们生活中一个重要内容。因而，宋代饮食业的状况就最为生动地勾勒出当时居民生活的具体图景。饮食店铺增多，饮食业较发达。东京城内不仅御街两旁、官府前后店铺多，而且寻常街巷饮食店铺“处处拥门”，有酒楼、食店等，生食熟食尽在其中。茶坊酒肆在城市中普遍存在，“脚店”(小酒肆)不能遍数。这些小酒肆，“卖贵细下酒”，这肯定是中下阶层的饮酒去处(盂元老：《东京梦华录》)。在宋人，饮食文化中，饮茶的习俗也占据重要地位。饮茶也有茶楼、茶肆之分，不同身份的人自有，取舍。饮茶除了固定的饮茶场所“茶坊”外，还有“车担设浮铺”，许人“点茶汤”。高低各异的中低档酒店茶坊会聚了众多当时的特色饮食，食次名件甚多，从菜蔬鱼肉到瓜果点心，无所不包，吴自牧的《梦粱录》中录有三百多种。其晶类齐全、花样繁多，适应了复杂的中下层居民的日常所需。店铺多，其来往的人也多。客人络绎不绝，才能使店铺生意兴隆，饮食业发达。

就服饰来看，宋代城镇中下层居民在这方面的消费开支增多，讲究精美。在我国封建社会里，等级消费观历来为统治者所重视，皇室、官员与平民大众的服饰是有别的。宋时，虽然封建国家规定了官员和百姓的服装等级制度，如只准百姓穿着白色和黑色的衣服，宋太宗至道元年(995年)开始允许穿紫色的衣服，但民间往往突破这一制度。以致上自皇帝、贵族、百官，下至士人、平民，穿戴的衣冠几乎没有绝对严格的区别。随着社会的发展，人们对衣冠色彩的爱好，从鲜艳和单纯改变为繁复而协调，对比色调日趋稳重和凝练。民间一般服装更多地使用复杂而调和的色彩。由此，当时出现了印花的丝织品；还有加入金线纺织的丝织品，称“销金”。在宋代的—定时期内，中下层居民甚至模仿社会上层，以金银装饰衣物盛行，不惟土大夫家崇尚不已，市井闾里也以华靡相胜。于是，屡有诏令颁行，“非命妇不得以金为首饰”、“自中宫以下，衣服并不得以金为饰”等等。尽管至仁宗即位，“申严其禁”，但是仍然“有未至焉”。到了徽宗时，就有“奢荡极靡”的记载。当时的这种时装消费风尚，表现了居民在这方面消费意识的增强。

就居住而言，店铺临街而建，租赁店铺的增多也表现了居民消费意识的增强。在城市里，由于流动人口较多，所以客房、榻房店铺的房屋租赁业较发达。宋代的流动人口，除军队外，主要是商人、船夫、士大夫，及科举应试者，还有一些无房的贫民等。这些人在京居住时间有长有短，促进了北宋东京邸店的增加，遂使房屋租赁业成为东京最赚钱的一个行业。在开封，客店很多，如保康门瓦子往东去“沿城皆客店”，“南方官员商贾兵级皆于此安泊”，说明这里有不同级别的住宿地方。在临安；就有“慈元殿及富豪内侍诸司等人家于水次起造榻房数十所，为屋数千间。专以假赁与市郭间铺席宅舍，及客旅寄藏货物，并动具等物。”就连修理房屋都可以在市场上找到修理工。“倘欲修整屋宇，泥补墙壁，生辰忌日，欲设斋僧尼道士，即早辰桥市街巷口，皆有木竹匠人，谓之杂货工匠，以至杂作人夫。”“砖瓦泥匠，随手即就”。

就行的消费而言，古人大多依靠车、船、马、轿等人力作为代步的工具。在开封，凡遇红白喜事游玩等活动，檐子、车子、船等交通工具的租赁“自有假赁所在”，而且，“皆有定价”。百姓“寻常出街市干事，稍似路远倦行，逐坊巷桥市，自有假赁鞍马者，不过百钱”。在宣政年间，在池苑内就“假赁大小船子，许士庶游赏，其价有差”(《东京梦华录》)。

另一方面，从精神消费来看，文化逐步走向大众化，中下层市民积极投身于精神文化消费中。风靡于宋代城市的瓦子勾栏，是大众娱乐新潮的主要标志。瓦子，又叫瓦舍、瓦肆、瓦市，它是一种综合性的商业娱乐中心，比现代的游乐场内容还丰富。某些瓦舍中有酒楼、饮食店，还有卖药、卜卦、纸画以及赌博等多种经营活动。勾栏，又叫勾肆，或者棚、游棚、邀棚。它是市井中固定的演出场地，也就是今天所称的剧场。《东京梦华录》行文所及，北宋东京的瓦子至少有九座：朱雀门外的新瓦子，旧曹门外的朱家桥瓦子等；南宋临安，瓦子更多。据《梦粱录》等载，共有瓦子如南瓦等17座。无论是瓦子还是勾栏，都是宋代市井中的商业性娱乐场所，增添了市民特别是中下层市民的精神生活内容。

宋时，广大中下层居民还产生了属于自己的文学，自己的艺术，这就是“说话”。“说话”伎艺是一种民间口头文学，主要是靠“说话人”在讲话时进行口头创作。“说话”唐代已经很流行，到了宋代特别是南宋更加盛行在一些大都市中间，听众主要是市民。听“说话”，成为市民文化生活的主要内容之一。“说话”伎艺中，分成好些“家数”，最主要的是“小说”和“讲史”。“小说”所说的主要是现实生活，是以市民本身或市民所熟悉的人物为主角的短篇故事。“讲史”所说的则是历史故事，是以历史上的帝王将相、英雄好汉之类为主角的长篇故事。这两种“说话”特别受到广大市民群众的欢迎，正好反映出市民阶层要求从自己的眼光来认识现实生活和认识历史这样两方面的愿望。同时，市民有自己的文学观，在市场上经营这种文学，满足自己的精神消费。

宋代中下层居民消费意识的增强，对社会产生了一定程度的影响。主要表现在以下三个方面：

第一，刺激了生产的发展，推动了商品经济的成熟向前。马克思说：生产决定消费，消费又反过来影响生产的发展。城镇中下层居民消费意识的增强，带动整个社会的消费发展，扩大了社会需求，从而推动了社会生产的发展。在宋代，在消费需求的带动下，饮食业发达，特别是两都城的饮食业市场异常兴盛。新的服务随之产生和发展起来，如租赁业、邸店业的发展。

第二，促进了大众文学的发展，繁荣了文化市场。中下层居民精神消费意识的增强，使艺术拥抱大众。在宋代，出现了市民叙述自己生活的小说。城市里的瓦子、勾栏是大众艺术的场所。平民百姓在这里尽兴发挥自己的艺术细胞，又欣赏自己阶层的艺术。艺术的大众化，在一定程度上更能使艺术得到广泛的传播，进而又能推动艺术的繁荣和发展。

第三，带动平民意识的增强。平民消费意识的增强，表明他们在市场活动中非常活跃。有宋一代，城市生活非常活跃，我们可以从孟元老的《东京梦华录》、吴自牧《梦粱录》、周密《武林旧事》中看到。城镇中下层居民在社会生活中自我意识的觉醒，也就是他们平民意识的增强。这样，更加有利于社会继续向前发展。

城镇居民消费支出 第12篇

消费作为总需求的重要组成部分, 是宏观经济调控的基本变量, 而收入是决定消费的基本因素。对于消费和收入关系的研究, 出现了不同的消费理论假设。根据相对收入假设理论, 在一定时期, 人们的当期消费水平不仅与当期的可支配收入相关, 而且受前期的消费水平的影响, 具有一定的消费理性, 这就是消费的棘轮效应;同时根据生命周期假设理论, 消费者的消费不仅与当期收入相关, 同时也受过去各项的收入以及对将来预期收入的限制和影响。我们可以把相对收入假设理论与生命周期假设理论联系起来, 推出如下的结果:当期的消费水平不仅与当期的可支配收入有关, 而且还与前期的可支配收入、前两期的消费水平有关。在此先对人均可支配收入和人均消费水平取对数, 同时给出如下模型

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一、实证分析

1.观察序列的时序图

本文以1980--2007年江苏省城镇家庭平均每人可支配收入与城镇家庭平均每人全年消费性支出为研究对象 (数据来源:江苏统计年鉴2008) , 为了降低序列的波动性, 对表1中的x和y分别取对数, 用lnx和lny表示。从图1可以看出, 两变量序列具有大致相同的趋势, 说明两变量之间可能存在着协整关系。

2.单位根检验

在分析是否具有协整关系之前, 先进行时间序列的单位根检验。利用Eviews3.1的ADF方法来检验, 结果如表1。

注:检验形式 (c, t, k) 分别表示带有常数项、趋势项和滞后介数, Δlnx与Δlny分别表示lnx和lny序列的一阶差分。

从检验结果看, lnx和lny在5%的显著性水平下, 不能拒绝存在单位根的假设, 表明lnx和lny是非平稳的。因此不可能是I (0) 序列。而对其一阶差分序列进行单位根检验, 结果显示在5%的显著性水平下, Δlnx和Δlny拒绝了非平稳的原假设, 因此可以认为该序列是一阶单整的, 即I (1) 序列。

3.协整检验

由于lnx与lny均为I (1) 序列, 因而可能存在协整关系。估计如下模型:

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得到

记该回归模型的残差为ecm, 对ecm进行ADF检验,

可见, 在5%的显著性水平下, 残差序列拒绝了存在单位根的原假设, 表明残差序列是平稳的, 即lnx与lny存在 (1, 1) 阶协整关系。

当期的人均消费水平与当期的人均可支配收入及前期的人均消费水平均为一阶单整序列, 而它们的线性组合为平稳序列, 那么我们可以求出误差修正序列, 将ecm作为误差修正项, 建立误差修正模型, 如下:

undefined

从 (4) 式我们可以推出如下的方程:

undefined

估计结果如下:

结果显示D.W.的值为2.23, 在du

由模型下面括号里的t值可知, 模型的拟合效果是比较好的, 各变量前的系数符号也都符合经济意义。对模型进行稳定性检验, 发现模型的拟合值和实际值的拟合效果很好, 近似与一条曲线上。

二、结论

1.通过协整理论, 可以得到1980-2007年江苏省城镇居民人均可支配收入与城镇居民人均消费支出存在协整关系, 即两者之间存在长期的均衡关系。这符合经济理论的预测, 因为, 若不存在协整关系, 消费将不断增长, 超出收入增长, 这是不可能实现的;或者消费将降得很低, 消费者在非理性地增加储蓄。这说明在长期收入增长是制约居民消费增长的重要因素。

2.ECM模型证明了我国城镇居民消费与收入之间存在一种长期均衡的关系。当消费与收入之间的比例偏离均衡线时, 消费就会自动地向均衡方向调整。 (8) 中误差修正项的系数为负, 这个结论与误差修正机制一致。-0.667说明误差修正项以66.7%的比例对下一年的Δlnyt的取值产生影响, 调整幅度是比较大的。收入与消费的长期均衡机制对消费的变化具有强烈的制约作用。这说明居民收入增长对其消费增加的强制约作用。收入和消费长期均衡机制会对居民当期消费产生重要影响, 收入和消费长期均衡机制表现为收入和消费的共同增长, 收入增长将带动消费增长, 持续的消费增长只有在稳定的收入增长基础上才能够得到维持。

3.从短期动态变化来看, 作为城镇居民, 本期收入与消费的变动幅度对本期消费支出变动幅度有显著影响, Δlnxt的短期参数是0.7869, 这说明短期人均可支配收入的变化将引起居民人均消费支出的相同方向的变化, 当期收入对当期消费有较大的影响。收入作为调控消费的有效政策工具, 其作用是相当大的, 收入增加, 消费相应增加。当本期收入提高1个百分点, 本期消费将提高约0.7869个百分点。因此一旦收入有所增加, 其消费的欲望也就加大, 直接反映在下一期的消费也就增加。因此, 要启动消费市场以拉动经济的增长, 必须研究如何提高居民的收入。

摘要：本文从协整理论出发, 对江苏省城镇居民人均消费支出与人均可支配收入进行分析, 结果表明, 江苏省城镇居民可支配收入与消费支出之间存在长期均衡关系, 当期收入和长期均衡对居民消费都有较强的制约作用, 因此, 从长期来看, 要刺激消费来拉动经济增长, 必须增加居民的可支配收入。

关键词：协整,误差修正模型

参考文献

[1]林江鹏.我国城乡居民收入与消费支出关系的实证研究[J].经济问题探索, 2007, (4) .

[2]李子奈.计量经济学 (第二版) [M].北京:高等教育出版社, 2005.