時間：2023-03-03 15:58:37
緒論：在尋找寫作靈感嗎？愛發表網為您精選了8篇居民消費論文，愿這些內容能夠啟迪您的思維，激發您的創作熱情，歡迎您的閱讀與分享！
在僅有的幾篇文獻中，馬雙等（2010）研究了新型農村合作醫療保險對農村居民家庭食物消費的影響，發現參保家庭比未參保家庭有更多的營養物質攝入量，參與新農合使農民食品消費支出增加約81元。臧文斌等（2012）使用中國城鎮居民入戶調查數據探討了城鎮居民基本醫療消費保險對居民消費的影響，發現城職保提高了參保家庭的非醫療消費支出，低收入群體和中等收入群體提高的幅度分別為20.2%和12.6%。馬雙和甘犁（2010）研究了城鎮職工醫療保險對居民食物消費的影響，發現城職保能增加11%的居民消費。現有的研究受數據可獲得性的限制，或者僅僅關注居民食物消費，而未將居民家庭全部消費支出作為分析對象；或者只關注某一種社會醫療保險，而未將城居保和城職保兩種基本醫療保險綜合考慮，未從整體上考察城鎮醫療保險對居民消費的影響。因此，目前國內對醫療保險與居民消費關系的研究還很不充分。鑒于此，本文采用奧爾多2009年的調查數據，在收集到較為豐富的居民消費支出和醫療保險信息的基礎上，擬對醫療保險與城鎮家庭消費的問題進行進一步的研究。
二、數據與模型
1.關于數據。
本文所采用的數據來自北京奧爾多投資咨詢中心委托國家統計局開展的較大規模的入戶調查，抽樣和數據處理方法與國家統計局其他調查大致相同。該調查自2005年開始，每年1至2次，通過更新數據建立了《中國投資者行為調查問卷》數據庫。調查問卷設置了受訪者的個人特征、家庭財務情況和投資選擇等方面的35個~50個具體問題，包含詳細的家庭資產、負債、收入、消費以及其他家庭特征信息。李濤（2006）、陳彥斌等（2009）以及梁運文等（2010）利用該數據庫進行了有關居民投資行為、居民財產分布等方面問題的研究，結果表明數據質量較為可靠。雖然該數據庫最初建立的目的是為了研究中國居民的投資行為，偏向于宏觀研究，但由于調查數據中不僅包含豐富的家庭收入和消費等信息，而且有家庭是否參與醫療保險、是否有成員患有大病以及醫療支出等信息（自2009年開始有醫療保險相關信息），因此本文嘗試利用該數據庫進行醫療保險和居民消費關系的微觀研究。本文采用的是奧爾多2009年調查的A卷調查數據，在12個省的41個市（區、縣）進行，調查地范圍覆蓋東部、中部和西部各省市。與目前實證研究使用較多的CHNS數據相比，奧爾多調查數據包含了更為豐富的家庭消費支出信息，因此在家庭總消費支出、非醫療消費支出等關鍵變量上有準確的數據，而不必如現有文獻一樣使用耐用消費品存量數據替代消費支出的流量數據。同時，奧爾多2009年調查收集到的樣本量也比較大，經過數據整理，本文最終獲取的有效樣本為4694個家庭。
2.計量模型。
研究醫療保險對家庭消費的影響，必須解決兩種由自我選擇所導致的內生性問題。一是，醫療保險和家庭消費都與家庭的風險厭惡程度相關。家庭的風險厭惡程度越高，越傾向于選擇參加醫療保險；同時，家庭的風險厭惡程度越高，預防性儲蓄越高而當期消費越少。二是，醫療保險和家庭消費都受到家庭成員身體健康狀況的影響。身體健康情況較差的家庭更可能參與醫療保險；同時，身體健康情況較差的家庭會有更多的醫療消費支出和相對較少的非醫療消費支出。為了解決這兩種自我選擇問題，本文在計量模型中引入家庭風險厭惡程度和家庭成員健康狀況作為控制變量。這樣就可以在給定相同的家庭風險厭惡程度和家庭成員健康狀況的條件下，研究家庭參與醫療保險對其消費支出的影響，從而很好地解決了上述自我選擇問題。同時，本文在計量模型中引入家庭收入、家庭規模、平均年齡、平均受教育程度、女性比例等家庭特征變量作為控制變量。通過將各類控制變量逐步加入，本文得到三組計量模型來分別研究基本醫療保險對家庭總消費支出、醫療消費支出以及非醫療消費支出的影響。其中EXP、MEDEXP和NONMEDEXP分別為家庭總消費支出、家庭醫療消費支出和家庭非醫療消費支出。HI為家庭是否有基本醫療保險，是本文的核心解釋變量。SAH為家庭成員平均健康狀況，問卷中調查了每個家庭成員對自己身體健康狀況的評價，數值從1到5分別對應“非常好”、“較好”、“一般”、“較差”和“非常差”，本文取每個家庭該項指標的平均值作為SAH。RAV為家庭平均風險厭惡程度，調查數據中包含每個家庭成員的風險厭惡程度信息，數值從1到5分別對應“很喜歡冒險”、“喜歡冒險”、“一般”、“不喜歡冒險”、“很不喜歡冒險”，與SAH一樣，本文取每個家庭該項指標的平均值作為RAV。Xi為控制變量，包含一系列家庭特征變量，主要有：（1）INC，即家庭總收入，在回歸中取對數。（2）SCA，即家庭規模（家庭人數）。（3）AGE，家庭成員平均年齡。（4）EDU，家庭成員平均受教育程度。（5）FEM，家庭成員中女性占比。（6）PTY，家庭成員中是否有黨員，是二值變量（1代表是，0代表否）。（7）MIN，家庭成員中是否有少數民族，是二值變量（1代表是，0代表否）。
三、實證結果
1.醫療保險對家庭總消費支出的影響。
本文對回歸結果進行了異方差檢驗，發現模型存在異方差問題。為了解決這個問題，本文使用了異方差—穩健估計，以使回歸結果更具有可靠性。表1報告了家庭總消費支出的估計結果。第一列只估計了參與醫療保險對家庭總消費支出的影響，第二列和第三列分別加入了家庭成員健康狀況、風險厭惡程度和其他家庭特征變量。三個回歸模型都表明，參與基本醫療保險可以顯著增加家庭總消費支出。具體來說，與沒有基本醫療保險的家庭相比，參與基本醫療保險的家庭的總消費支出會高出6%，并且在5%的水平上顯著。這個結果與Gruber和Yelowitz（1999）對美國20世紀80年代中后期醫療保險制度的研究結果非常接近，他們發現放寬Medicaid條件會使美國家庭消費上升5.2%。
2.醫療保險對家庭醫療消費支出的影響。
表2報告了家庭醫療消費支出的估計結果。雖然在前兩個模型中，是否參與醫保的系數顯著為正，但加入其他家庭特征的控制變量之后，該項系數變得不再顯著（即使在10%的水平上也沒有統計顯著性）。這表明，是否參與基本醫療保險對家庭醫療消費支出并無顯著影響。雖然現有的研究曾認為醫療保險的普及會使家庭醫療消費支出增加，但是本文的回歸結果卻并不支持這一觀點。事實上，蘇春紅等（2013）利用2009年CHNS微觀調查數據進行的實證研究發現，城鎮居民基本醫療保險、城鎮職工基本醫療保險并未對居民患病就診行為產生顯著的影響。因此，參與基本醫療保險并不能使城鎮家庭的醫療消費支出呈現顯著增加。
3.醫療保險對家庭非醫療消費支出的影響。
表3報告了家庭非醫療消費支出的估計結果。醫療保險對家庭非醫療消費支出的影響是本文的關注重點。從表3中可以看出，參與基本醫療保險對提高家庭非醫療消費支出有顯著的促進作用：從模型（3.1）到模型（3.4），是否參與醫保的系數始終顯著為正；在控制家庭成員健康狀況、家庭風險厭惡程度和其他家庭特征系列變量之后，參與基本醫療保險會使家庭非醫療消費支出增加6%，并且在5%的水平上顯著。這說明，社會醫療保險的普及能夠降低預防性儲蓄，在一定程度上對居民消費起到保障作用。
四、結論與政策建議
1．1城鎮居民消費結構因子分析
(1)提取因子以及因子解釋原有變量的情況，進行嘗試性分析．根據原有變量的相關系數矩陣，采用主成分分析法提取因子并選取特征值大于1的特征根．根據計算結果，第一個因子的特征根值為3．579，解釋原有8個變量總方差的44．732%(3．579÷8×100)，累計方差貢獻率為44．732%;第二個因子的特征根為2．461，解釋原有8個變量總方差30．760%(2．461÷8×100)，累計方差貢獻率為75．492%((3．579+2．461)÷8×100)．可以看到，兩個因子共解釋了原有變量總方差的75．492%．總體上，原有變量的信息丟失較少，因子分析效果較理想．(2)因子的命名解釋，在這里采用方差最大化對因子載荷矩陣實施正交旋轉以使因子具有命名解釋性．指定按第一因子載荷降序的順序輸出旋轉后的因子載荷以及旋轉后的因子載荷圖(表2所示)．從表2可以看出，醫療保健、衣著、教育娛樂文化、居住在第一個因子上有較高的載荷，第一個因子主要解釋了這幾個變量，根據城市居民的消費習慣可解釋為生活型消費(精神享樂商品);交通和通訊、家庭設備用品、雜項商品與服務、食品變量在第二個因子上有較高的載荷，第二個因子主要解釋了這幾個變量，可解釋為生存型消費(物質必須商品)．(3)計算因子得分，這里采用回歸法估計因子得分系數，并輸出因子得分系數．根據表3可以寫出因子得分函數．F1=0．013*食品+0．317*衣著+0．031*家庭設備用品+0．247*醫療保健+0．160*交通和通訊－0．286*教育娛樂文化－0．240*居住+0．044*雜項商品與服務F2=0．209*食品－0．024*衣著+0．286*家庭設備用品－0．211*醫療保健－0．303*交通和通訊－0．023*教育娛樂文化－0．061*居住+0．300*雜項商品與服務
1．2農村居民消費結構因子分析
(1)考察原有變量是否合適進行因子分析，由于在因子分析之前一定要考察變量之間是否存在一定的線性關系，這里也用KMO檢驗方法進行檢驗．表4中，巴特利特球度檢驗統計量的觀測值為149．603，相應的概率p接近0．如果顯著水平a為0．05，由于概率p小于顯著水平a，應拒絕零假設，認為相關系數矩陣與單位陣有顯著差異．同時KOM值為0．252，根據Kaiser給出KMO度量標準可知原有變量適合進行因子檢驗．可以看出農村居民消費數據的數據結構良好，具有可操作性，與城鎮居民的消費數據一樣都能進行因子分析．(2)提取因子以及因子解釋原有變量的情況．與城鎮居民消費結構數據一樣，根據原有變量的相關系數矩陣，采用主成分分析法提取因子并選取特征值大于1的特征根．根據計算結果，提取因子的情況非常理想．第一個因子的特征根值為4．908，解釋原有7個變量總方差為61．352%(4．908÷8×100)，累計方差貢獻率為61．352%;第二個因子的特征根為1．241，解釋原有8個變量總方差15．506%(1．241÷8×100)，累計方差貢獻率為76．858%((4．908+1．241)÷8×100)．總體上，因子分析效果較理想．(3)因子的命名解釋，通過對比觀察表2，表5，農村居民消費與城鎮居民消費是有區別的．在農村居民消費數據中，食品、衣著、家庭設備用品、教育娛樂文化在第一個因子上有較高的載荷，第一個因子主要解釋了這幾個變量，根據農村地區的消費習慣可解釋為生活型消費(精神享樂商品)．醫療保健、交通和通訊、雜項商品與服務、居住在第二個因子上有較高的載荷，第二個因子主要解釋了這幾個變量，可解釋為生存型消費(物質必須商品)．通過指標體系的構建，了解到城鎮居民與農村居民在消費偏好上的差異:同是生活型消費或者同是生存型消費，但由于農村與城鎮的環境條件不同，消費習慣不同，同類型消費下的指標構成是不盡相同的．(4)計算因子得分，這里采用回歸法估計因子得分系數，并輸出因子得分系數．根據表6可以寫出因子得分函數．
2重慶市城鄉居民消費結構對比
2．1城鎮居民消費結構演變特征
根據因子得分計算結果繪制出農村居民消費兩因子得分散點圖，如圖1所示(F1因子一;F2因子二)．觀察圖1，從2000年至2011年重慶城鎮居民的生存型消費因子得分高于生活型消費因子得分，但是重慶城鎮居民的生活服務型消費因子得分一直在不斷提高并逐漸接近生存型消費因子得分．總的來看，生存型消費因子所占比重逐漸下降，生活型消費因子所占比重不斷上升，這說明隨著重慶市GDP的不斷提高，重慶市城鎮居民的收入增加，消費觀念轉變，再加上近幾年來醫療、住房制度的改革和教育收費改革的逐步見效，居民生活服務型消費支出出現減少，居民的基本生活服務得到了保障，在物質享受消費充足的城鎮，居民將更多的錢以及注意力投入到了自身的生活環境與精神文明的消費中去．從以上分析可看出，重慶城鎮居民的消費結構在加速演進，已經不再只追求物質生活質量，而且更加注重精神文化生活的消費，消費結構趨向合理化．
2．2農村居民消費結構演變特征
根據上述SPSS軟件的因子得分計算結果繪制出農村居民消費情況的兩因子得分散點圖，如圖2所示(F1因子一;F2因子二)．觀察圖2，生活型消費因子所占比重從2000年到2004年是遞減的，到了2005年開始上升．生存型消費因子所占比重從2000年到2009年從總體上來說是一直遞減的，2010年的時候突然上揚，占了較大的消費比重，但到了2011年又繼續遞減．目前，居民生存型消費支出在減少，用于居家享受型消費支出也出現相應的增加．這說明重慶市的GDP增加了，重慶市居民的收入增加了，醫療、住房制度的改革和教育收費改革正在不斷實施，農村居民的生活質量確實在不斷提高．但仍然要注意2010年生存型消費出現的反彈跡象．相對于城鎮居民的消費情況，農村居民的消費情況還不太穩定，從中反映出重慶市政府政策對農村地區的影響力與農村的生活服務保障情況都不太穩定．這可能是由于城鎮居民收入的增加突出、明顯，但農村居民不那么明顯，農村居民收入增加比重不高，醫療、住房制度改革和教育收費改革等政策在農村地區起效慢，效果不明顯;另一方面也應該考慮到，農村的消費觀念落后，在經濟不斷增長的年份里，農村居民始終保持著較高的生活服務型消費，居家享受型消費比重一直不高．說明農村居民一直注重生存的消費，而忽略了享受的消費．從以上分析可看出，重慶農村居民的消費結構在最近幾年演進較慢，更加注重物質生活方面的消費，消費結構不太合理，需要進一步的調整．今后政府應該加強宏觀經濟政策的執行效果，引導農村居民消費結構向更加健康、合理的方向演進．
3促進城鄉居民消費結構優化的對策措施
第一,食品消費支出比重隨收入增加呈現出明顯的下降趨勢,這與恩格爾定律的表述一致。但最低收入戶與最高收入恩格爾系數相差太過懸殊,分別為47.43%和28.02%,相差將近20個百分點。城鎮最低收入戶剛剛解決了溫飽問題,而最高收入戶的生活水平按照恩格爾系數的評價標準早已達到了富裕型,甚至接近最富裕型。第二,衣著消費支出比重隨收入增加緩慢上升,到高收入戶又有所下降,但各收入組支出比重相差不大,支出比重最大的中等收入戶與最小的最低收入戶只差2.91個百分點。衣著支出比重沒有更多的遞增且最高收入戶的支出比重有所下降,這些都符合恩格爾定律關于衣著消費的引申。隨著收入的增加,衣著支出比重呈現先上升后下降的走勢。事實上,在當前的價格水平和服裝業的發展水平下,城鎮居民的穿著是有一定限度的,而且居民對衣著的需求也不是無限膨脹的,即使收入水平繼續提高,也不需要將更大的比例用于購買服飾用品了。第三,家庭設備用品及服務、交通通訊、娛樂教育文化服務和雜項商品與服務的支出比重呈逐組上升趨勢,說明居民的生活水平隨收入的增加而不斷提高和改善。第四,醫療保健支出比重隨收入水平提高呈現一種兩端高、中間低的走勢,支出比重最低的是最高收入戶,為6.72%;最高的是高收入戶,為8.24%,兩者僅差1.52個百分點。這是因為醫療保健支出作為生活必須支出,不論居民生活水平高低,都要將一定比例的收入用于維持自身健康,而且由于醫療制度改革,加重了個人負擔的同時,也減小了舊制度可能造成的不同行業、不同體制下居民醫療保健支出的差別,因而不同收入等級的居民在醫療保健支出比重上差別不大。第五,居住支出比重基本上呈逐組下降的趨勢,由最低收入戶的12.34%下降到中等偏上戶的9.79%,但最高收入戶的居住比重達到9.91%,這與我國居民消費能級不斷提升,住宅商品正在越來越成為城鎮居民關注的熱點是相吻合的,同時與恩格爾定律的引申也是一致的。可以看出,城鎮居民的消費狀況雖然受價格水平、消費習慣、消費環境、消費心理預期等諸多因素的影響,但歸根結底仍取決于居民的收入水平,要提高城鎮居民的消費支出,必須增加居民收入。因此,采取切實有效的措施增加城鎮居民的可支配收入,不僅可以提高全國城鎮居民的總體消費水平,促進消費結構向著更加健康、合理的方向發展,而且在啟動內需,促進我國的經濟發展方面有著重大的現實意義。
2我國居民消費結構的縱向分析
進入21世紀以來,隨著經濟體制改革的深入,國民經濟的迅速發展,我國城鄉居民的消費水平顯著提高,居民的各項支出顯著增加。隨著消費水平的提高,我國城鄉居民消費從注重量的滿足到追求質的提高,從以衣食消費為主的生存型到追求生活質量的享受型、發展型,消費質量和消費結構都發生了明顯的變化。城鎮居民在食品、衣著、家庭設備用品三項支出在消費支出中的比重呈現明顯的下降趨勢,其中食品類支出比重降幅最大,達15個百分點;衣著類下降4個百分點;家庭設備用品類下降幅度不是很大。與此同時,醫療保健、交通通訊、文化娛樂教育服務、居住及雜項商品支出在消費支出中的比例均有上升,富裕階段的消費特征開始顯現。3我國居民消費變化的趨勢特點
(1)居民收入迅速增長,消費水平大幅度提高,消費結構呈現明顯的富裕型特征消費是收入的函數,收入的增加是消費水平提高和消費結構變化的前提。隨著我國經濟的發展,我國居民的收入水平不斷提高,特別是21世紀以來,我國居民的收入水平迅速提高。伴隨著收入水平的提高,城鄉居民各項支出全面增加,消費性支出大幅度增長。2005年,我國城鎮、農村居民人均消費性支出分別為6510.94元和1943.30元,是1994年的3.9倍和2.5倍。今后5—10年以至更長時間,我國經濟保持一個較高的增長速度是完全可能的,城鄉居民的消費水平將大幅度提高。
(2)消費能級不斷提高,消費內容日益豐富,住房與轎車消費同時升溫,可望提前成為消費熱點在消費水平提高和消費結構改善的同時,城鄉居民的消費能級不斷提高。
(3)以教育為龍頭的娛樂教育文化服務類消費繼續攀升隨著人們對知識認知程度的提高和自我完善意識的增強,對教育的投入仍會保持增長。目前從子女教育在人們儲蓄目的位居前列的情況看,對教育及教育產品的投入仍是今后一個時期的消費熱點。大力發展教育事業,特別是高等教育、成人教育、職業教育應是政府長期堅持和倡導的。
4我國大部分地區居民消費水平偏低的原因及解決方法與策略
(1)居民消費率分析:居民消費率是指在一定時期內一國(或地區)居民消費部分占GDP的比重。改革開放以來的30年中我國居民消費率的變化大體上可以分為五個階段:第一個階段是1978-1981年,這一階段居民消費率直線上升,并在1981年達到了改革開放以來的最高點(53.1%)。第二個階段是1982-1989年,這8年中居民消費率出現過幾次小幅波動,但基本上比較穩定。第三個階段是1990-1994年,居民消費率持續下降。第四個階段是1995-2000年,在此期間,除了1997年居民消費率出現了小幅下降以外,其余年份均保持上升趨勢,但是上升幅度相當小,只有1.9個百分點。第五個階段是2001-2005年,居民消費率直線下降,并且在2005年達到了歷史最低點(38.2%)。
(2)居民消費占最終消費的比重:改革開放以來的1978年到2005年期間,我國最終消費中居民消費所占的比重雖然出現過波動,但是整體上保持穩定。值得注意的是2004年居民消費的比重直線下降。改革開放以來,我國居民消費占最終消費的比重最高只有81.5%,而且大多數年份不到80%,尤其是2004和2005兩年居民消費的比重更是降到了73.3%。國外經驗表明,居民消費占最終消費的比重一般不低于80%。這也從另一個方面反映出我國居民消費率偏低的事實。
(3)最終消費率分析:最終消費率是指在一定時期內(通常為一年或一個季度)一國(或地區)最終消費占GDP的比重。改革開放以來的28年中我國最終消費率的變化大致上可以分為四個階段:第一個階段是1978-2005年,居民消費率直線上升,并在1981年達到了改革開放以來的最高點(67.5%)。第二個階段是1982-1994年,除了在1985、1988和1989這三年有小幅回升外,其余年份均在下降。第三個階段是1995-2000年,除了1997年最終消費率出現了小幅下降以外,其余年份均保持上升趨勢,但是在整個階段中,最終居民消費率上升的幅度并不是很大,只有3.6個百分點。第四個階段是2001-2005年,居民消費率直線下降,并且在2005年達到了歷史最低點(52.1%)。與我國處在相同發展階段的一些國家的最終消費率一般均在80%以上,但是我國的最終消費率在2003年卻只有55.4%。
以上分析顯示,1978年以來的任何一個時期,我國的居民消費率和最終消費率都明顯偏低,尤其是2001年以來尤甚,這表明我國當前消費不足明顯存在。
論文關鍵詞:消費結構;消費趨勢;因子分析;聚類分析
論文摘要:近年來,我國宏觀經濟形勢發生了重大變化,經濟發展速度加快,居民收入穩定增加,在國家連續出臺住房、教育、醫療等各項改革措施和實施“刺激消費、擴大內需、拉動經濟增長”經濟政策的影響下,全國居民的消費支出也強勁增長,消費結構發生了顯著變化,消費結構不合理現象得到了一定程度的改善。為了進一步改善我國居民的消費結構,正確引導消費,提高我國居民的消費水平和生活質量,有必要對我國各省市居民的消費結構進行考察和研究,以期發現特點和規律。采用“雙對數模型”對我國居民的消費結構進行了趨勢分析,通過“聚類分析”對我國各地區居民消費結構之間的異同進行考察并作比較研究,總結出了我國居民消費呈現富裕型、娛樂教育文化服務類消費攀升的趨勢特點。
1.1消費價格
價格對消費結構的影響，首先表現在居民消費價格總水平上。消費價格總水平的變化意味著消費者可支配的貨幣能夠購買到的消費品的數量和質量的變化，這就促使消費者在消費和儲蓄之間以及各種金融資產之間做出重新選擇，從而使消費結構發生變化[2]。消費品之間的比價變化也會影響人們的消費結構。一般來說，生活必需品的需求價格彈性較小；而一些高檔奢侈品的需求價格彈性較大。正因為各種消費品的需求價格彈性不同，所以它們之間的比價變化會影響人們對不同消費品的需求量，進而影響消費結構。
1.2產業結構
產業結構決定產品結構，決定消費結構，是影響消費結構的又一個重要因素。首先，消費資料主要來源于第一、三產業及第二產業中的輕工業，它們的發展狀況及在整個產業體系構成中的比重直接決定了廣大居民的消費水平和消費結構。其次，三次產業內部的結構變化對消費結構的影響。三次產業內部結構的變化直接決定了居民消費的具體品種，反映了消費結構微觀層次的變化。如第一產業內部種植業、畜牧業的結構，對人們食物消費結構中的糧食、水果、肉蛋奶的消費有直接的影響。
1.3消費傾向
消費結構和儲蓄之間也是有著密切的關系的。雖然近年來鎮江城市居民消費傾向（消費性支出占可支配收入的比重）穩定在63%左右，但邊際消費傾向呈現出較大差異。
2鎮江市居民消費結構實證分析
2.1恩格爾系數分析
恩格爾系數是指用于食物的消費支出占總消費支出的比例。2012年鎮江城市居民的恩格爾系數為39.3%，比2000年的42.7%下降了3.4個百分點。按照恩格爾系數劃分貧富的標準，鎮江城市居民已處于相對富裕階段。但是恩格爾系數的下降不僅源于人均收入水平的迅速上升和生活水平的急劇提高，而且在很大程度上體現了居民消費觀念的多元轉變。因此從總體上講，鎮江城市居民生活仍處于小康階段，正在逐漸走向富裕。
2.2邊際消費傾向分析
2012年鎮江城市居民總體的邊際消費傾向為0.413，這說明在新增可支配收入中，41.3%用于了生活消費。其中，食品、教育文化娛樂與其他商品和服務的邊際消費傾向最高，分別達到0.077、0.070和0.098。城市居民在基本的生活滿足后，更加注重飲食的豐富化和科學化，教育的多樣化和層次化，旅游和美容等成了城市居民十分熱衷的消費項目。由于國家住房調控等政策的實施，居民在居住需求方面的意愿降低，居住的邊際消費傾向僅為0.009。
3鎮江城市居民消費結構變動對經濟增長的影響分析
隨著市場化進程的不斷加快，鎮江經濟運行逐步從生產主導型轉變為消費主導型。市場化程度越高，需求特別是消費需求對經濟增長的牽動作用就越大，其規模、結構和增長速度，是制約經濟增長的主要條件之一。居民消費結構的升級對經濟的發展起到助推器的作用。從基本生活消費為主的初級階段到以家用電器及耐用品等向高檔化方向發展的第二次、三次消費階段的升級，對電子、鋼鐵、機械制造等行業產生強大的驅動力，推動了經濟的發展。
4鎮江市經濟增長對居民消費結構的影響分析
經濟增長對消費結構傳遞機制可以歸納為經濟增長居民收入水平提高消費需求增加消費結構改變經濟進一步增長，具體如下：
4.1經濟發展推動消費增長
由于資料的限制，消費對經濟的貢獻可用地區生產總值的增長率來代替。2008年至2012年期間，鎮江市地區生產總值由1491.83億元增長至2630.42億元，四年間增長了76.3%；而相對應的，鎮江城鄉居民收入四年間分別增長了54.7%和66.8%，城鄉居民消費性支出增長了51.6%和60.0%。隨著經濟的增長，居民消費（收入）也有了較快增長。
4.2消費的商品化和市場化程度促進經濟增長
一方面，不同于計劃經濟體制下的賣方市場，市場經濟條件下為買方市場，供過于求，消費者的需求導向決定著市場的發展導向，消費品的商品化和市場化程度大大提高，另一方面貨幣分配形式增強了消費的選擇性和自主性，拓寬了消費渠道。
4.3以智能化為特征的信息產品引導消費，實現質的飛躍
近年來，信息產品進入家庭，無論是從數量擴張和質量提升都達到相當高的速率。移動電話、家用電腦等擁有量成倍增長。十年來，城市居民家庭彩電擁有量增長49.0%、照相機增長22.0%、攝像機擁有量增長3.7倍；移動電話增長3.7倍，家用電腦增幅達到7.4倍。消費產品的智能化、網絡化和數字化也預示著未來居民生活更加豐富多彩。
5實現居民消費結構合理化的基本對策
消費結構的合理化作為一個動態的運行發展過程，客觀上存在著一些標準來幫助人們判別消費結構是否已趨于合理。這些標準主要包括生理標準（保證勞動力的再生產）、經濟標準（消費結構應與生產力水平、生產能力、資源承載能力和經濟承受能力相適應）和社會標準（有利于人的身心健康和全面發展）等。
5.1提高居民收入水平
千方百計提高鎮江居民的收入水平，盡快扭轉鎮江居民收入水平長期低于蘇南地區平均水平被動局面，不僅可以有效地促進區域消費水平的提升，而且還能啟動目前較為低迷的消費市場。因此必須大力發展生產力，增加居民收入，將對消費需求的回升產生一定的推動作用，從而促進鎮江居民的生活消費水平不斷提高，消費結構升級步伐的不斷加快。
5.2積極調整產業結構
多年來，鎮江憑借其獨特的區位優勢和自然稟賦，堅持錯位發展，揚優求特，積極發展高新技術產業和現代服務業，產業結構調整步伐加快。現階段，鎮江應當做好以下幾方面文章。一是建立健全以企業為主體、市場為導向、產學研相結合的技術創新體系，加速科技成果轉化和產業化。二是建設好協作配套園區。按照發展壯大產業鏈、加速培育產業集群的整體思路，培育一批競爭力強、帶動作用大的優勢骨干企業。三是以發展現代農業為重點，推進農業產業化進程。
5.3完善社會保障制度，改善消費環境
（一）降低農村居民收支波動性據分析
想要發展通河縣農村消費信貸，必須從降低支出和增加收入兩方面著手，而降低農村居民的收入波動性則更為重要。一是降低支出波動性方面。要使農民的非預期支出得到降低，就必須完善農村的醫療和養老保障體系，這樣就會減少重大疾病及意外事故對農村居民家庭的影響。這不僅可以提高居民的財務穩定性，還在一定范圍內控制了農戶未來面對的不確定因素，對農村居民消費信貸的發展產生了促進作用。二是降低收入波動性方面。首先，農村具有先天地理條件優勢，可以有效的利用自有的耕地資源，在種植和養殖業上實行多方位多層次的發展方向。開展分散種植，既可以使市場的價格風險得到降低，還可以避免農民在豐收的季節收入卻下降的尷尬局面；另一方面也分散農業風險，降低自然災害對農業收入的影響。其次，通河縣擁有大量閑置勞動力，可以鼓勵這些農村居民進城務工，一方面可以提高農村居民的收入；另一方面，這種勞動力的轉移，也為城鎮的經濟發展提供便利條件。
（二）改變農村居民的貸款成本
農民的貸款成本因其對消費信貸的影響作用不同，可以分為利息成本和非利息成本，我們可以根據其不同的特點，進而采取相應的措施。一是利息成本支出。提高利率水平，不僅可以加強農村金融機構應對貸款風險的能力，還可以降低銀行的貸款標準，進而提升農村消費信貸的市場需求。而一些農民的還款能力良好，由于其沒有適合的抵押物而沒有獲得貸款，這樣會制約農村消費信貸的發展。而提高利率水平，可以使他們更容易參與到信貸市場，促進農村消費信貸的發展水平。二是非利息成本支出。在降低農村居民貸款的過程中，非利息成本可以充分改善農村居民消費信貸的發展狀況，它是影響農村居民獲取消費信貸的一個重要因素。首先，為了降低借款雙方的信息不對稱問題，可以通過引入第三方來解決，比如設立第三方擔保公司。開設第三方擔保公司的合伙人必須來自同一村鎮，同時得到當地政府部門的資格許可，并要繳納一定數量的資本金，才能保證對外提供擔保業務。除此之外，還需保證有效流通及共享的信息，提升違約付出的代價，這樣可以使借貸款兩方信息不對稱的問題得到緩解，保證農村消費信貸健康有序的發展。其次，可以允許民間資本按照規定進入農村的消費信貸市場，試點發展村鎮信用合作社。由于村鎮信用社立足于本區域農村，對周圍的人文地理環境都有較深的了解，這樣能夠掌握貸款農戶的實際經濟情況及信用記錄，從而降低借貸款雙方信息的不對稱。這樣能夠保證識別與警惕不良貸款人，同時降低優質貸款人的非利息成本支出。
（三）改變農村居民的預期收入水平
為了能夠更好的促進農村消費信貸的發展，就需要提高農村居民的預期收入水平，而提高農村居民的文化程度，則是最為行之有效的途徑。這主要體現在以下兩個方面：首先，隨著文化水平的提高，農村居民對部分金融方面的知識更為了解，同時也更容易接受。這樣就可以通過合理運用一些例如金融、保險等金融工具，來降低風險，減少不必要的損失。
二、結語
根據統計數據，我們對2008年金融危機以來樂山市的數據進行了分析，農村居民消費行為呈現下述特征：1.1農村居民消費能力逐年上升。全市社會消費品零售總額自2008年以來，呈現了快速增長的趨勢，年均增速達19.125%。隨著支持農村經濟發展的各項政策出臺，農民收入大幅提高，農民消費能力和消費質量不斷提高。1.2農村居民食品消費占比逐年下降。2008年以來，樂山市農村居民人均消費支出較快增長，恩格爾系數呈下降趨勢，年均下降0.975個百分點。目前，食品在農村居民消費中仍占最大份額，副食品消費份額上升，農村居民對食品的營養和口味越來越注重。1.3服裝類消費增加，占比仍然較低。農村居民服裝類支出逐年增加，年均增長為34.27%；但占比仍處于較低水平，農村居民服裝消費已從傳統的布匹消費向成衣消費轉化，品牌意識和時尚意識有所增強。1.4住房支出增加，住房質量和面積得到提升。2008年“汶川”地震后，住房支出出現了一個回落階段，2009年后農村居民建房支出快速增長，住房逐漸由滿足生存需要向舒適型轉變。1.5家電類消費增加，人均家電擁有量上升。樂山市農村居民家庭耐用消費品消費逐年上升，年均增長52.7%，其中2008年出現暴發性增長，當年同比增長106.5%。彩色電視機基本普及，冰箱、洗衣機的擁有量非常高，摩托車的擁有量也已達到較高的比重；這與國家出臺家電下鄉、汽車下鄉政策引導農村消費密切相關；同時，農村電網改造也促進了空調、家庭用小型機械等方面的消費，小家電的擁有量不斷攀升。1.6交通和通訊費用穩步增長。農村居民外出務工增加，其交通和通訊費用穩步增長，手機在農村已經普及，但座機和寬帶的擁有量比較少。1.7文化娛樂消費占比略降。農村居民文化娛樂消費主要為子女教育支出，隨著義務教育階段免除學費等政策的實施，子女教育支出占比呈下降趨勢；但職業教育和高等教育方面的支出呈現上升趨勢。農村居民用于其他文化娛樂消費支出很少。1.8醫療保障消費支出增加。農村居民醫療保障消費支出穩步增長，隨著農村合作醫療、農村低保等保障制度的建立和完善，增加了農民保障性保險的支出，促進了農民消費的積極性。1.9消費商品求廉、求實，人情消費穩定。調查顯示，農村居民對價格特別敏感，購買商品優先考慮“結實、耐用、實用”，其次是“便宜”。農村居民宗族、家庭觀念強，強調人際關系，好面子，鄰里親友的紅白喜事都要支出和消費，鄰里禮金100元左右，近親100-500元左右，年均支出近千元。
2.樂山農村居民消費分析
2.1基本分析
對消費的分析多采用消費傾向指標，常見的有平均消費傾向、邊際消費傾向。平均消費傾向是指任一收入水平上消費支出在可支配收入中的比率，用公式表示為：APC=C/Y，即：平均消費傾向=消費支出/收入。邊際消費傾向是消費曲線的斜率，指增加的消費和增加的收入之間的比率，用公式表示為：MPC=ΔC/ΔY，即：增加1個單位的收入中用于增加消費部分的比率。樂山市農村居民的平均消費傾向和邊際消費傾向均高于城鎮居民，都接近于1。這說明農村居民收入基本都用于了消費，在這種情況下其收入增加將對消費增長有更大的貢獻。
2.2農村居民消費的促進措施
改革開放以來，我國城鎮居民消費結構發生很大的變化，通過國家統計給出2003-2012年的城鎮居民消費數據，來具體分析一下城鎮居民消費結構變化趨勢。
1.食品消費食品消費直接影響城鎮居民的物質生活和水平，人們只有溫飽問題解決了才會出現其他消費，這是其他消費的基礎。從國家統計局統計十年內我國城鎮居民的食品消費情況可以得出：從2003-2012年，城鎮居民的消費水平一直處于上升的階段，并且從2007-2008年間，上升的速度是最高的。
2.衣著消費隨著溫飽問題的解決和人民生活水平的提高，人民開始其他的消費品，比如我日常生活中衣著的消費，通過數據分析中可以得出：2003-2012年，城鎮居民在衣著消費水平的趨勢也是呈現直線上升的趨勢。
3.家庭用品消費家庭用品消費支出從2003-2012年也是一直處于上升趨勢。城鎮居民目前對高檔耐用消費品的需求已經飽和,現處于更新的階段,因而家庭用品的消費支出增加不大。隨著更新換代的加快以及新的消費“熱點”的形成,用品支出將趨于相對穩定,不會明顯下降。
4.醫療保健消費從數據中可知，醫療保健支出比重一直呈上升趨勢。一是表明人們生活水平提高了，開始注意保持健康的身體，二是物價上漲和各種收費提高使居民支出增加，并且居民的對健康方面的意識在不斷地加強。
二、影響我國城鎮居民消費結構的變化因素
1.城鎮居民收入變化一切消費的最終形成必然依賴于一定的購買力來實現。收入水平的變化直接決定著消費結構的最終形成及變化，我們從兩個方面加以分析。第一，從歷史資料看，收入水平的不斷提高推動著消費結構的改變。第二，從不同收入居民家庭看，不同收入水平決定著不同的消費結構。
2.物品價格變動價格是影響居民消費投向的重要因素之一，價格的變動，勢必要影響到消費結構的變化。1978年以后，國家開始調整不合理的價格體系，食品價格提高幅度較大，從而使城鎮居民恩格爾系數居高不下的重要原因；1993年，國家大幅度調整糧、油價格；自1988年物價猛漲，許多居民擔心貨幣貶值，大筆資金投到日用品，特別是耐用消費品上。
3.國家政策變化分配政策的變化，使居民間收入差距擴大，從而打破了過去消費結構的趨同性，形成了具有一定層次梯度的消費結構。同時，由于各項改革措施的陸續出臺，特別是住房制度改革的逐步推出，房租的提高，加大了住房支出的比重。以后，隨著醫療制度改革、退休制度改革和養老保險的推進，消費儲蓄的比例也會增加，這些都會改變消費結構。
4.消費者消費觀念和心理的變化隨著改革開放的進一步加深和收入的提高，居民的消費觀念和心理發生了很大的變化求新、求奇、求美、求精的消費觀念普遍被人們接受；攀比心理、追求名牌心理等也對居民購買行為有著重要的影響。人們越來越追求方便、舒適的生活。
三、結語
第二次世界大戰結束以后，凱恩斯主義在西方許多國家大行其道。凱恩斯主義流行的結果之一就是政府支出不斷攀升和政府規模不斷擴大。這促成了學者們對政府支出是否影響和如何影響居民消費問題的關注。20世紀70年代開始，這方面的研究成果越來越多。我國學者則是自21世紀以來才開始關注這個問題。目前國內外學界在政府支出與居民消費的關系問題上主要形成了三派觀點：（1）擠出說。這種觀點認為，政府支出增加會對居民消費產生擠出效應，或者說，政府支出與居民消費之間是一種替代關系。（2）擠入說。與前一種觀點相反，這種觀點認為政府支出增加會對居民消費產生擠入效應，或者說，政府支出與居民消費之間是一種互補關系。（3）不相關或不確定說。這種觀點認為，政府支出變化與居民消費變化之間沒有相關性或具有不確定性。所謂不確定性是指，在某些條件下，居民消費與政府支出是互補的；但是在另一些條件下，居民消費與政府支出則是替代的。
1．國外學者的研究。貝利（M．J．Bailey）在其《國民收入與價格水平》一書中最先研究了政府支出與私人消費的關系，他通過對三部門國民收入決定模型的經驗檢驗證明二者之間存在一種替代關系，即政府支出會部分擠出居民消費支出。［1］巴羅（R．J．Barro，1981）認為，政府支出增加將通過財富效應和替代效應兩條渠道擠出私人消費，并且，暫時性的政府支出比持久性的政府支出產生更大的對私人消費的擠出效應。［2］科孟迪（R．C．Kormendi，1983）根據美國的經驗數據估計出政府支出替代私人消費的系數約為0．2。［3］阿喬（AlanAschauer，1985）以霍爾（Ro－Hall，1978）的最優化消費模型和由此推導出的歐拉方程為基礎，構造了一個帶有輔助方程的消費方程，并用美國的經驗數據估計出政府支出對私人消費替代程度的區間為［0．23，0．42］。［4］埃姆德（S．Ahmed，1986）用跨期替代模型證明英國的政府支出擠出了居民消費。［5］阿瑪諾和威簡托（R．Amano＆T．Wirjanto，1997）估計了政府支出與居民消費的跨期替代彈性和期內替代彈性，發現美國政府支出與居民消費存在替代關系，且期內替代彈性為0．9。［6］霍（T．W．Ho，2001）通過對24個OECD國家1981—1997年的面板數據計量分析發現，政府支出與私人消費呈現顯著的替代關系，替代系數為0．5387。［7］埃斯惕威和桑切斯－勞皮斯（V．Esteve＆J．Sanchis－Llopis，2005）根據持久收入假說和1960—2003年的西班牙統計數據分析發現，西班牙的政府消費性支出與居民消費之間存在Edgeworth－Pareto意義上的替代關系。［8］但是另一些研究者發現，政府支出與私人消費之間是一種互補關系，政府支出增加不是擠出而是擠入私人消費。卡拉斯（G．Karras，1994）將政府支出函數直接引入了消費者的目標效用函數，應用30個國家1950—1987年的數據對消費的歐拉方程進行了計量分析，結果顯示從總體上來說私人消費與政府支出是一種互補關系，即政府支出可以擠入私人消費，并且這種互補關系與政府規模呈反比關系。［9］奈伊和霍（C．C．Nieh＆T．W．Ho，2006）運用面板協整方法和1981—2000年的數據估計了23個OECD國家和地區私人消費與政府支出的期內替代彈性和跨期替代彈性，其結論是，從總體上看，私人消費和政府支出是互補的。布朗和韋爾斯（A．Brown＆G．Wells，2008）將面板協整方法運用于分析澳大利亞6個州的經驗數據，其結論是澳大利亞的私人消費與政府支出呈現互補關系。［11］一個有趣的現象是，使用標準的隨機動態一般均衡模型（DSGE）的研究者往往得出政府支出①沖擊會擠出私人消費的判斷，而一些使用向量自回歸（VAR）技術的經驗研究得出的結論卻是，政府支出沖擊通常會擠入私人消費。但是，有些學者又認為，政府支出擠入私人消費的結論可能是由于VAR技術本身的原因引起的。還有一些學者發現，政府支出與居民消費之間的關系是不確定的或不相關的。阿瑪諾和威簡托（R．Amano＆T．Wirjanto，1994）沿著霍爾（Rob－ertE．Hall）模型最優化的思路分析了1953—1993年加拿大政府支出對私人消費的影響，但在對歐拉方程進行計量分析時考慮了時間序列數據的協整和非協整兩種情況，結果發現，在協整的假設下私人消費與政府支出是互補的，但是在非協整的假設下私人消費與政府支出則是替代的。［12］阿瑪諾和威簡托（R．Amano＆T．Wirjanto，1998）依據持久收入假說構建了一個嵌入了替代彈性不變函數的跨期替代彈性的效用函數，其結論是：當跨期替代彈性（對于跨期替代彈性的效用函數來說）大于、小于、等于期內替代彈性（對于替代彈性不變的效用函數來說）時，私人消費與政府支出呈現Edge－worth－Pareto意義上的互補、替代、不相關的關系。他們還進一步使用1953—1994年美國的季度數據估計出這兩個替代彈性系數都約等于1．56，這意味著美國的私人消費和政府支出在Edgeworth－Pareto意義上是不相關的。［13］克旺（Y．K．Kwan，2006）將協整方法用來分析東亞9個國家和地區的面板數據發現，在印度尼西亞和新加坡，私人消費和政府支出之間存在互補關系，而其他7個國家或地區的私人消費和政府支出之間存在著替代關系，不過替代程度大小不同。
2．國內學者的研究。我國學者對政府支出與居民消費的關系的研究始于1998年我國第一次大規模實施積極的財政政策、擴大內需以后。國內學者在這個問題上的結論也是莫衷一是。財政部辦公廳課題組（2001）認為，關于私人消費和政府支出，有人認為它們具有某種替代關系，這需要具體分析。從財政支出結構看，某些種類的政府支出例如招待費，的確是私人支出的替代品；但其他一些支出諸如交通設施支出，則是私人消費的互補品；其他許多公共支出可能既是私人消費的替代品又是互補品。［15］胡東書（2002）使用2000年以前中國的時間序列數據所做的回歸分析表明，政府支出變動與居民消費之間呈正相關關系，二者之間從整體上看是互補關系而不是替代關系，政府支出增加對居民消費的作用是擠入的而不是擠出的。［16］謝建國和陳漓高（2002）通過建立一個居民消費的跨期替代模型，分析了中國的政府支出與居民消費之間的關系，認為在短期內，中國政府可能通過增加政府支出的方式增加總需求，但在長期均衡時政府支出完全擠占了消費支出。［17］黃頤琳（2005）通過構建實際的經濟周期（RBC）模型，利用隨機動態一般均衡（DSGE）方法對中國經濟進行實證檢驗。結果表明，改革開放后政府支出對居民消費產生了一定的擠出效應。［18］李廣眾（2005）在消費者最優選擇歐拉方程基礎上推導出用以分析政府支出與居民消費之間關系的模型，然后對全國、城鎮和農村的樣本進行估計，結論是：改革開放以來，中國政府支出與居民消費之間表現為互補關系。［19］張治覺和吳定玉（2007）利用可變參數模型對我國1978—2004年的數據進行了動態分析，結果表明，從總體上分析，在大多數年份政府支出對居民消費產生引致效應；從結構上分析，政府投資性支出對農村居民消費和城鎮居民消費產生了擠出效應；從1998年開始，政府消費性支出對農村居民消費和城鎮居民消費產生了引致效應；政府轉移性支出在大多數年份對農村居民消費和城鎮居民消費產生了引致效應。申琳和馬丹（2007）對1978—2005年我國政府支出影響居民消費的兩個渠道（消費傾斜渠道和資源撤銷渠道）進行了經驗分析，發現我國人均政府支出增加通過消費傾斜渠道促使人均居民消費上升，通過資源撤銷渠道使得人均居民消費下降；綜合來看，人均政府支出增加通過兩種渠道最終導致人均居民消費下降，即政府支出與居民消費存在長期替代關系。楚爾鳴和魯旭（2008）通過構建政府支出與居民消費跨期替代模型，并利用1990—2005年我國27個省、直轄市和自治區的相關數據進行面板協整檢驗和完全修正普通最小二乘估計，發現中國地方政府支出與居民消費呈現較弱的互補關系。楊子暉等人（2009）通過面板協整分析發現，中國政府消費支出與私人消費成互補關系。陳創練（2010）所做的面板數據實證分析的結果表明，我國政府消費與居民消費呈互補關系。但是，他又指出，政府消費與居民消費的互補程度可能受政府支出規模的影響。比如，隨著政府支出規模的擴大，政府將減少與居民消費呈互補關系的公共物品（如國防支出）的提供，而增加與居民消費呈替代關系的公共服務（如科學教育衛生事業支出和學校午餐等）的供給。［24］胡蓉等人（2011）利用我國城鄉居民1978—2009年的人均消費、政府支出和可支配收入等數據，通過建立協整方程和誤差修正模型對政府支出如何影響居民消費進行了實證研究。結果發現，政府支出在短期內對居民消費具有擠入效應，而在長期則具有擠出效應。由上我們看到，我國學者主要是從總量上研究政府支出對（城鄉）居民消費需求的影響，或把政府支出劃分為消費性支出和投資性支出，再分別研究這兩類支出對居民消費的影響。只有石柱鮮等人（2005）等少數幾篇文章嘗試從我國的財政支出結構或財政支出分類上分別考察這些政府支出對城鄉居民消費的影響。在這個專題研究上，研究者大多把居民消費函數看做是線性的，把函數關系看做是已知的或確定的。不少研究者得出的結論與直覺或事實明顯相悖，例如，有的文章認為，政府消費性支出增加會促進居民消費；還有的文章認為，政府支出與居民消費正相關；也有的文章認為，政府支出增加對居民消費沒有影響；還有一些研究者把政府（財政）支出等同于政府消費。已有的研究成果提示我們，對中國財政支出與居民消費需求的關系有進一步深入研究的必要，可行的研究路徑可能是要改變模型方法選擇。
二、中國政府支出結構對居民消費影響的初步分析
筆者認為，從總量上研究中國政府支出對居民消費的影響可能過于綜合，過于籠統，無法反映政府支出對居民消費的真實效應。因為我國政府支出既包括政府消費支出，也包括政府投資支出，還包括轉移支出和民生支出，這些不同性質的支出對居民消費的影響應該是不同的，并且某些支出可能對城鄉居民的消費需求影響也是不同的。因此，本文試圖從政府支出的不同分類上來考察它們分別對城鄉居民消費產生了什么樣的影響。2007年我國國家統計局對財政支出項目分類進行了重大調整，由原來的5類27個項目調整為22個項目，不再按功能性質分類。1978年到2006年，我國政府財政支出按其功能性質劃分為5大類：經濟建設費支出、社會文教費支出、國防費支出、行政管理費支出和其他支出。圖2顯示的是1978—2006年我國政府的5大類支出分別在政府財政支出總額中所占比例的變化。可以看出，從1978年到2006年，經濟建設費支出占比呈現明顯的下降趨勢；社會文教費支出占比呈現先上升后平穩的趨勢；國防費占比自20世紀80年代中期以后呈現緩慢下降的趨勢；行政管理費支出占比和其他支出占比都呈現明顯的上升趨勢。政府支出結構的變化從一個側面映射了改革開放以來我國經濟體制和經濟結構的變化：隨著我國經濟體制由高度集中的計劃經濟體制向社會主義市場經濟體制轉型，政府和市場在資源配置中的作用呈現出此消彼長的變化趨勢，經濟建設的任務越來越多地由企業和個人承擔，國家對經濟建設的直接干預不斷減少，這就導致了經濟建設費支出占比大幅度下降。隨著科教興國戰略的實施和社會保障制度建設，社會文教費支出占比不斷提高。行政管理費支出占比上升較快反映了我國政府規模擴張較快，公部門控制和消費的資源過多。這5大類財政支出對城鄉居民消費的影響應當是不同的。經濟建設費支出。這類支出是國家用于生產性投資和基礎設施建設方面的財政支出，它們主要形成物資資本和公共物品，如鐵路、公路、機場、水利、電力、環境保護等。這類支出在短期可能會排擠居民消費，但是在長期可能會促進居民消費。經濟建設費支出的資金主要來源于國家對企業和個人征收的稅收，并且這類支出代表政府配置資源的規模，因此它在短期內可能會排擠居民消費。
在長期，這類支出可能會促進居民消費。例如，交通便捷會促進居民出行和旅游消費，電力供給有了保障會促進居民購買和消費家用電器。從市場經濟中政府與市場的關系來看，政府通過經濟建設費支出來配置資源的規模必須適度，不宜過大，否則會擠占市場和居民消費。社會文教事業費支出。這是國家用于科學研究、文化、教育、衛生、出版、廣電、撫恤和社會福利救濟等方面的事業費支出。這類支出主要是形成人力資本和民生工程，它有助于提高社會及其成員的科學文化素養和受教育水平，有助于提高社會福利水平。這類支出應當會促進居民消費。顯而易見，政府投資九年制義務教育，提供教育、文化、體育、醫療衛生設施，必然會促進居民在教育、文化、體育和醫療衛生等方面的消費。國防費。這是國家用于國防建設的各種經費支出。國防是一個國家最大和最重要的公共物品，是防止企業和個人遭受外來侵略和掠奪的保障。因此，國防費支出雖然可能會擠占居民收入和消費，但是一個強大和穩固的國防會大大降低國民生存、發展、生產、消費的風險和不確定性。行政管理費。這是一種社會消費性支出，主要用于國家各級權力機關、行政管理機關和外事機構行使其職能所需要的開支，包括人員經費支出和公用性經費支出。在我國行政管理費支出中，直接用于行政人員開支的費用約占50％上下。近幾年受詬病較多的“三公”經費就是行政管理費中的一大部分。在行政管理費支出中，一部分是政府為企業和居民提供公共服務的，這是經濟和社會發展所必需的。但是在我國的行政管理費支出中，相當一部分是政府行政人員的純粹性消費，這部分支出與公共服務供給的數量和質量沒有什么相關性。一個公務員使用公款消費得越多越好，不意味著他提供的公共服務水平和質量就越高，反而有可能會降低公共服務水平和質量。其他支出。這包括政府財政年初預留的預備費，其他政府性基金支出，地震捐贈支出，彩票發行銷售機構業務費安排的支出，等等。這類支出很可能對居民消費的影響是中性的或影響不大。
三、基于可加模型的經驗研究
筆者在文獻綜述部分提到過，在政府支出與居民消費的關系問題上，我國一些研究者得出的結論與直覺或事實明顯不符，其中的一個重要原因是這些研究者把居民消費函數看做是線性的，把函數關系看做是已知的或確定的。本文嘗試改變這種經驗研究方法，使用可加模型來進行研究。1．可加模型簡介。可加模型（additivemodels）是非參數統計分析中很重要的模型之一，它是線性模型的推廣。與線性模型相比，可加模型具有以下特點：（1）假設自變量和因變量之間的函數關系未知；函數關系根據數據本身而得到。相比線性模型這更符合變量之間的實際關系要求。（2）對于因變量的分布沒有限制，估計的結果具有穩健性。與線性模型要求因變量服從某個分布相比，可加模型更為合理。因為因變量是否服從某種分布實際上很難驗證。雖然計量經濟學給我們提供了很多檢驗服從分布的方法，但是嚴格來說，它們往往是檢驗其不服從某種分布，很難檢驗出服從某種分布。因為它們的原假設是服從某種分布。不拒絕原假設不等于接受原假設，這是兩個概念。分析政府支出結構對城鄉居民消費需求的影響，可加模型具有先天優勢。政府支出結構對居民消費的影響不是一個靜態過程，應該是一個動態過程；也可以說隨著政府支出的變化，它們對居民消費的邊際效應也是變化的，而不是一成不變的。另外，計量經濟學分析中通常假定模型中變量之間的關系是線性關系，但是這些線性關系是在很強的假設下得到的，而實際經濟活動中的變量之間關系呈線性關系的極少，絕大多數都是非線性的。因為影響變量的因素很多，在實際研究中，由于研究者受到主觀和客觀原因的制約，或為了研究的簡化和方便，不可能考慮到所有這些因素，所以很強的假設易于構建模型和得出結論，但是很難符合實際和刻畫變量之間的實際關系。2．可加模型應用。（1）數據來源與選取。
由于國家統計局在2007年對政府財政支出統計口徑進行了重大調整，使得2007年前后的數據不可比，所以本文選取的是1978—2006年的政府支出數據，這些數據均來自1979—2007年《中國統計年鑒》。1978—2006年按照功能和性質我國政府財政支出劃分為五大類：經濟建設費支出、社會文教費支出、國防費支出、行政管理費支出和其他支出。下面我們將分析1978—2006年政府支出結構對城鄉居民消費的影響①。為了消除數量級的影響，將數據進行自然對數變換。另外，為了方便，我們作如下記號：x1為經濟建設費，x2為社會文教費，x3為國防費，x4為行政管理費，y1為農村居民消費，y2為城鎮居民消費。（2）政府支出結構對農村居民消費需求影響分析。根據（1．1），政府支出結構與農村消費需求的可加模型為。從圖3可以看出：（1）政府支出中的經濟建設費支出對農村居民消費需求在一定范圍內是有促進作用的，但當經濟建設費支出超過該范圍便會出現阻礙作用。（2）社會文教費支出對農村居民消費產生了“擠入效應”，促進了農村居民消費的增加。下圖②顯示，隨著社會文教費支出的增加，農村居民消費支出也在增加。（3）國防費支出和行政管理費支出對農村居民消費產生了擠出效應，即這兩類支出擠占了一部分農村居民的消費支出。下圖③和圖④顯示這兩類支出增加導致了農村居民消費支出減少。從圖4可以看出：（1）財政支出中的經濟建設費支出對城鎮居民的消費需求在一定范圍內是有促進作用的，但當經濟建設費支出超過該范圍便會出現阻礙作用。（2）社會文教費支出對城鎮居民消費產生了“擠入效應”，促進了城鎮居民消費的增加。下圖②顯示，隨著社會文教費支出的增加，城鎮居民消費支出也在增加。（3）國防費支出在一定范圍內對城鎮居民消費支出具有促進作用，但超出這一范圍其影響變小。（4）行政管理費支出降低了城鎮居民的消費支出。下圖④顯示這類支出增加導致了城鎮居民消費支出的減少。（4）比較政府支出結構對農村、城鎮居民消費需求的影響。綜合起來看，政府財政支出中的經濟建設費支出、社會文教費支出和行政管理費支出對農村居民和城鎮居民消費需求的影響幾乎是一樣的。但國防費支出的影響不同。國防費支出對農村居民的消費有一定的阻礙作用，而對城鎮居民在一定范圍內有促進作用。我們認為，這個結果符合實際，許多軍用設施和軍民兩用設施位于城鎮，農村則很少，這在一定程度上有利于促進城鎮居民消費需求的增加。當然，這個差異也可能是由于城鄉居民對國防保障帶來的安全性的認知程度不同，這種認知程度不同可能導致城鄉居民消費函數中的不確定性的大小不同。（5）模型效果評價。為了評價模型，我們引入MSE（均方誤差）、MAE（平均絕對誤差）和MAPE（平均絕對百分誤差）指標。從表1可以看出這三個誤差指標都比較小。在應用可加模型時，如果MAPE＜10，模型預測的精確度就較高，而我們現在得到的MAPE小于0．5，可見我們使用的可加模型的效果非常好。［32］模型的擬合結果如圖5和圖6所示。從兩個擬合圖看，模型的效果也很好。
四、結論與政策含義
