居民消费结构论文篇1
进入21世纪以来,随着经济体制改革的深入,国民经济的迅速发展,我国城乡居民的消费水平显著提高,居民的各项支出显著增加。随着消费水平的提高,我国城乡居民消费从注重量的满足到追求质的提高,从以衣食消费为主的生存型到追求生活质量的享受型、发展型,消费质量和消费结构都发生了明显的变化。城镇居民在食品、衣着、家庭设备用品三项支出在消费支出中的比重呈现明显的下降趋势,其中食品类支出比重降幅最大,达15个百分点;衣着类下降4个百分点;家庭设备用品类下降幅度不是很大。与此同时,医疗保健、交通通讯、文化娱乐教育服务、居住及杂项商品支出在消费支出中的比例均有上升,富裕阶段的消费特征开始显现。3我国居民消费变化的趋势特点
(1)居民收入迅速增长,消费水平大幅度提高,消费结构呈现明显的富裕型特征消费是收入的函数,收入的增加是消费水平提高和消费结构变化的前提。随着我国经济的发展,我国居民的收入水平不断提高,特别是21世纪以来,我国居民的收入水平迅速提高。伴随着收入水平的提高,城乡居民各项支出全面增加,消费性支出大幅度增长。2005年,我国城镇、农村居民人均消费性支出分别为6510.94元和1943.30元,是1994年的3.9倍和2.5倍。今后5—10年以至更长时间,我国经济保持一个较高的增长速度是完全可能的,城乡居民的消费水平将大幅度提高。
(2)消费能级不断提高,消费内容日益丰富,住房与轿车消费同时升温,可望提前成为消费热点在消费水平提高和消费结构改善的同时,城乡居民的消费能级不断提高。
(3)以教育为龙头的娱乐教育文化服务类消费继续攀升随着人们对知识认知程度的提高和自我完善意识的增强,对教育的投入仍会保持增长。目前从子女教育在人们储蓄目的位居前列的情况看,对教育及教育产品的投入仍是今后一个时期的消费热点。大力发展教育事业,特别是高等教育、成人教育、职业教育应是政府长期坚持和倡导的。
4我国大部分地区居民消费水平偏低的原因及解决方法与策略
(1)居民消费率分析:居民消费率是指在一定时期内一国(或地区)居民消费部分占GDP的比重。改革开放以来的30年中我国居民消费率的变化大体上可以分为五个阶段:第一个阶段是1978-1981年,这一阶段居民消费率直线上升,并在1981年达到了改革开放以来的最高点(53.1%)。第二个阶段是1982-1989年,这8年中居民消费率出现过几次小幅波动,但基本上比较稳定。第三个阶段是1990-1994年,居民消费率持续下降。第四个阶段是1995-2000年,在此期间,除了1997年居民消费率出现了小幅下降以外,其余年份均保持上升趋势,但是上升幅度相当小,只有1.9个百分点。第五个阶段是2001-2005年,居民消费率直线下降,并且在2005年达到了历史最低点(38.2%)。
(2)居民消费占最终消费的比重:改革开放以来的1978年到2005年期间,我国最终消费中居民消费所占的比重虽然出现过波动,但是整体上保持稳定。值得注意的是2004年居民消费的比重直线下降。改革开放以来,我国居民消费占最终消费的比重最高只有81.5%,而且大多数年份不到80%,尤其是2004和2005两年居民消费的比重更是降到了73.3%。国外经验表明,居民消费占最终消费的比重一般不低于80%。这也从另一个方面反映出我国居民消费率偏低的事实。
(3)最终消费率分析:最终消费率是指在一定时期内(通常为一年或一个季度)一国(或地区)最终消费占GDP的比重。改革开放以来的28年中我国最终消费率的变化大致上可以分为四个阶段:第一个阶段是1978-2005年,居民消费率直线上升,并在1981年达到了改革开放以来的最高点(67.5%)。第二个阶段是1982-1994年,除了在1985、1988和1989这三年有小幅回升外,其余年份均在下降。第三个阶段是1995-2000年,除了1997年最终消费率出现了小幅下降以外,其余年份均保持上升趋势,但是在整个阶段中,最终居民消费率上升的幅度并不是很大,只有3.6个百分点。第四个阶段是2001-2005年,居民消费率直线下降,并且在2005年达到了历史最低点(52.1%)。与我国处在相同发展阶段的一些国家的最终消费率一般均在80%以上,但是我国的最终消费率在2003年却只有55.4%。
以上分析显示,1978年以来的任何一个时期,我国的居民消费率和最终消费率都明显偏低,尤其是2001年以来尤甚,这表明我国当前消费不足明显存在。
论文关键词:消费结构;消费趋势;因子分析;聚类分析
居民消费结构论文篇2
为了确认模型的有效性，本文采用Hausman检验进行验证。运用Eviews6.0软件对模型进行固定效应和随机效应的拟合，再根据检验结果选择相应的估计方法。表1报告了被解释变量为CO2排放总量自然对数的回归结果。根据检验结果，模型I~IV的Hausman检验结果分别通过了1%的显著性水平，表明应当选择固定效应模型。调整的R2统计量显示，方程的拟合优度较好，说明变量之间的联合解释能力较强。模型I~IV中，模型I只包含了基准模型的四个变量，即家庭户总数、家庭户规模、居民消费和能源强度变量的回归结果。为了检验模型I的稳健性，借鉴前人的研究，模型II~IV在模型I的基础上依次添加了产业结构、能源消费结构和外资依存度。根据表1回归结果，家庭户总数的估计系数在各模型中差别不大，都在1%的水平显著为正。家庭户总数的增加意味着需要更多的基础设施建设和住宅单元，导致钢铁、水泥等工业产品的消费需求上升，从而促进CO2排放总量的上升。从弹性系数来看，家庭户总数的变动对我国CO2排放的影响很大。家庭户规模变量与CO2排放总量显著负相关，说明大的家庭规模有利于CO2排放量的减少。一般来说，家庭规模具有规模经济性，较大的家庭规模有利于能源利用效率的提高。由于家庭户是消费的基本单位，有些能源消费是每户家庭(无论规模大小)必不可少的，如住房、制冷、取暖、家用电器等，这种能源消费受家庭户人口数的变化影响不大，大家庭的人均能源消费要少于小家庭的人均能源消费，因而有利于CO2排放量的减少。居民消费对CO2排放总量的影响十分明显，且估计系数都在1%的水平显著为正。随着我国经济的迅速发展，居民的生活水平大幅提高，消费观念也发生了重大转变。家用电器、住宅以及私人汽车等高能耗商品日益成为人们消费的热点。消费产品的高碳化倾向，导致能源消耗总量和CO2排放总量急剧增加。回归结果显示，居民消费是影响我国CO2排放的最重要因素。
能源强度估计系数与CO2排放总量显著正相关。这主要由于我国当前的经济发展依赖于大量的能源消耗，仍然处于粗放式发展阶段，以煤炭为主的能源消费结构以及能源利用率不高，技术水平落后，对CO2排放产生了直接的促进作用。产业结构对CO2排放的影响显著为正，说明第二产业比重的提高对CO2排放产生了推动作用。第二产业的能源消耗往往要比第一产业和第三产业高很多，尤其是重工业，往往都是高耗能产业。当前我国正处于工业化进程的快速发展阶段，第二产业比重过高造成能源的大量消耗，引起CO2排放量的上升等一系列环境污染问题。能源消费结构与CO2排放总量存在负相关关系，即加大天然气在能源消费结构中的比重有利于CO2排放总量的降低。与煤炭相比，天然气作为一种清洁高效的能源，热量值和燃烧效率高，CO2排放量小，是实现我国能源低碳化发展的重要力量。在我国当前能源技术水平条件下，通过提高天然气等清洁能源在能源消费中的比重对于转变能源消费结构和实现可持续发展具有重要意义。外资依存度估计系数为正，表明外商直接投资对中国环境的影响是负面的。由于我国当前的环境规制力度不够，外商直接投资更多地进入了碳关联度较高的产业，同时通过加工贸易将高碳产品返销回国内，导致了能源消费需求的增加和CO2排放总量的上升[12]。
居民消费结构论文篇3
二、中国城镇居民消费支出的分解
(一)组群分析方法在微观调查中，对某一特定个体的终生进行固定追踪是很难实现的，所以往往采用样本轮换的做法，每一轮的调查样本都会产生变动，这样导致了无法获得真正的面板数据。但是，如果按照某种属性(如年龄、民族、职业等)将各期的调查样本分成不同的组群(Cohort)，在各个样本期内，选择各组群相关变量的均值，则可以构造出以组群为单位的面板数据，这种分析方法就叫组群分析方法(周绍杰，2009)，根据组群来构造的面板数据称为伪面板数据(PseudoPanleData)。伪面板数据允许各个调查期的样本不同，其重点关注的是组群(如同一年代出生的人，职业相同的人)的统计特征，通过组群的各种统计量(均值、方差等)的发展变化，来揭示总体某一变量的分布特征。尽管伪面板数据不是真正的面板数据，但伪面板数据使用的是组群的统计量，减少了个体奇异值的干扰，从而降低了测量误差，另一方面，由于不需要每个调查期追踪固定的样本，这使得样本流失的问题不存在。虽然伪面板数据可以提供某一组群在某一年龄阶段的经济行为，但在实证分析中必须对组群间的系统性差异———即组群效应(CohortEffect)进行控制，否则组群效应将会混合到所估计的年龄曲线中，造成估计的偏误。因此，在进行组群分析时，重要的一项任务就是在估计家庭消费支出的年龄曲线时把组群效应的影响控制住。控制组群效应的方法是把要分析的变量(在本文中为家庭的消费支出)分解为组群效应、年龄效应(AgeEffect)和年份效应(YearEffect)(Deaton，1997)。其中，组群效应反映了不同时代出生的群体，由于成长环境的差异等导致的代际的系统性差异(例如20世纪60年代出生的群体，其消费行为和80年代出生的群体必然不同)，年龄效应则反映了消费支出的生命周期特点。在实际计量分析过程中，各虚拟变量设定如下:组群虚拟变量以出生最早的组群作为参照组;年龄虚拟变量以最年轻的年龄组作为参照组;T－2个年代虚拟变量根据式(4)转换。
(二)组群构造与消费支出的分解构造伪面板数据要根据观测个体的出生年份来划分组群，Deaton(1997)建议在构造伪面板数据时需要在组群个数和每个组群内样本个数之间进行权衡，其原则是:组群内部差异尽可能小，而组群之间差异尽可能大。本文研究的样本中，调查对象出生年份在1933—1990年之间，由于调查的年份只有四年，我们每10年定义一个出生组，得到6个组群。表3为“组群—年份”构成的伪面板数据在每个单元的样本数。本文的样本年龄分布在18—70岁之间，在四个年度的调查中，年龄最大的个体出生于1933年，在2003年为70岁，最年轻的个体出生于1990年，在2008年为18岁，共构造了58个组群(出生于1933—1990年)，53个年龄组(18—70岁)，在分解出三种效应(年龄、年份、组群)的过程中，共有57个组群虚拟变量、52个年龄虚拟变量以及转化的2个年份的虚拟变量。图2是各组群消费支出的年龄曲线，年轻组群的年龄—消费曲线位于左边，年老组群的年龄—消费曲线位于右边。年龄—消费曲线有两个方面的特征:第一，除了最年老的组群(出生年份为1933—1941年)，其余各组群的消费支出均表现为随年龄增加而增长的趋势。各组群的年龄—消费曲线并没有呈现出“驼峰”形状，而在对一些发达国家或地区的研究中，如对美国(Attanasioetal.，1999)、英国(Attanasio＆Browning，1995)、台湾(Deaton＆Paxson，2000)的研究结果均显示年龄—消费曲线具有明显的“驼峰”特征，中国的年龄—消费曲线具有其特殊模式。第二，在相同的年龄水平上，年轻组群的年龄—消费曲线全部位于年老组群的上方，这表明中国快速的经济增长提高了年轻一代的消费水平。另外，相邻组群的年龄—消费曲线并未相连接，不同组群的消费支出分布在不同的年龄曲线上，因此，不能仅仅连接各个组群的年龄—消费曲线来形成一个总体的年龄—消费曲线，必须在控制组群间的差异的基础上来估计一个总体的年龄—消费曲线。图3绘制了年龄效应和组群效应。可以看到:第一，年龄效应几乎保持着线性增长的态势，只有在60岁以后的退休年龄才停止上升，保持在一个较高的水平，这与美国(Attanasioetal.，1999)和台湾(Deaton＆Paxson，2000)的“倒U”型特征也是迥异的。从平均意义来看，中国城镇居民消费支出的年龄效应增长率约为5.96%。第二，组群效应曲线也基本呈线性增长的趋势，组群效应的增长率约为3.33%，这一结果表明了中国的经济增长给城镇居民的消费水平带来了更多的上升空间。根据以上的分析可知，组群间的消费支出差异十分明显，年轻组群的消费水平明显高于年老组群，因此，在目前老龄化日趋严重的背景下，政府应该通过加快完善中国养老体制、进行收入的再分配调整，提高年老群体的财富水平，促进全社会的消费增长，提高居民的整体福利水平。
三、中国城镇居民消费差距与消费差距变动的分解
(一)消费差距的分解为了便于对总体的消费差距进行分解，我们参照Deaton＆Paxson(1994)、Ohtake＆Satio(1998)及Caietal(2010)等人的做法，选取对数方差来衡量消费的差距。由图4的年龄—消费差异曲线可以发现，几乎在每个组群内，中国城镇居民的消费差距都随年龄的增长而增大，这表明了消费支出存在着显著的组内不平等。其中，Varlnyjk表示可以被分为j个组群和k个年龄组的总体人群的对数消费方差;chortm表示组群虚拟变量，当m=j时为1，否则为0;agen是年龄虚拟变量，当n=k时为1，否则为0;αm和βn则分别为我们要估计的消费差距的组群效应和年龄效应。图5显示了消费差距的年龄效应βn，从中可以看出，消费差距虽然随年龄的变化而波动，但其基本趋势是随着年龄的增长而上升。这说明，在某一组群内(即出生在同一时代的个体内部)，随着年龄的增长，该组人的消费差距是逐渐扩大的，这暗示着同一时代出生的群体进入老年阶段后消费差距会更大，那么在中国养老保险体系尚未完善的环境下，个人如何合理配置其有限的财富，平滑其一生的消费则是个体必须面临的现实问题。表4是组群效应αm。结果显示，各个组群的估计系数都为正数，而且统计上均显著。由于我们的参照组是出生于1933—1941年之间的群体，全部为正的估计系数说明出生于1933—1941年之间的一代人，其消费差距是最小的，之后随着出生年代的推移，组群效应也越来越大，从出生年代为1942—1951年的0.06增加到出生年代为1981—1990年的0.186，增加了两倍有余。这个特征也容易理解:出生年代较早的一批人，其收入来源有限，接触到的消费市场品种也较为单一，他们的消费差距必然不会太大;而出生年代较晚的一批人，收入来源的多样化、消费品市场的极大丰富都为他们产生较大的消费差距提供了条件。这里，消费差距与消费支出的组群效应均表现出相同的规律，即组群效应随着出生年代的推移而增大。根据前文的分析可得到中国城镇居民年龄与消费支出的一般规律:年轻一代的消费水平要高于年老一代，年轻一代的消费差距也大于年老一代，在同一代人内部，随着年龄的增长，消费差距是不断扩大的。但仅根据这个规律我们并不能发现中国的老龄化进程是否对居民消费差距的变动产生了影响，本文接下来将对消费差距的变动进行分解，以考察人口老龄化在消费差距变动中的作用。
(二)消费差距变动的分解基于Ohtake＆Satio(1998)、曲兆鹏和赵忠(2008)的方法，我们把中国城镇居民消费差距从2003到2008年的变动进行分解，把消费差距的变动分解为“人口效应”(即老龄化效应)、“组间效应”和“组内效应”。具体做法如下:令sit为每个年龄的样本在总样本中的比重;σ2it为控制了出生组之后，每个年龄样本的消费对数方差;Xit为每个年龄样本的消费对数均值;i=18，19，…70;t为调查的年份。根据方差的定义和设定的上述变量，我们把消费对数方差变形，分解成三个部分。从表5中可以有如下发现:第一，消费差距的变动在各个时间区间内都为正，且变动量逐渐增加，这反映了在样本区间内，中国城镇居民的消费差距的确是扩大了，而且消费差距的扩大有恶化的趋势。第二，出生组内的消费差距是总体消费差距变动的主要原因，其作用强度有增加的趋势，而与组内效应相比，组间效应很小，这说明了中国城镇居民在2003—2008年间消费差距扩大的主要原因是同一出生组内老年人和年轻人消费差距的拉大，这与图5中控制了组群效应后消费差距随着年龄增加而扩大的年龄—消费曲线相对应。第三，各个时期人口效应分解的结果都表示，人口老龄化对消费差距的影响都不容忽视，这一发现与曲兆鹏和赵忠(2008)不同，他们对中国农村的研究表明老龄化对不平等的影响非常微小。而本文的研究发现人口老龄化对城镇居民消费差距存在着显著的影响，而且影响作用有增强的趋势，这暗示着人口老龄化对居民消费差距的影响在中国城乡间可能存在不同的作用机制，值得更深入研究。
居民消费结构论文篇4
人作为经济活动的主体，其年龄结构可能会影响居民消费，也可能会影响到其他社会经济变量。而年龄结构、社会经济变量及民居消费三者之间是否存在传导机制，目前则鲜有研究。因此，在研究人口年龄结构对居民消费的影响时，本文提出了新的研究思路，即影响路径分析。
人口年龄结构除了直接影响居民消费外，还通过间接路径影响居民消费，如人口年龄结构可能会通过收入分配、产业结构、经济增长等来影响消费。本研究不局限于年龄结构与居民消费的简单回归关系，而是将年龄结构、居民消费纳入经济大环境中，理清二者与关联变量的关系，运用路径分析法及结构方程模型，了解年龄结构影响居民消费的经济路径及传导机制，测算影响因子，实证研究人口年龄结构如何通过各中间环节影响居民消费的大小及作用方向，从而为政府宏观指导消费提供数量依据。此外，本研究还从经济增长、收入与人口结构变化及其交互作用的角度对我国低消费率的形成机制进行了分析。
一、文献回顾、研究假设和理论模型
目前在“人口年龄结构对居民消费影响”的大部分实证研究中，主要是依据时间序列或面板数据建立回归模型，实际上这都可以归结为研究人口年龄结构对居民消费的直接影响。然而作为主要经济变量的居民消费与作为主要社会变量的人口年龄结构之间，应该有更错综复杂的关系，这种关系本文定义为间接影响。本文将以探寻人口年龄结构与居民消费间的直接影响与间接影响途径为主要研究内容。
1.对直接影响路径进行文献综述
在理论研究方面，主要以“生命周期理论”为基础，认为人口年龄结构会直接影响居民的消费结构。莫迪利安尼（Modiglani）的生命周期假说认为，人在一生中不同时期，消费重点也会不同，对消费结构的选择会随着年龄变化而有所改变，并且提出一国青少年和老龄人口占总人口的比例越高，消费需求也相应越大的结论。持久收入假说以及家庭储蓄需求模型虽然和生命周期理论的出发点不同，但都认为人口年龄结构的变化会影响居民储蓄率或消费率。
在实证研究方面，较早讨论人口年龄结构与消费之间关系的仍是莫迪利安尼，他用跨国截面数据得到的实证结果支持了他的理论观点。随后大量的学者从不同角度研究人口年龄结构对居民消费的影响，由于采用不同的消费函数理论和计量方法，得到了不同的观点：一些研究认为年龄结构对总消费的影响有着显著的意义；而另一些研究则认为年龄结构对宏观消费产生的影响相比其他因素并不显著。同时，也有研究表明，不同年龄段的人口对经济增长有不同的作用。基于中国家庭调查数据的几项经验研究都发现，人口年龄结构对消费（或储蓄）率并没有显著的影响。西方传统消费理论无法完全说明中国消费者的行为特征，因而应用于我国有一定的局限性。如我国经济正处于转轨时期，市场机制不健全，人口计划生育政策的实施以及城乡二元经济结构等因素，导致人口消费和储蓄的动机变化较大。
国内研究中国居民消费的文献很多，但涉及人口年龄结构影响居民消费的文献较少。袁志刚等人通过数值模拟、国家统计局课题组引人人口年龄结构变量“老少比”、王德文等人利用列夫模型、王金营等人引入“标准消费人”概念、陈佳瑛引入“主要储蓄人口比”、李文星等人引入“人口自然增长率”、汪伟和宋保林等人引入“抚养系数”，得到了人口年龄结构对居民消费有显著影响的结论。也有部分文献针对地区进行分析，王刚通过对未来北京居民年龄结构的演进及相关年龄组人群的消费结构分析发现，人口老龄化将造成北京居民消费率的下降。刘雯的实证研究发现，湖南人口年龄结构的特点是导致省内现阶段消费率过低的原因之一，但要区别各年龄结构对消费率产生的不同影响。其中，儿童抚养系数与居民消费率正相关，老年抚养系数变化与居民消费率负相关，总抚养系数与居民消费率正相关。由上可见，国内学者的研究结论是人口年龄结构对居民消费有显著的影响。
2.对间接影响途径提出理论假设
本文尝试从以下几个方面对年龄结构与居民消费的中间路径提出假设。
（1）人口年龄结构通过收入分配影响居民消费。具体来讲，收入是影响居民消费的最重要影响变量，但收入的分配会随着年龄结构的不同有所改变，一般在年轻时期刚参加工作，收入不高，而步人中年时期，收入达到一生之中的顶峰，至老年时期退出工作环节，收入将会大幅下降，因而人口年龄结构会通过收入分配间接影响居民消费。这种影响会表现为：当人口年龄结构中抚养比增大时，未参与社会劳动的人口相对数增加，全社会总的绝对劳动收入会下降，居民消费行为会被抑制。即人口年龄结构的变化影响劳动收入份额的经济机理是：人口年龄结构变化将影响一个经济中的储蓄，进而影响生产的资本集约程度，劳动和资本存在替代关系，而资本集约程度提高会降低劳动收入份额。于是提出理论假设H1（人口年龄结构-收入分配-居民消费）：抚养比与收入分配呈反向关系，即抚养比增大，人均收入将会降低，收入分配与居民消费呈正向关系，即人均收入降低，居民消费将被抑制。
（2）人口年龄结构通过产业结构、收入分配影响居民消费。产业结构的调整离不开人力资源的投入，人力资源的老化与各产业的产值和就业结构之间存在着微妙的联系，直接的表现就是劳动力资源的老化对各产业劳动力投入的年龄结构产生影响。由于第二、第三产业在国民经济部门中的比例有较大的提升，劳动收入份额呈逐渐下降的趋势，不同年龄人口的收入分配也受到影响。
个人的消费行为，主要是从现有市场所提供的消费产品中进行选择，而消费市场的产品供给变化又来自于产业结构调整，产品的供给会根据消费者的需求而不断调整。不同年龄的人口对消费品的需求有偏好，产业结构必须根据人口年龄结构的特点来调整，在我国人口老龄化状况越来越明显的情况下，产业结构产出要适应这种现状；同时，在投入方面会出现人力资本老年化的趋势，对收入分配也会产生一定的影响。因居民在生活消费时以被动消费为主，通常是市场供给什么样的产品居民才去有选择地消费，因此，产业结构的产出势必会影响居民的消费。从而提出理论假设H2（人口年龄结构一产业结构一居民消费）：人口年龄结构与产业结构呈正向关系，产业结构与居民消费呈正向关系，即当社会抚养比增大时，产业结构会随之相应调整，第二、第三产业产值占比会增长，从而促进居民消费增长；以及理论假设H3（人口年龄结构-产业结构-收入分配-居民消费）：人口年龄结构与产业结构呈正向关系，产业结构发展促进收入分配，从而正向影响居民消费。
（3）人口年龄结构通过经济增长影响居民消费。莫迪利安尼发现中国储蓄率与长期经济增长率及抚养比存在明显的协整关系，认为中国的高储蓄率主要归结为经济的高增长和人口结构的改变。国际货币基金组织通过对世界115个国家和地区40年的数据进行分析，结果表明，人均GDP增长率与劳动适龄人口数量的变化正相关，与老年人口比例变化负相关。研究文献均表明人口年龄结构与经济增长有着显著的计量关系。
一国劳动力人口多，创造的经济价值绝对数就高，从而促进经济增长，因此，当一国抚养比太高时，会抑制经济的增长，从而抑制消费。因而提出理论假设H4（人口年龄结构-经济增长-居民消费）：抚养比与经济增长呈反向关系，经济增长与消费呈正向关系；以及理论假设H5（人口年龄结构-经济增长-收入分配-居民消费）：抚养比与经济增长呈反向关系，经济增长正向促进收入分配，从而正向影响消费。
二、模型构建与实证分析
1.模型选择
路径分析是由美国生物学家莱特（Wright）最先提出并发展起来的一种分析因果关系的建模方法。路径分析是多变量线性分析的拓展，不要求变量间相互独立，适合分析含有间接影响关系的多变量依存性问题。学界习惯上把基于最小二乘估计法的传统的路径分析称作路径分析，而把基于极大似然估计法的路径分析称作结构方程模型。
结构方程模型分析的过程是：在设定结构模型的基础上，为证实模型的准确性，首先要判断这些方程是否为可识别模型，对于可识别模型，通过收集显变量的数据，利用极大似然估计或广义最小二乘估计等估计方法对未知参数进行估计。对于模型的结果，需要对模型与数据之间的拟合效果进行评价。如果模型与数据拟合得不好，就需要对模型进行修正，重新设定模型，一个拟合好的模型往往需要反复试验多次。
反映变量之间因果关系的主要工具是路径图，通过路径图，研究者能清楚了解变量之间的影响途径（箭头方向）及影响方向（正向、负向等），路径图中每一条路径都可以表示成一个回归方程，用一条带箭头的线表示变量间预先设定的关系。
2.数据来源及变量设定
根据前面提出的人口年龄结构对居民消费影响的路径假设，在构建路径分析模型时，对于人口年龄结构，选择采用总抚养比totalrat（0～14岁少儿人口及65岁以上老年人口占劳动年龄人口比重）、少儿抚养比childrat（0～14岁少儿人口占劳动年龄人口比重）及老年抚养比oldrate（65岁以上老年人口占劳动年龄人口比重）来衡量。收入分配采用人均收入tincome（城镇人均可支配收入与农村人均纯收入的加权平均值）来表示，经济发展采用人均GDP（perg）指标来代替，产业结构采用了第二产业比重erchang来表示（在模型试验中曾采用第三产业比重、二三产业比重，但路径分析模型均不显著，最终决定采用第二产业比重来表示）。居民消费水平采用的是人均消费水平consumpt来表示，该指标是对城镇居民人均消费水平与农村人均消费水平的加权平均值，《中国统计年鉴》中提供了具体指标数据，不需另算。
由于我国总抚养比、少儿抚养比及老年抚养比指标在1995年前的《中国统计年鉴》及《中国人口统计年鉴》中均未纳入，因此，本研究各指标数据均以1995年为起始年份，并且保持统计口径一致。本研究采用的所有数据均来源于1996～2011年《中国统计年鉴》。
3.人口年龄结构影响消费的路径分析图
依据人口年龄结构对居民消费影响的路径假设检验，设计出初始路径图，详见图1。
依据图1构建的结构方程模型为：
其中，λi（i=1，…，17）为各路径系数，表示各潜变量对相应观测变量的影响程度；ei（i=1，…，4）为相应变量的随机影响因素。
4.结果分析
利用极大似然估计法，对结构方程模型进行调试、识别、检验，最终得到显著结果。
（1）模型整体适配度检验。模型卡方值为3.142，显著性概率值为0.678，大于0.05的显著性水平，不能拒绝虚无假设，表示假设模型与样本数据可以适配；卡方自由度比值CMIN/DF为0.628，小于2，表明假设框实际样本数据适配程度良好。但是由于卡方值和卡方自由度比值都容易受到样本大小的影响，因而在判别模型适配度时，最好还要参考其他适配度指标值进行综合判断。模型近似误差均方根RMSEA值为0，拟合优度指标CFI值为1，说明整体模型适配度指标都达到了适配标准。整体而言，本研究提出的假设模型与实际观察数据的拟合情况良好，即模型的外在质量佳。
（2）影响路径系数。经多次试验，最终选取的显著的实证路径图如图2所示。
由此可以构建的结构方程模型为：
图2提供了潜变量与观测变量之间的路径系数，参数估计值的意义是潜变量每提高一个单位，其观测变量会上升或者下降多少单位。从实证结果来看，有几条路径是显著的：①人口年龄结构一居民消费，其中总抚养比正向影响居民消费（影响系数为1.93），少儿抚养比、老年抚养比均负向影响居民消费（影响系数为-2.26、-0.25），不过少儿抚养比的抑制作用更明显一些。②人口年龄结构经济增长居民消费，人口年龄结构经济增长收入分配居民消费，这两条路径主要针对于总抚养比与少儿抚养比两类年龄结构指标，而老年抚养比不能通过经济增长途径显著影响居民消费；与假设检验不同的是，实证检验表明经济增长对居民消费起到了反向作用，而假设中认为是正向作用（H4）。总抚养比对人均GDP的影响系数为5.74，而少儿抚养比却为-6.64，人均GDP对居民消费的影响系数为-0.68，但如果增加了收入分配这个中间变量，人均GDP对收入分配的影响是0.87，而收入分配对居民消费的影响为1.57，则支持原假设H5。③人口年龄结构产业结构居民消费，人口年龄结构产业结构收入分配居民消费，同样老年抚养比也不能通过产业结构、收入分配路径显著影响居民消费；总抚养比正向影响产业结构，影响系数为12.00，少儿抚养比负向影响产业结构，影响系数为一12.42，产业结构正向影响居民消费。结论支持H2，支持H3。④老年抚养比间接影响居民消费的路径是：老年抚养比一收入分配一居民消费。老年抚养比正向影响收入分配，影响系数为0.14，收入分配正向影响居民消费，支持假设H1。
我们可以发现，路径分析实证结果基本都支持五条基本假设，而且收入分配始终占据一个重要的中间位置，只有老年抚养比可以直接通过收入分配中间变量影响居民消费，而总抚养比及少儿抚养比则需要通过经济增长、产业结构再通过收入分配影响到居民消费。
（3）直接影响和间接影响分析。为了更加直观地了解结构模型中潜变量之间的直接效应、间接效应以及总效应，本文将计算结果汇总于表1。
首先，总抚养比通过中间变量对居民消费的间接影响大于直接影响，且影响为正。可以看出，总抚养比对居民消费的影响主要是通过收入分配、经济增长和产业结构传递的间接影响，总抚养比对经济增长、产业结构具有很大的直接影响作用，影响系数分别为5.745和11.997，但随后通过收入分配对居民消费产生间接作用。总抚养比对居民消费的影响为正，这与我们的感觉是一致的。
其次，少儿抚养比对居民消费的总影响为负，也是间接影响大于直接影响。少年抚养比对居民消费的影响也主要是通过收入分配、经济增长和产业结构传递的间接影响。少儿抚养比对经济增长、产业结构具有很大的反向影响作用，一旦社会的少儿抚养比降低，则会促进经济增长及产业结构的发展，从而会促进收入的分配，刺激居民消费。
再次，老年抚养比对居民消费的总影响为负，直接影响表现为负，间接影响表现为正。老年抚养比只通过人均收入间接影响到居民消费，而且影响为负，假设中认为老年抚养比可通过创造价值、调整消费结构来影响居民消费，但目前我国这条路径并不显著，说明有待加强。
从路径分析过程看，人口年龄结构对居民消费的影响的确存在，除显著的直接影响外，其通过经济增长、产业结构及收入分配对居民消费的间接影响甚至大于直接影响。人口年龄结构对居民消费有显著影响，总抚养比对居民消费有正向显著影响，但少儿抚养比和老年抚养比则对居民消费起到负向影响。
三、分析、结论及建议
1.分析及结论
根据路径分析的实证结果，结合本文所提出的人口年龄结构对居民消费的直接影响路径及间接影响路径假设，我们可以进行如下分析。
第一，人口年龄结构可以通过直接路径影响居民消费，同时也可以通过间接路径影响居民消费。
第二，直接影响路径中，总抚养比正向影响居民消费，而少儿抚养比和老年抚养比对居民消费都是负向影响。对居民消费影响最大的人口年龄结构是少儿抚养比，影响最小的人口年龄结构是老年抚养比。我国人口年龄结构中少儿抚养比呈逐年下降趋势，而老年抚养比呈逐年上升趋势，由此可知，少儿抚养比下降的现状实际上并没有抑制居民消费，反而是促进了居民消费，而抑制我国居民消费的人口年龄结构主要是老年抚养比的上升。
第三，间接影响路径中，总抚养比及少儿抚养比都能通过产业结构、经济增长、收入分配来影响居民消费，而老年抚养比却只能通过收入分配来影响居民消费。理论假设中，人口年龄结构通过产业结构、经济增长、收入分配影响居民消费，是一条合理的实现路径，但我国数据的实证结果表明，老年抚养比对产业结构和经济增长的贡献不如总抚养比及少儿抚养比显著，无法通过经济中间环节来促进消费，老年抚养比忽略了产业结构、经济增长的影响，直接通过收入分配来影响居民消费。
第四，在影响途径中，中间变量的间接影响大于人口年龄结构的直接影响。从结果上看，老年抚养比对居民消费的直接影响强于间接影响，直接影响系数为负，而间接影响系数为正，总效应反映为负。这给我们的启示是，在我国，人口的老龄化虽然会弱化居民的消费，但若通过间接途径来增强人口老龄化对居民消费的正向作用，也会从整体上促进居民消费。
由此可以提出，基于人口年龄结构，我国居民消费率偏低的原因有以下几点。
首先，我国总抚养比逐年下降及老年抚养比逐年上升的人口现状，是居民消费率偏低的原因之一。不过少儿抚养比的下降反而刺激了居民消费，而且从总体人口结构上看，少儿抚养比对居民消费的刺激效应大于总抚养比及老年抚养比，因而人口年龄结构总体上对居民消费的扩大有正向影响。
其次，总抚养比及少儿抚养比的下降刺激了经济的增长，但经济的增长却并没有刺激消费的增长（影响系数为-0.68）。
再次，总抚养比及少儿抚养比的下降，刺激了产业结构的调整，但产业结构对居民消费的促进作用并不明显（影响系数仅为0.03）。
最后，产业结构对收入分配的影响也不大，但方向为负，并没有有效地刺激收入的增长，不过老年抚养比的逐年上升和经济的增长，还是推动了收入分配的提高，从而刺激了消费。
2.建议
既然我们得出了人口年龄结构对居民消费的间接影响大于直接影响的结论，而且在中间影响路径环节上，经济增长、产业结构没有如期发挥其扩大内需的作用，那么在扩大内需刺激消费的政策建议上，可以从以下几个方面去考虑。
居民消费结构论文篇5
1 引 言
消费理论与实证一直是国内外经济学界的一大研究热点，研究的侧重点和结论各不相同。近些年来，学术界开始有研究分析国际贸易对居民消费需求的影响。从总量关系上看，林永生、张生玲(2006)认为，增加进口会对国内消费水平产生积极影响，并利用我国1991―2005年度数据实证得出，我国消费品进口每增加1个百分点，会提高国内消费水平0.699个百分点。徐璐(2010)结合1990―2006年统计数据，对我国居民人均消费与进出口贸易的相关性进行实证分析，结果表明两者间存在正相关关系。笔者利用OLS估计法作回归，由于1979―2008年中国居民消费数据与居民可支配收入数据、进出口量数据之间单整的阶数不同，可知各变量的时间序列非平稳，出现伪回归的可能性较大。
在消费结构方面，相关研究并不多。胡延平(2009)通过广东1979―2006年的数据实证分析得出，进出口变动是居民消费变动的原因，进口的作用要大一些。农业居民消费对出口的影响要大于非农业居民消费，而非农业居民消费对进口的影响要大于农业居民消费。
国际贸易对中国居民消费需求是否有显著影响？如果有影响又是通过何种机制发挥作用？这些仍是值得探讨的问题。本文尝试对中国居民消费结构与国际贸易关系作初步分析。
2 理论与计量模型框架
居民消费结构是指各种形式、各种内容的消费在总消费额中的比重以及它们之间的相互关系。在本文中，我们用恩格尔系数来反映居民消费结构(食品支出占家庭总支出的比重)。恩格尔系数过大，必然影响其他消费支出，特别是影响发展资料、享受资料的增加，限制消费层次和消费质量的提高。恩格尔系数减小，通常表明人民生活水平提高，消费结构改善。
影响居民消费最直接的因素是居民收入水平，其他条件不变，收入的增加会引起消费支出的增加。收入的增加同样会对消费结构有影响，具体表现为高收入家庭的食品支出占总支出的比例较低。
进出口对消费结构的影响机制较复杂，它们之间互相影响，存在互为因果的关系。首先，进口受一国居民可支配收入及消费结构的影响，同时也会影响消费结构。例如，随着中国居民收入的提高，对外国进口品，特别是对高档品或耐用消费品的需求会增加。有时，这种消费的“示范效应”会很明显，并逐渐引领居民消费结构升级。其次，考虑到中国的出口部门吸收了大量的劳动力，出口的增加带动人们收入水平的提高，引起消费结构的改变。另外，出口部门生产销售的优质产品亦会产生“外溢效应”，从而间接地影响居民消费结构。
因此，我们可以构建影响城乡居民消费结构的计量方程。
2.1 模型假设
ECT表示城镇居民恩格尔系数，ECR表示农村居民恩格尔系数；DIT表示城镇居民可支配收入，单位亿元，DIR表示农村居民收入，单位亿元；IM表示进口额，单位亿元，EX表示出口额，单位亿元；C为常数项。本文的数据来源于《新中国60年统计年鉴》，计量分析软件采用Eviews5.0。由于1979年城镇居民恩格尔系数的统计缺失，本文以1978年代之。
2.2 变量平稳性检验
使用OLS回归分析前，为保证回归的有效性，要求数据是平稳的，因此我们先对各变量进行单位根的ADF检验，由于各变量时间序列均有明显的变动趋势，所以检验时同时考虑截距项和线性时间趋势项。检验结果见表1：
从表1的ADF检验结果表明在5%显著水平下，各变量的检验t值均大于临界值，我们不能拒绝有单位根的原假设，因此变量表现为非平稳。而进行过一阶差分处理的各变量均通过了检验。
2.3 协整关系检验
对变量的平稳性检验可知，虽然ECT、ECR、InDIT、InDIR、InIM、InEX各自的时间序列是非平稳的，经过一阶差分后则可视为平稳序列，即I(1)，再进行协整检验：
(1)ECT和lnDIT、lnDIR、lnIM、lnEX的协整检验
将上式的残差序列单独表示出来，检验方程为Δφt=αφt-1+ηt，再检验残差序列的平稳性，利用ADF的单位根进行检验，检验类型不带截距项和常数项。检验的零假设是存在单位根，即残差系数为零。检验结果表明：1%显著水平下的t值-2.6471大于ADF统计值-2.9754，我们拒绝原假设，认为残差序列是平稳的。因此，我们得出结论，经过一阶差分的ECT与lnDIT、lnIM、lnEX之间存在协整关系。这表明城镇居民消费结构与城镇居民收入、进出口之间存在长期、稳定的均衡关系。
(2)ECR和lnDIR、lnIM、lnEX的协整检验
由于各变量系数均未通过显著性检验，我们可以认为，农村居民消费结构与lnDIR、lnIM、lnEX之间影响不显著。
2.4 格兰杰因果性检验
确定ECT、lnDIT、lnIM、lnEX之间的协整关系后，我们再进行格兰杰因果关系检验，滞后期选3。检验结果如表3：
3 结 论
1979―2008年，中国城镇居民消费结构与居民可支配收入、进出口之间存在显著影响。第一，居民可支配收入的增加对居民消费结构的升级有促进作用，lnDIT每增加一个百分点，ECT降低0.1627个百分点。结果符合我们的预期。第二，进口与城镇居民消费结构存在显著影响，但两者间不存在格兰杰因果关系。lnIM增加一个百分点，ECT降低0.0716个百分点。这可能是因为城镇居民消费结构的改善有一部分是由进口结构的变化引起，即非食品占总进口的比例不断增大，我们可以结合进口结构数据推出可以验证的假说。第三，出口对城镇居民消费结构有显著影响：lnEX增加一个百分点，ECT增加0.1582个百分点，且在10%显著性水平下，lnEX变化是引起ECT变化的格兰杰原因。
由于中国出口导向型经济特点，出口对中国居民消费结构的影响有两方面：一是出口的增加带动居民收入的增加从而改善消费结构，这是“收入”效应；二是出口(国外消费需求)对国内居民消费的“挤出”效应。从估计方程来看，总效应表现为出口不利于中国城镇居民消费结构的升级。
由于农村居民消费结构估计方程各系数不能通过显著性检验，可以认为农村居民消费结构的变化与农村居民收入、进出口之间没有明显关系，即进出口贸易不能显著影响农村居民消费结构。这可能与我国城乡二元经济结构等更深层次的原因有关。
参考文献：
［1］廖成林，青雪梅.基于协整理论的中国宏观消费函数分析［J］.经济科学，2005(1)
［2］林永生，张生玲.论我国进口贸易对消费与投资的促进作用［J］.国际贸易，2006(5）
［3］胡建平.居民消费、国际贸易与广东经济增长［J］.国际经贸探索，2009(5)
居民消费结构论文篇6
1 引 言
消费理论与实证一直是国内外经济学界的一大研究热点，研究的侧重点和结论各不相同。近些年来，学术界开始有研究分析国际贸易对居民消费需求的影响。从总量关系上看，林永生、张生玲(2006)认为，增加进口会对国内消费水平产生积极影响，并利用我国1991—2005年度数据实证得出，我国消费品进口每增加1个百分点，会提高国内消费水平0.699个百分点。徐璐(2010)结合1990—2006年统计数据，对我国居民人均消费与进出口贸易的相关性进行实证分析，结果表明两者间存在正相关关系。笔者利用ols估计法作回归，由于1979—2008年中国居民消费数据与居民可支配收入数据、进出口量数据之间单整的阶数不同，可知各变量的时间序列非平稳，出现伪回归的可能性较大。
在消费结构方面，相关研究并不多。胡延平(2009)通过广东1979—2006年的数据实证分析得出，进出口变动是居民消费变动的原因，进口的作用要大一些。农业居民消费对出口的影响要大于非农业居民消费，而非农业居民消费对进口的影响要大于农业居民消费。
国际贸易对中国居民消费需求是否有显著影响？如果有影响又是通过何种机制发挥作用？这些仍是值得探讨的问题。本文尝试对中国居民消费结构与国际贸易关系作初步分析。
2 理论与计量模型框架
居民消费结构是指各种形式、各种内容的消费在总消费额中的比重以及它们之间的相互关系。在本文中，我们用恩格尔系数来反映居民消费结构(食品支出占家庭总支出的比重)。恩格尔系数过大，必然影响其他消费支出，特别是影响发展资料、享受资料的增加，限制消费层次和消费质量的提高。恩格尔系数减小，通常表明人民生活水平提高，消费结构改善。
影响居民消费最直接的因素是居民收入水平，其他条件不变，收入的增加会引起消费支出的增加。收入的增加同样会对消费结构有影响，具体表现为高收入家庭的食品支出占总支出的比例较低。
进出口对消费结构的影响机制较复杂，它们之间互相影响，存在互为因果的关系。首先，进口受一国居民可支配收入及消费结构的影响，同时也会影响消费结构。例如，随着中国居民收入的提高，对外国进口品，特别是对高档品或耐用消费品的需求会增加。有时，这种消费的“示范效应”会很明显，并逐渐引领居民消费结构升级。其次，考虑到中国的出口部门吸收了大量的劳动力，出口的增加带动人们收入水平的提高，引起消费结构的改变。另外，出口部门生产销售的优质产品亦会产生“外溢效应”，从而间接地影响居民消费结构。
因此，我们可以构建影响城乡居民消费结构的计量方程。
2.1 模型假设
ect表示城镇居民恩格尔系数，ecr表示农村居民恩格尔系数；dit表示城镇居民可支配收入，单位亿元，dir表示农村居民收入，单位亿元；im表示进口额，单位亿元，ex表示出口额，单位亿元；c为常数项。本文的数据来源于《新中国60年统计年鉴》，计量分析软件采用eviews5.0。由于1979年城镇居民恩格尔系数的统计缺失，本文以1978年代之。
2.2 变量平稳性检验
使用ols回归分析前，为保证回归的有效性，要求数据是平稳的，因此我们先对各变量进行单位根的adf检验，由于各变量时间序列均有明显的变动趋势，所以检验时同时考虑截距项和线性时间趋势项。检验结果见表1：
从表1的adf检验结果表明在5%显著水平下，各变量的检验t值均大于临界值，我们不能拒绝有单位根的原假设，因此变量表现为非平稳。而进行过一阶差分处理的各变量均通过了检验。
2.3 协整关系检验
对变量的平稳性检验可知，虽然ect、ecr、indit、indir、inim、inex各自的时间序列是非平稳的，经过一阶差分后则可视为平稳序列，即i(1)，再进行协整检验：
(1)ect和lndit、lndir、lnim、lnex的协整检验
将上式的残差序列单独表示出来，检验方程为δφt=αφt-1+ηt，再检验残差序列的平稳性，利用adf的单位根进行检验，检验类型不带截距项和常数项。检验的零假设是存在单位根，即残差系数为零。检验结果表明：1%显著水平下的t值-2.6471大于adf统计值-2.9754，我们拒绝原假设，认为残差序列是平稳的。因此，我们得出结论，经过一阶差分的ect与lndit、lnim、lnex之间存在协整关系。这表明城镇居民消费结构与城镇居民收入、进出口之间存在长期、稳定的均衡关系。
(2)ecr和lndir、lnim、lnex的协整检验
由于各变量系数均未通过显著性检验，我们可以认为，农村居民消费结构与lndir、lnim、lnex之间影响不显著。
2.4 格兰杰因果性检验
确定ect、lndit、lnim、lnex之间的协整关系后，我们再进行格兰杰因果关系检验，滞后期选3。检验结果如表3：
3 结 论
1979—2008年，中国城镇居民消费结构与居民可支配收入、进出口之间存在显著影响。第一，居民可支配收入的增加对居民消费结构的升级有促进作用，lndit每增加一个百分点，ect降低0.1627个百分点。结果符合我们的预期。第二，进口与城镇居民消费结构存在显著影响，但两者间不存在格兰杰因果关系。lnim增加一个百分点，ect降低0.0716个百分点。这可能是因为城镇居民消费结构的改善有一部分是由进口结构的变化引起，即非食品占总进口的比例不断增大，我们可以结合进口结构数据推出可以验证的假说。第三，出口对城镇居民消费结构有显著影响：lnex增加一个百分点，ect增加0.1582个百分点，且在10%显著性水平下，lnex变化是引起ect变化的格兰杰原因。
由于中国出口导向型经济特点，出口对中国居民消费结构的影响有两方面：一是出口的增加带动居民收入的增加从而改善消费结构，这是“收入”效应；二是出口(国外消费需求)对国内居民消费的“挤出”效应。从估计方程来看，总效应表现为出口不利于中国城镇居民消费结构的升级。
由于农村居民消费结构估计方程各系数不能通过显著性检验，可以认为农村居民消费结构的变化与农村居民收入、进出口之间没有明显关系，即进出口贸易不能显著影响农村居民消费结构。这可能与我国城乡二元经济结构等更深层次的原因有关。
参考文献：
［1］廖成林，青雪梅.基于协整理论的中国宏观消费函数分析［j］.经济科学，2005(1)
居民消费结构论文篇7
消费理论与实证一直是国内外经济学界的一大研究热点，研究的侧重点和结论各不相同。近些年来，学术界开始有研究分析国际贸易对居民消费需求的影响。从总量关系上看，林永生、张生玲(2006)认为，增加进口会对国内消费水平产生积极影响，并利用我国1991—2005年度数据实证得出，我国消费品进口每增加1个百分点，会提高国内消费水平0.699个百分点。徐璐(2010)结合1990—2006年统计数据，对我国居民人均消费与进出口贸易的相关性进行实证分析，结果表明两者间存在正相关关系。笔者利用OLS估计法作回归，由于1979—2008年中国居民消费数据与居民可支配收入数据、进出口量数据之间单整的阶数不同，可知各变量的时间序列非平稳，出现伪回归的可能性较大。
在消费结构方面，相关研究并不多。胡延平(2009)通过广东1979—2006年的数据实证分析得出，进出口变动是居民消费变动的原因，进口的作用要大一些。农业居民消费对出口的影响要大于非农业居民消费，而非农业居民消费对进口的影响要大于农业居民消费。
国际贸易对中国居民消费需求是否有显着影响？如果有影响又是通过何种机制发挥作用？这些仍是值得探讨的问题。本文尝试对中国居民消费结构与国际贸易关系作初步分析。
2 理论与计量模型框架
居民消费结构是指各种形式、各种内容的消费在总消费额中的比重以及它们之间的相互关系。在本文中，我们用恩格尔系数来反映居民消费结构(食品支出占家庭总支出的比重)。恩格尔系数过大，必然影响其他消费支出，特别是影响发展资料、享受资料的增加，限制消费层次和消费质量的提高。恩格尔系数减小，通常表明人民生活水平提高，消费结构改善。
影响居民消费最直接的因素是居民收入水平，其他条件不变，收入的增加会引起消费支出的增加。收入的增加同样会对消费结构有影响，具体表现为高收入家庭的食品支出占总支出的比例较低。
进出口对消费结构的影响机制较复杂，它们之间互相影响，存在互为因果的关系。首先，进口受一国居民可支配收入及消费结构的影响，同时也会影响消费结构。例如，随着中国居民收入的提高，对外国进口品，特别是对高档品或耐用消费品的需求会增加。有时，这种消费的“示范效应”会很明显，并逐渐引领居民消费结构升级。其次，考虑到中国的出口部门吸收了大量的劳动力，出口的增加带动人们收入水平的提高，引起消费结构的改变。另外，出口部门生产销售的优质产品亦会产生“外溢效应”，从而间接地影响居民消费结构。
因此，我们可以构建影响城乡居民消费结构的计量方程。 1 模型假设
ECT表示城镇居民恩格尔系数，ECR表示农村居民恩格尔系数；DIT表示城镇居民可支配收入，单位亿元，DIR表示农村居民收入，单位亿元；IM表示进口额，单位亿元，EX表示出口额，单位亿元；C为常数项。本文的数据来源于《新中国60年统计年鉴》，计量分析软件采用Eviews5.0。由于1979年城镇居民恩格尔系数的统计缺失，本文以1978年代之。 2 变量平稳性检验
使用OLS回归分析前，为保证回归的有效性，要求数据是平稳的，因此我们先对各变量进行单位根的ADF检验，由于各变量时间序列均有明显的变动趋势，所以检验时同时考虑截距项和线性时间趋势项。检验结果见表1：
从表1的ADF检验结果表明在5%显着水平下，各变量的检验t值均大于临界值，我们不能拒绝有单位根的原假设，因此变量表现为非平稳。而进行过一阶差分处理的各变量均通过了检验。 3 协整关系检验
对变量的平稳性检验可知，虽然ECT、ECR、InDIT、InDIR、InIM、InEX各自的时间序列是非平稳的，经过一阶差分后则可视为平稳序列，即I(1)，再进行协整检验：
(1)ECT和lnDIT、lnDIR、lnIM、lnEX的协整检验
将上式的残差序列单独表示出来，检验方程为Δφt=αφt-1+ηt，再检验残差序列的平稳性，利用ADF的单位根进行检验，检验类型不带截距项和常数项。检验的零假设是存在单位根，即残差系数为零。检验结果表明：1%显着水平下的t值-2.6471大于ADF统计值-2.9754，我们拒绝原假设，认为残差序列是平稳的。因此，我们得出结论，经过一阶差分的ECT与lnDIT、lnIM、lnEX之间存在协整关系。这表明城镇居民消费结构与城镇居民收入、进出口之间存在长期、稳定的均衡关系。
(2)ECR和lnDIR、lnIM、lnEX的协整检验
由于各变量系数均未通过显着性检验，我们可以认为，农村居民消费结构与lnDIR、lnIM、lnEX之间影响不显着。 4 格兰杰因果性检验
确定ECT、lnDIT、lnIM、lnEX之间的协整关系后，我们再进行格兰杰因果关系检验，滞后期选3。检验结果如表3：
3 结 论
1979—2008年，中国城镇居民消费结构与居民可支配收入、进出口之间存在显着影响。第一，居民可支配收入的增加对居民消费结构的升级有促进作用，lnDIT每增加一个百分点，ECT降低0.1627个百分点。结果符合我们的预期。第二，进口与城镇居民消费结构存在显着影响，但两者间不存在格兰杰因果关系。lnIM增加一个百分点，ECT降低0.0716个百分点。这可能是因为城镇居民消费结构的改善有一部分是由进口结构的变化引起，即非食品占总进口的比例不断增大，我们可以结合进口结构数据推出可以验证的假说。第三，出口对城镇居民消费结构有显着影响：lnEX增加一个百分点，ECT增加0.1582个百分点，且在10%显着性水平下，lnEX变化是引起ECT变化的格兰杰原因。
由于中国出口导向型经济特点，出口对中国居民消费结构的影响有两方面：一是出口的增加带动居民收入的增加从而改善消费结构，这是“收入”效应；二是出口(国外消费需求)对国内居民消费的“挤出”效应。从估计方程来看，总效应表现为出口不利于中国城镇居民消费结构的升级。
由于农村居民消费结构估计方程各系数不能通过显着性检验，可以认为农村居民消费结构的变化与农村居民收入、进出口之间没有明显关系，即进出口贸易不能显着影响农村居民消费结构。这可能与我国城乡二元经济结构等更深层次的原因有关。
：
［1］廖成林，青雪梅.基于协整理论的中国宏观消费函数分析［J］.经济科学，2005(1)
居民消费结构论文篇8
消费理论与实证一直是国内外经济学界的一大研究热点，研究的侧重点和结论各不相同。近些年来，学术界开始有研究分析国际贸易对居民消费需求的影响。从总量关系上看，林永生、张生玲(2006)认为，增加进口会对国内消费水平产生积极影响，并利用我国1991—2005年度数据实证得出，我国消费品进口每增加1个百分点，会提高国内消费水平0.699个百分点。徐璐(2010)结合1990—2006年统计数据，对我国居民人均消费与进出口贸易的相关性进行实证分析，结果表明两者间存在正相关关系。笔者利用ols估计法作回归，由于1979—2008年中国居民消费数据与居民可支配收入数据、进出口量数据之间单整的阶数不同，可知各变量的时间序列非平稳，出现伪回归的可能性较大。
在消费结构方面，相关研究并不多。胡延平(2009)通过广东1979—2006年的数据实证分析得出，进出口变动是居民消费变动的原因，进口的作用要大一些。农业居民消费对出口的影响要大于非农业居民消费，而非农业居民消费对进口的影响要大于农业居民消费。
国际贸易对中国居民消费需求是否有显着影响？如果有影响又是通过何种机制发挥作用？这些仍是值得探讨的问题。本文尝试对中国居民消费结构与国际贸易关系作初步分析。
2 理论与计量模型框架
居民消费结构是指各种形式、各种内容的消费在总消费额中的比重以及它们之间的相互关系。在本文中，我们用恩格尔系数来反映居民消费结构(食品支出占家庭总支出的比重)。恩格尔系数过大，必然影响其他消费支出，特别是影响发展资料、享受资料的增加，限制消费层次和消费质量的提高。恩格尔系数减小，通常表明人民生活水平提高，消费结构改善。
影响居民消费最直接的因素是居民收入水平，其他条件不变，收入的增加会引起消费支出的增加。收入的增加同样会对消费结构有影响，具体表现为高收入家庭的食品支出占总支出的比例较低。
进出口对消费结构的影响机制较复杂，它们之间互相影响，存在互为因果的关系。首先，进口受一国居民可支配收入及消费结构的影响，同时也会影响消费结构。例如，随着中国居民收入的提高，对外国进口品，特别是对高档品或耐用消费品的需求会增加。有时，这种消费的“示范效应”会很明显，并逐渐引领居民消费结构升级。其次，考虑到中国的出口部门吸收了大量的劳动力，出口的增加带动人们收入水平的提高，引起消费结构的改变。另外，出口部门生产销售的优质产品亦会产生“外溢效应”，从而间接地影响居民消费结构。
因此，我们可以构建影响城乡居民消费结构的计量方程。 1 模型假设
ect表示城镇居民恩格尔系数，ecr表示农村居民恩格尔系数；dit表示城镇居民可支配收入，单位亿元，dir表示农村居民收入，单位亿元；im表示进口额，单位亿元，ex表示出口额，单位亿元；c为常数项。本文的数据来源于《新中国60年统计年鉴》，计量分析软件采用eviews5.0。由于1979年城镇居民恩格尔系数的统计缺失，本文以1978年代之。 2 变量平稳性检验
使用ols回归分析前，为保证回归的有效性，要求数据是平稳的，因此我们先对各变量进行单位根的adf检验，由于各变量时间序列均有明显的变动趋势，所以检验时同时考虑截距项和线性时间趋势项。检验结果见表1：
从表1的adf检验结果表明在5%显着水平下，各变量的检验t值均大于临界值，我们不能拒绝有单位根的原假设，因此变量表现为非平稳。而进行过一阶差分处理的各变量均通过了检验。 3 协整关系检验
对变量的平稳性检验可知，虽然ect、ecr、indit、indir、inim、inex各自的时间序列是非平稳的，经过一阶差分后则可视为平稳序列，即i(1)，再进行协整检验：
(1)ect和lndit、lndir、lnim、lnex的协整检验
将上式的残差序列单独表示出来，检验方程为δφt=αφt-1+ηt，再检验残差序列的平稳性，利用adf的单位根进行检验，检验类型不带截距项和常数项。检验的零假设是存在单位根，即残差系数为零。检验结果表明：1%显着水平下的t值-2.6471大于adf统计值-2.9754，我们拒绝原假设，认为残差序列是平稳的。因此，我们得出结论，经过一阶差分的ect与lndit、lnim、lnex之间存在协整关系。这表明城镇居民消费结构与城镇居民收入、进出口之间存在长期、稳定的均衡关系。
(2)ecr和lndir、lnim、lnex的协整检验
由于各变量系数均未通过显着性检验，我们可以认为，农村居民消费结构与lndir、lnim、lnex之间影响不显着。 4 格兰杰因果性检验
确定ect、lndit、lnim、lnex之间的协整关系后，我们再进行格兰杰因果关系检验，滞后期选3。检验结果如表3：
3 结 论
1979—2008年，中国城镇居民消费结构与居民可支配收入、进出口之间存在显着影响。第一，居民可支配收入的增加对居民消费结构的升级有促进作用，lndit每增加一个百分点，ect降低0.1627个百分点。结果符合我们的预期。第二，进口与城镇居民消费结构存在显着影响，但两者间不存在格兰杰因果关系。lnim增加一个百分点，ect降低0.0716个百分点。这可能是因为城镇居民消费结构的改善有一部分是由进口结构的变化引起，即非食品占总进口的比例不断增大，我们可以结合进口结构数据推出可以验证的假说。第三，出口对城镇居民消费结构有显着影响：lnex增加一个百分点，ect增加0.1582个百分点，且在10%显着性水平下，lnex变化是引起ect变化的格兰杰原因。
由于中国出口导向型经济特点，出口对中国居民消费结构的影响有两方面：一是出口的增加带动居民收入的增加从而改善消费结构，这是“收入”效应；二是出口(国外消费需求)对国内居民消费的“挤出”效应。从估计方程来看，总效应表现为出口不利于中国城镇居民消费结构的升级。
由于农村居民消费结构估计方程各系数不能通过显着性检验，可以认为农村居民消费结构的变化与农村居民收入、进出口之间没有明显关系，即进出口贸易不能显着影响农村居民消费结构。这可能与我国城乡二元经济结构等更深层次的原因有关。
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［1］廖成林，青雪梅.基于协整理论的中国宏观消费函数分析［j］.经济科学，2005(1)
居民消费结构论文篇9
中图分类号：F063.2 文献标识码：A
收录日期：2015年10月29日
一、引言
消费作为“三驾马车”之一，是拉动经济增长的主要内生动力，特别是在我国经济进入新常态的背景下，经济增速趋于放缓，投资对经济增长的拉动力显著下降，消费成为新常态下经济增长的关键动力，对于国民经济的平稳健康增长至关重要。城镇居民消费作为消费的重要组成部分，其结构的优化程度及变化方向，不仅关系到消费本身的发展，对于国民经济的发展方向也有着重要的导向作用。重庆市作为西部地区唯一的直辖市，经济水平发展相对滞后，但后续发展空间和潜力巨大；对重庆城镇居民消费结构的深入把握，对于调整重庆经济结构优化升级、促进经济健康可持续发展具有重要的理论与实践指导意义，并对西部乃至全国其他地区的经济增长具有显著的正向政策溢出效应。
二、相关文献回顾
消费作为动力对于经济增长的积极作用，以及消费本身对于居民生活质量的根本体现，长期以来吸引了大批学者对消费的相关内容展开了广泛考察。
关于消费结构的理论内涵，林松（2006）指出，消费结构就是在一定的社会经济条件下，人们在消费过程中所消费的各种不同形式的消费资料的比例关系；类似的，周金环（2006）、李娅玲（2007）等研究认为人们为了满足自己生存和发展的需要以及物质和文化的需要，就需要消费各种各样的资料，这些资料的数量或者价值的比例就是消费结构，譬如在家庭总消费中，食物、住房、衣服、水电、教育、文化等支出所占的比例。
关于消费结构的重要意义，袁志刚等（2009）指出，居民消费结构是一个多角度多层次的问题，是经济结构的重要组成部分；消费结构是否处于良性运行状态将直接影响到产业结构的发展，进而影响国民经济的持续发展。陈海波（2012）指出，消费结构变化是产业结构变化的重要影响因素之一，消费结构的不断升级事实上向市场发出需求信号，这必将扩大产业结构调整的力度，促使技术升级，形成消费结构优化和产业优化的良性循环，促进整个社会可持续性发展。苏筠等（2002）研究了消费结构对生态环境的影响，认为消费结构的优化对生态环境也有重要的意义。
关于居民消费结构的影响因素，石瑶（2007）认为收入差距对城镇居民消费结构的影响较大。蒋云飞（2008）研究了地域差异和经济发展情况带来的消费结构变动情况，发现中西部地区的收入水平偏低，虽然消费倾向高但总体消费能力偏低，东部的消费能力强但边际消费倾向较低，这与我国阶梯式的经济发展水平有直接关系。常静娟（2006）对广东省的实证研究，发现影响广东省城镇居民消费结构的因素主要包括经济因素、社会因素、科技进步和居民消费偏好。
在如何优化居民消费结构方面，李静（2012）认为当前重点需要做好的工作是全面提高收入，合理控制收入差距，调整产业结构，满足发展型消费需求，扩展享受型消费需求，同时健全社会保障，促进即期消费和完善信贷市场。龙志和（2001）认为完善消费结构的关键在于建立完善的市场化社会保障制度，增加居民可支配收入。郑浩杰（2008）建议通过增加居民收入、完善社会保障、加快信贷步伐和稳定房价等四个方面提升消费能力，优化消费结构。
三、重庆城镇居民消费结构历史演进
居民消费是一项多维度多层次的行为，包含多种消费选择。根据理论与实际工作的一般性界定，消费主要包括食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通讯、居住、杂项商品与服务等8个方面；消费结构就是上述8个方面各自在总消费支出中的占比。
为了实证考察重庆城镇居民消费结构的历史变迁，本文借助各年《重庆统计年鉴》，收集并整理得到各年各项消费支出在总消费支出的比重。（表1）为了直观考察居民消费结构的历史变迁，根据表1，做出堆栈面积图以反映消费结构的动态变化规律，如图1所示。（图1）由表1和图1可知，从1997年直辖以后，特别是2012年以来，重庆城镇居民消费结构呈现出一系列显著的变化特征。
1、食品支出占比即恩格尔系数在整体上呈现出下降趋势。直辖之初，恩格尔系数为45%左右，其后大数年份在40%以下，2013年、2014年下降到35%左右。根据联合国粮农组织的标准，恩格尔系数在40%～50%为小康，30%～40%为富裕。这表明，重庆城镇居民整体上已处于富裕阶段，生活质量水平较高。
2、2012年以前，家庭设备用品及服务的占比较小（10%以下）且基本稳定；2013年、2014年这一指标迅速提高，达到20%左右，呈现出直线上升的发展态势。说明居民对于家庭用品及服务的需求日益旺盛。
3、文教娱乐支出方面，综合看在2005年文教娱乐支出占比达到历史最高水平16.1%，此后呈现出显著下降趋势，2013年、2014年仅为9.4%。文教娱乐是居民消费的较高层次内容，其数值大小反映了居民消费层次的高低。综合看，重庆城镇居民文教娱乐消费支出占比偏小，消费层次相对较低。
4、住房支出方面，自2004年达到峰值之后，此后逐渐趋于下降。2013年、2014年其数据值在6.5%左右。这可能得益于重庆推广实施公租房制度、大大降低了居住成本。
5、其他各项消费支出，其占比保持了相对稳定性，例如交通通讯，在总消费支出中占比基本上在10%左右，自2000年以来，未见有大的波动变化。
四、优化城镇居民消费结构政策建议
消费作为生产之目的，直接决定了居民生活质量水平；同时，消费作为经济增长的核心动力，消费水平的高低与消费结构优化的程度，对经济增长的质量与效率具有举足轻重的作用。促进居民消费结构的优化，既是提高民众生活质量、全面建成小康社会的内在需求，更是在我国经济进入新常态背景下、确保经济健康稳定增长的现实需要。
1、增加居民收入，提高居民消费力。消费结构的优化，需要在消费水平提升的基础上有序推进；为进一步促进重庆城镇居民消费结构完善与升级，首先需要充分奠定促进消费结构优化的宏观基础，最根本的在于努力提升城镇居民收入水平。通过转变经济增长方式有效提升劳动者报酬在国民收入中的比重，特别是提升中低收入者收入水平，加大向低收入阶层的转移支付力度，不断扩大中产阶级规模，有效培育和扩大中产阶级消费；通过深入推进收入分配体制改革，缩小收入差距，形成居民对未来的良好预期，有效提升居民消费信心，大力增强消费意愿降低预防性储蓄，促进即期消费，不断提升居民消费力。
2、全面深化改革，促进消费结构优化。不断深化与居民消费意愿具有密切关系的各项改革，重点是推进住房、医疗、养老、教育、保险等各项改革，使各项支出趋于合理。特别是加强房地产市场调控，稳定住房价格，倡导理性住房消费理念，重构住宅市场价值体系，确立科学合理的市场结构，实现住房消费多元化的新格局。同时，加快推进以改善民生为重点的社会建设，切实保障人们的各项生活需要，切实实现消费结构优化和生活质量提高的同步发展。
3、加强舆论引导，引导合理消费。注重舆论导向作用，倡导文明的消费行为、科学的消费方式、适度的消费水平和合理的消费结构。一方面需要改变居民的消费观念，由于传统上崇尚节俭，使得多数居民习惯于省吃俭用，不注重生活质量的提高，使得消费需求长期偏低，制约经济的可持续发展；另一方面需要正向的舆论引导，树立科学合理的消费观，既反对铺张浪费奢侈享乐型消费主义，也改变传统的过度节俭的消费模式，引导居民适当合理的消费需求。
4、加强重点领域的消费激励。从前述实证研究中，发现重庆近年来在文教娱乐方面的消费支出出现持续下降的态势。而教育竞争力正是区域经济社会综合竞争力的关键和源泉，教育竞争力的下降可能成为重庆未来的发展瓶颈，因此要大力发展教育事业，提高人均教育文化支出占人均消费支出的比重，积极鼓励居民合理而科学地进行精神文化消费。另外，还应促进居民在休闲旅游等方面的消费支出，提升居民的消费档次，促进消费结构的不断优化。
主要参考文献：
[1]蒋云飞.改革开放以来中国城镇居民消费结构变动及区域差异[J].经济地理，2008.3.
居民消费结构论文篇10
人口年龄结构；居民消费；动态面板数据模型
自20世纪70年代中国实施计划生育政策以来，人口年龄结构发生快速转变，近乎无限的劳动供给为中国经济快速增长提供了必要条件，年均GDP增长率甚至达到了9.8%，创造了“中国奇迹”。伴随经济的快速发展和人民生活水平的持续提高，我国却出现了居民储蓄率不断上升，消费率不断下降的现象。人口年龄结构对居民消费、储蓄行为的影响正引起越来越多经济学家关注。我国低迷的居民消费是否受抚养负担变化的显著影响？社会抚养负担减轻是否一定有利于居民增加消费？抚养比变化依靠哪些经济机制影响居民消费？在我国人口问题逐渐突出的背景下，这些问题的研究具有重要的现实意义。
一、文献回顾
对于人口年龄结构与居民消费的关系，国内外学者进行了大量研究。按照人口年龄结构对居民消费是否存在显著影响可将文献分为两类：一类研究认为确实存在显著影响，例如：袁志刚和宋铮利用数值模拟方法推断出人口年龄结构变化是城镇居民平均消费倾向大幅下降的原因[1]；王金营等发现人口抚养负担加剧会降低居民未来的消费水平[2]。还有一类研究认为年龄结构变化对居民消费影响并不显著，例如：李文星等发现老年人口抚养系数变化对居民消费的影响不显著，人口年龄结构变化不是中国目前消费率低的原因[3]；Horioka对中国省际数据分析后也发现抚养系数变化未对居民消费、储蓄行为产生影响[4]。上述研究从各自视角对居民消费问题进行了解读，值得我们借鉴。但这些研究还存在以下几点问题：第一，很多文献认为人口年龄结构与居民消费的关系是不变的，缺乏对人口———消费问题的动态考察，忽略了可能存在的非线性影响，这也是上述文献中结论存在较大差异的原因。第二，忽视了少儿、老年抚养比对居民消费的影响机制研究。与已有研究相比，本文有两个主要贡献：1.发现我国人口年龄结构变化对居民消费率存在显著的动态影响，社会抚养负担与居民消费率呈U型关系。2.根据我国实际人口数据发现，消费惯性强、社会保障制度仍不完善和收入水平偏低是近些年居民消费低迷的主要原因。
二、实证分析模型建立
为研究中国人口年龄结构变迁对居民消费的动态影响，利用生命周期理论设置人口因素变量为核心变量，包含少儿抚养比（Yd）、老年抚养比（Od）和总抚养比（Td）；对居民消费有影响的其他变量设为控制变量X，包括持久收入（Perin）和暂时收入（Temin）变量、人均GDP增长率（Pgdpr）、养老保险覆盖率（Pensc）和财政支出变量（Expen）。此外，鉴于消费习惯易带来内生性[5]，本文引入两期滞后变量，回归模型如下①。本文分析的对象是1998-2013年我国30个省区市的480个平衡面板数据。居民消费率按居民消费支出占支出法计算的国内生产总值的比值衡量；抚养比按《中国统计年鉴》定义计算；养老保险覆盖数据根据各地区城乡居民养老保险年末参保人数与分地区年末人口数做比值衡量；持久收入和暂时收入数据借鉴汪伟做法对居民收入按H-P滤波法分解得出[6]；财政支出变量利用分地区科教文卫支出占GDP比例计算。
三、模型结果与分析
（一）回归结果本文从一般框架出发，逐步剔除缺乏显著性的变量，最后结果见下表。另外，鉴于表中模型（2）的人口因素影响系数缺乏显著性，对经济问题解释能力较低，本文以2005年为节点，将总样本划分为两个子样本。分别利用模型（3）和模型（5）、模型（4）和模型（6）考察1998-2005年及2006-2013年少儿、老年抚养比变化对居民消费的影响。
（二）对回归结果的经济分析很多学者都曾关注居民消费的惯性问题，但大部分研究只讨论一期滞后的影响，而本文回归发现消费的两期滞后仍然满足1%的显著性，说明本文样本期内我国居民的消费习惯比以往估计的更强。模型（1）中持久收入增加1%，居民消费显著下降0.042%；暂时收入增加1%，居民消费显著提高0.363%。这说明暂时性收入增加对居民消费起到了显著的促进作用，而持久收入的增加并未带来消费的上涨，且其对消费的影响程度也不及暂时收入。这看似与经济理论不符，但考虑到实际的人口结构背景后却可以发现其合理之处。严格的人口控制政策使我国少儿人口数量从1982-2013年下降近60%，子女数量的降低使父母更注重下一代人力资本的培养，抚养成本的不断攀升使子女的教育费用变为家庭储蓄的第一动机。理性家庭将持久收入按固定比例进行存储，存在预防性储蓄行为，这必然会挤压当前其他家庭成员的消费支出，个体消费欲望只能靠暂时性收入来缓解。
模型（1）中总抚养比对居民消费的影响为1%显著的-0.056，说明样本期内社会抚养负担加剧对居民消费不利。模型（3）、（4）中，少儿抚养比为从满足1%显著性水平的-0.091上升到不显著的0.024，说明少儿抚养比对居民消费的负向影响正在转变，随少儿抚养比下降，家庭抚养负担减轻，居民消费支出不断上升。模型（5）、（6）中，老年抚养比为从满足1%显著性水平的-0.077上升到0.171，说明老年抚养负担加剧对居民消费的影响正逐渐由负转正。从少儿、老年抚养比的弹性系数变化可以看出，社会抚养负担加剧对居民消费可能具有先下降后上升的U型影响。为考察这种非线性关系是否存在，本文构建包含Td平方项的检验方程进行估计，结果为：在上述模型中，各系数P值均小于0.01，残差检验和工具变量检验均通过，说明总抚养比与居民消费率存在统计意义上的U型关系。当Td等于0.469时，社会抚养负担对居民消费的影响达到谷底，对应不利于消费的最差人口年龄结构。联系我国1998-2013年的实际数据可以发现，江西、广西、海南、云南和宁夏等五省区的总抚养比长时间在本文计算的波谷附近徘徊，其对应的居民消费水平也远低于平均值，说明上述结果较为可靠。
另外，为研究少儿抚养比变化对居民消费产生影响的经济机制，本文引入财政支出与少儿抚养比的交互项后发现，在其他因素不变的情况下。即科教文卫支出增加1%，少儿抚养负担对居民消费的负效应减小0.073，财政支出占比等于0.017时，这种影响达到拐点。若财政支出比例较低，则少儿人口数量与居民消费负相关，对应U型曲线左侧；反之若高于0.017，则二者正相关，对应U型曲线右侧；类似的，老年抚养比对居民消费的影响受养老保险覆盖率决定，若覆盖率低于0.357的门槛值，老年人口数量与居民消费负相关；持久收入水平同时决定少儿、老年抚养比对居民消费的影响，只有高于8.753的对数收入门槛值时，社会抚养负担加重才能保证居民有增加消费的能力。结合我国实际数据可以发现，直到2011年，我国居民养老保险覆盖率才达到本文计算的门槛值，说明养老保障水平低是十几年来我国居民消费率偏低的一个原因。从持久收入的角度看，2013年我国居民持久收入的对数值为8.584，仍低于本文的拐点，说明居民收入水平低是消费率偏低的另一个原因。
四、结论与未来研究方向
本文研究表明，人口年龄结构对我国居民消费存在显著影响，但社会抚养负担减轻并非一定促进居民增加消费，人口年龄结构对居民消费存在非线性影响。构建包含总抚养比平方项的模型后发现，这种影响随社会抚养负担的逐渐加剧满足先下降后上升的U型结构，存在对居民消费不利的最差人口年龄结构。同时，为研究人口年龄结构变化影响居民消费的经济机制，本文利用人口变量与控制变量的交互作用进行实证分析，结果发现：少儿抚养比通过财政预算中科教文卫支出水平影响居民消费；老年抚养比通过养老保险覆盖率影响居民消费；总抚养比通过持久收入水平对居民消费产生影响。综合来看，当前我国人口年龄结构特征位于U型曲线左侧，人口抚养负担的加剧将进一步挤压居民消费支出。因此，增加财政预算支出、扩大养老保险覆盖面和增加居民收入对减轻家庭负担、促进居民消费和增加社会福利具有重要意义。目前，国内外大部分学者的研究焦点都集中于人口年龄结构对居民消费的静态影响或线性关系证明上，注重实证分析而缺少数理研究，人口———消费问题的非线性理论分析将是本文下一步的研究重点。
参考文献：
[1]袁志刚,宋铮.人口年龄结构,养老保险制度与最优储蓄率[J].经济研究,2000（11）：24-32.
[2]王金营,付秀彬.考虑人口年龄结构变动的中国消费函数计量分析———兼论中国人口老龄化对消费的影响[J].人口研究,2006（1）：29-36.
[3]李文星,徐长生,艾春荣.中国人口年龄结构和居民消费:1989-2004[J].经济研究,2008（7）：118-129.
[4]Horioka,C.Y.,Wan,J..TheDeterminantsofHouse-holdSavinginChina：ADynamicPanelAnalysisofProvincialData[J].JournalofMoney,CreditandBanking,2007（8）：2077-2096.
居民消费结构论文篇11
中图分类号：F205 文献标识码：A
引言与文献回顾
改革开放以来中国经济高速发展， 国内生产总值(GDP)由1978年的3605.6亿元增长到2011年的465731.3亿元，增长了约128倍;城镇居民的人均可支配收入由343.4元增长到21810元，增长了约63倍。经济发展带来了城镇居民收入水平的提升，而收入水平的提升则增强了城镇居民的消费能力。城镇居民的人均消费支出由1978年的311.2元增长到2011年的15161元，增长了近50倍。在消费结构方面，城镇居民家庭恩格尔系数由1978年的0.575下降到2011年的0.363，食品支出占消费总支出的比重持续下降，表明随着收入水平的提高，城镇居民减少其基本消费支出，消费结构由“温饱型”向“发展型”和“享受型”转变。“配第-克拉克定理”认为，随着经济的发展，国民收入(劳动力)的布局会由一、二、三产业向三、二、一产业转移。产业结构方面数据显示：1980年我国一、二、三产业分布情况分别是30.2%、48.2%和21.6%，2011年我国一、二、三产业分布情况变为10.0%、46.6%和43.4%。我国第一产业比重持续下降，第二产业比重在波动中稳定，第三产业比重持续上升，产业结构在持续升级。
理论上，“恩格尔定律”同“配第-克拉克法则”存在相互推动的内在联系，学者们进行了大量的实证研究，文启湘等(2005)、吴定玉等(2007)和周辉(2012)分别以河南省、湖南省和上海市为例，研究消费结构和产业结构的协调性，提出消费结构要与产业结构相协调的观点。庄燕君(2005) 基于区域层面实证检验了区域产业结构与区域消费结构的关系。邬德政(2008)则运用协整检验实证研究了我国农村居民消费结构与产业结构的关系。考虑到城镇居民和农村居民的消费层次不同，再加上地区经济发展水平差距，我国产业结构和消费结构的关系具有很大的城乡差异性和地区差异性(孟范昆等，2012)。由此，本文采用城镇样本，基于面板数据模型实证检验城镇居民消费结构与产业结构间的互动关系，考察两者的协调发展问题，以推动我国经济的持续健康发展。
模型、变量与数据说明
(一)计量模型
面板数据模型一般形式为：
(1)
i为省区标志，t为时期标志。本文建立如下分析城镇居民消费结构与产业结构关系的面板数据模型：
模型一： (2)
模型二： (3)
其中，α、β、Γ、φ、ν、λ均为待估系数，模型一可以分析产业结构(IR)对城镇居民消费结构的影响，模型二则可以分析城镇居民消费结构(CR)对产业结构的影响。要使理论上的城镇居民消费结构和产业结构相互推动关系成立，则相关系数 和 应为负值。
(二)变量与数据说明
样本数据包括31个省市。基于数据完整性的考虑，本文数据均来自于2000-2012年各年《中国统计年鉴》。由于使用的是相对量指标，并不需要剔除价格的影响。具体指标选取如下：
产业结构指标(IR)：衡量产业结构升级的程度可以用第二产业增加值/GDP、第三产业增加值/GDP和(第二产业增加值+第三产业增加值) /GDP这些指标，本文选用产业结构升级程度的指标为当年第二、三产业增加值之和/GDP，其值越大，说明产业结构层次越高。
城镇居民消费结构指标(CR)：恩格尔系数是其通用的指标，本文选择恩格尔系数(食品支出占消费支出的比重)衡量居民消费结构，其值越小，说明消费结构层次越高。
实证分析及结果
(一)单位根检验
为确保估计有效性，避免伪回归现象，首先需要对各面板序列的平稳性进行检验，本文采用的是LLC、IPS、ADF和PP四种检验方法。由于各原始变量均存在时间趋势，故采用含截距和含时间趋势的检验方式，对一阶差分后序列则采用含截距的检验方式，滞后期数根据SC准则自动选取。单位根检验结果如表1所示。
检验结果表明，对于消费结构LLC、IPS、ADF和PP四种检验方法均拒绝其存在单位根的原假设，而对于产业结构IPS检验未拒绝其存在单位根的原假设，对其变量一阶差分后则显著地拒绝有单位根的原假设。由此，CR和IR满足I(1)。
(二)面板协整检验
由于面板数据满足I(1)，需要进一步判别变量间协整关系是否存在。本文采用Pedroni的7个统计量和Kao的ADF统计量进行判断(见表2)。根据Pedroni的检验方法，群rho未拒绝没有面板协整关系的原假设，面板rho等其他的统计量都在10%的显著性水平上拒绝了原假设。根据Kao面板协整检方法，ADF统计量显著地拒绝没有面板协整关系原假设。综合分析后本文认为城镇消费结构和产业结构间存在面板协整关系。
(三)回归结果
由于本文侧重分析城镇居民消费结构与产业结构相关性的区域差异，考虑东、中、西部地区内部的差异性相对较小，回归模型选用变截距模型。为减少或消除截面异方差的影响，本文估计时采用截面加权法。表3和表4的Ad-R2和A-D值显示，各回归模型拟合效果较好，都通过整体性检验。
从表3的估计结果可知，基于全国样本，城镇居民消费结构升级对产业结构影响的系数通过5%的显著性水平检验，且系数值为负，表明城镇居民消费结构升级对产业结构具有显著的推动作用。从东、中、西部的样本来看，中部地区的城镇居民消费结构升级对产业结构的影响不显著，东部和西部地区城镇居民消费结构升级显著推动产业结构的发展，相关系数分别约为-0.02和-0.06，东部地区的影响相对较弱。从表4的估计结果可以看出，基于全国样本，产业结构升级对城镇居民消费结构影响的系数并未通过10%的显著性水平检验，表明产业结构升级对城镇居民消费结构并无显著推动作用。从东、中、西部的样本来看，东部和西部地区产业结构升级对城镇居民消费结构的推动作用不显著，但中部地区产业结构升级对城镇居民消费结构具有显著推动作用，相关系数约为-0.11。
结论与政策含义
第一， 理论上消费结构和产业结构相互影响、相互推动，我国城镇居民消费结构与产业结构相互推动关系并不成立，需要构建起城镇居民消费结构和产业结构间的互动关系，使两者协调发展。近年来，我国城镇生活水平不断提高，居民消费结构发生巨大变化，转向追求生活质量。总体上城镇居民消费结构升级相应地刺激或限制相关行业的发展，进而对产业结构产生影响。由于我国的“外向型”经济发展模式，产业结构升级相对缓慢，产业结构升级对城镇居民总体上并没有创造新的消费需求，进而促进其消费结构攀升。
第二，城镇居民消费结构和产业结构之间的关系存在区域性差异，构建城镇居民消费结构和产业结构的良性互动关系，需要考虑两者关系的区域差异。实证研究表明，东、西部地区城镇居民消费结构升级显著地推动产业结构攀升，而产业结构对城镇居民消费结构的影响不显著。中部地区产业结构升级显著地推动城镇居民消费结构攀升，而城镇居民消费结构对产业结构的影响不显著。由于城镇居民消费结构与产业结构间关系存在区域差异性，构建城镇居民消费结构和产业结构的和谐关系应依据区域性差异有所偏重。
当前，我国经济进入“次高”经济增长阶段，尽管外部环境不容乐观，但中国东、中、西部地区经济的差距和城乡“二元”经济结构在一定时期内为中国保持“次高”经济增长提供了条件。我国产业结构将持续攀升，城镇居民收入水平，特别是中西部地区的居民收入水平将持续得到提升。因此，应努力按照城镇居民消费结构升级的市场需求配置资源，按照产业结构升级的经济增长模式引导城镇居民消费，促进消费结构和产业结构良性互动，推动我国经济持续健康发展。
1.文启湘等.消费结构与产业结构的和谐：和谐性及其测度[J].中国工业经济，2005(8)
2.吴定玉等.居民消费结构与产业结构的关联性分析—以湖南省为例[J].消费经济，2007(5)
3.周辉.消费结构、产业结构与经济增长—基于上海市的实证研究[J].中南财经政法大学学报，2012(3)
4.庄燕君.区域产业结构与消费结构关联分析[J].统计与决策，2005(1)
5.邬德政.我国农村居民消费结构与产业结构相关性分析[J].学术论坛，2008(4)
6.孟范昆等.消费结构升级与产业结构升级互动关系实证研究[J].商业时代，2012(32)
居民消费结构论文篇12
随着我国经济迅速发展，经济增长的主要支点从生产领域转移到消费领域，消费对国民经济的制约作用越来越明显，刺激消费需求、优化居民消费支出结构已逐渐成为国民经济高速发展的首选措施，更是当前促进社会和谐发展、全面建设小康社会的重要内容。而要促进居民的消费需求，一方面，应启动城镇居民的消费需求；另一方面，应启动农村居民的消费需求。农村人口占全国人口的70%以上，因而，启动居民的消费需求，扩大内需的当务之急应是扩大农村居民的消费需求。因而，关注农村居民消费，正确的分析和评价农村居民消费结构，并引导和促进农村居民不断提高消费水平和消费质量，对我国的经济的发展有着重要的意义。
新疆维吾尔自治区（简称新疆）地处中国西北边陲，亚欧大陆腹地，周边与八个国家接壤，是古丝绸之路的重要通道，其经济的发展对边疆的稳定和全国经济的发展都具有举足轻重的作用。[1]要促进新疆经济的发展离不开消费的增长，因而研究新疆农村居民的消费结构和消费水平等消费领域的一系列问题，可以提供农村居民消费需求变化的信息，对于调整产业结构，引导农村居民合理消费，对促进新疆地区经济发展和加快新疆社会主义新农村建设的进程具有重要的意义。
二、国内外研究综述
费问题是现代西方消费经济学的重要组成部分。凯恩斯从心理因素入手提出了包括“边际消费倾向递减规律”、“资本边际效益递减”及“流动性偏好”三大心理规律，建立了收入假说下的消费函数理论，为消费结构的研究奠定了理论基础。自凯恩斯之后，出现了诸多以消费为研究对象的学者，尤以佛里德曼（1976）、莫迪利安尼（1985）、杜森贝里、霍尔（1978）等人为代表。1976年佛里德曼提出了持久收入假说，认为收入分为瞬时收入和持久收入，消费分为瞬时消费和持久消费，人们对未来收入的预期会直接影响到居民当前的消费支出，即居民当前的消费取决于持久收入。
我国对消费结构的研究起步较晚，但发展迅速。1963年我国著名经济学家董辅初教授在其所发表《关于消费问题的探讨》一文中首次提出了消费结构的概念。1983年尹世杰教授主编的《社会主义消费经济学》，作为我国消费结构理论研究的远耍系统地研究了消费结构问题；今年来消费结构研究方法更是趋于新颖化。董永茂（2005）采用ELES模型，利用1998、2003年浙江省农村家庭消费开支调查资料，对浙江省农村居民家庭消费结构进行了分析研究；杭斌、申春兰（2005）运用误差修正模型的估计结果来证明潜在的流动性约束与中国农户的预防性储蓄有着密切关系；郭爱君、武国荣（2008）通过建立AIDS模型对中国农村居民消费行为进行了研究，并且对“九五”和“十五”两个时期的中国农村居民七大类商品消费的动态特征进行了对比研究；此外；对数模型、二次移动平均模型（DMAM）、综列数据模型等均为目前消费结构研究的主要方法。
从以上分析可以看出，对于消费结构的研究，国外侧重于方法的研究和创新，而国内研究则侧重于居民消费结构所涉及的具体方面，如居民消费结构现状、居民消费结构升级的影响因素、居民消费结构的预测等多方面的定性分析，以及应用数量方法对于居民消费结构的定量分析等。尽管在国内消费结构的研究中已有很多理论成果，但是大部分是研究城镇居民消费结构的，关于新疆农村居民消费结构的研究更是少之又少，急需进一步深入研究分析。
三、新疆农村居民消费结构现状和变动趋势分析
为了更加清楚的了解近年来新疆农村居民各个方面的消费情况，以下通过对新疆农村居民的吃、穿、住、用等方面人均消费支出占农村居民家庭人均总支出比重的变化图来研究新疆农村居民消费结构的变动趋势。
（一）食品支出
新疆农村居民用于食品方面的支出从2000年的618.2元上升到2011年的1589.5元，11年的时间新疆农村居民用于食品方面的支出增长了2.57倍。恩格尔定律指出，食品支出在居民消费中的比重，将随收入增加呈现下降的趋势。然而由下图可以看出2000～2011年，新疆农村居民人均食品支出占农村居民家庭人均总支出比重明显下降。从2000年22%左右下降至2011年的15%以下，说明新疆农村居民并正向更好生活阶段迈进。这也从另一方面印证了从恩格尔系数变化所得到的结论。
（二）衣着支出
近十年以来，随着生活水平的提高，农村居民的欣赏品味在不断提高，新疆农村居民在穿着方面出现了较大变化，农村居民已不仅仅满足于“穿”的本身，也更加注重于质量和款式等方面的提高。相关数据表明2000年新疆农村居民用于衣着方面支出为114.26元，到2011年增加到了372.1元，是2000年的3.25倍，而2000～2011年新疆农村居民消费支出增幅为2.57倍，低于衣着支出的增加幅度。可见，随着农村居民收入和消费水平的提高，人民越来越注重生活品质，衣着支出比重呈上升趋势。从2000年到2005年这一下降趋势并不明显，甚至有些年间偶尔有上升趋势，但近十年间新疆农村居民衣着支出占农村居民家庭人均总支出的比重总体呈下降趋势，这说明新疆农村居民生活水平在不断提高，也正是恩格尔定律的一次运用。
（三）居住支出
住房是人们赖以生存的基本场所，在农村居民消费水平、消费质量逐步提高的过程中，农村住房消费变化是最直观、最明显的。其总的特点是农村居民住宅面积逐渐扩大，住房质量逐年提高，居住条件得到明显改善。2011年的人均居住支出1025.3元，相比于2000年新疆农村居民人均居住支出170.9元，增长了6倍；从下图可以看出，2000年以来新疆农村居民居住消费占总消费的比重总体呈现上升趋势。由2000年的6.06%上升到2011年的9.11%。反映出这一时期新疆农村居民收入有所增长，改善住房条件成为他们的迫切愿望，建房的积极性提升明显。
（四）医疗保健、交通通讯支出
近十年来新疆农村居民医疗保健支出一直持续快速增长，其占农村居民家庭人均总支出的比重一直在增加，由2000年的2.61%上升到2005年的3.35%，医疗保健支出的持续增加体现出随着收入水平提高和生活质量改善，农村居民越来越重视身心健康，过去大病小治、小病不治的现象有了较大改变。
四、新疆农村居民消费结构特征
为了进一步研究新疆农村居民的消费结构特征，下面特从农民最终消费支出（亿元）、农民人均生活消费支出（元）、农村居民家庭恩格尔系数（%）三个角度进行分析：
（一）农村居民消费规模不断增长
2000～2012年，新疆农村居民最终消费支出（亿元）由159.97亿元增加到675.6亿元，增长了4.22倍，年均递增12.75%。
（二）农村居民消费水平和生活条件不断提高
2000～2012年，新疆居民农民人均生活消费支出（元）由1236.45元增加到5301.3元，增长了4.29倍，年均递增12.9%。其中农村居民家庭居住支出（元/人）由170.9元增加到1025.3元，增长了6倍，年均增长16.1%。
（三）农村居民消费结构不断升级
随着经济的发展和收入水平的提高，农村居民的消费支出在增加。农村居民恩格尔系数由2000年的50%下降到2012年的36.1%，下降了13.9个百分点。虽然农村居民消费较低，但消费结构已逐步由低层向高层发展，生存消费比重下降，享受和发展消费所占比重上升。
五、新疆农村居民整体消费结构现状和变动趋势的分析
从下表可以看出，1995～2005年新疆农村居民消费的货币化程度在逐年提高，其中农村居民家庭食品支出（元/人）、农村居民家庭医疗保健支出（元/人）、农村居民家庭人均居住消费支出（元）、农村居民家庭人均衣着消费支出（元）四类消费几乎完全是货币化消费几乎完全是货币化消费。自给性消费程度最高的是食品消费，由2000年50%的自给自足下降到2011年的36.14%；居住类消费货币性程度从2000年的13.82%上升到2011年的23.312%。农村居民家庭医疗保健支出（元/人）从2000年的5.96%上升到2011年的8.57%，表明新疆农村居民的生活水平在一定程度上得到了充分的提高。
六、结论与建议
新疆人口结构中农村人口的比重较多，促进新疆经济增长首先做好农村消费问题工作，农村居民存在有欲望但不能消费的现象。
我们知道消费是拉动经济增长的第一动力，但是目前消费对经济增长的拉动作用有限，投资对经济增长的拉动作用显著。目前状态一下子提高居民消费能力，刺激消费需求不可能，首先靠投资的力量，南北疆调整投资投入量，促进经济发展，缩小经济差异，调整各地区的经济水平不平衡，保证地区经济稳定发展。然后，经济的增长必然会引起居民消费的增长，消灭有消费欲望但没能力消费的问题，只有消费增长才能推动经济快速增长。再次经济稳定发展，可以缩小城镇经济和农村经济的差距，平衡城镇居民和农村居民的消费能力，农村经济和城镇经济才能同步发展。最后政府对农村的投入量主要为调整农村居民居住类支出和医疗保险类支出，所以为经济健康发展进一步调整农村居民文教类，居住类，和医疗保险类支出，文教是经济发展的必要条件。消费增长相对缓慢，消费拉动经济增长的作用相对不足。在增加收入刺激的消费的基础上提出了缩小收入分配差距，调整消费结构，保持外需的基础上扩大内需，增加对农村的投入量，提高农村居民生活水平，正确调整农村居民的消费结构，缩小城镇和农村，南疆和北疆居民消费差距，促进新疆经济可持续稳定发展的必然条件。
参考文献
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居民消费结构论文篇13
关键字：文化消费；产业结构；结构合理性
[DOI] 10.13939/j.cnki.zgsc.2015.30.
1引 言
根据2014年的文化蓝皮书[指《中国文化消费需求景气评价报告（2014）》和《中国文化产业供需协调增长测评报告（2014）》.]数据，我国2012年全国城乡文化消费需求达到11405.97亿元人民币，总量增长12.64%，继续保持高速增长；人均文化消费需求达到844.45元人民币，增长12.09%。对比来看，居民文化消费的总量增加比产出水平的增加要多很多，比居民收入的增加要少很多，比总消费的增加要略微低一些，与储蓄的增加相比前者显著低于后者。1991—2012年，全国人均文化消费以13.60%的年均速率增长，而将2004年与2012年的文化产值相比，中国文化产值经历了2.15%至3.48%的增长，居民文化消费率却由2.76%降低至2.20%。可见，文化产业与文化消费之间存在着不协调、不一致的问题，长此以往，必定会在两者之间激发出更多的矛盾，以至于使文化产业生产与文化消费需求脱离。
2文化消费结构合理性研究
2.1产业结构受消费影响的理论基础
通过列昂惕夫的投入产出模型，可以表示文化消费影响产业结构的效应，中间使用+最终使用=总产出，可表示为：
（i=1，2，…，n）①
其中，Xij代表i部门为j部门生产消耗提供的产品的数量； Yi代表i部门产品的最终使用量；Xi代表i部门的总产出数量。
（i，j=1，2，…n）②
为直接消耗系数，即j部门生产单位总产品对i部门产品的消耗量。将②式代入①式，得到：
（i，j=1，2，…n）③
矩阵形式为：
即AX+Y=X，X为社会总产品向量，Y为最终产品向量，A为直接消耗系数矩阵。即总产出-中间使用=最终使用
④
X为A的同阶单位矩阵，为投入产出矩阵，也称之为列昂惕夫逆矩阵，则有：
④式表示总产出与最终使用间的关系，通过其可知各部门总产品X的情况下，各部门的最终使用Y。由④式两边同乘以 可得：
⑤
⑤式的经济含义为当最终总产品每增加一个单位时对社会总产品的完全需求量，其投入产出模型为：，其中B起着乘数作用，直接消耗系数就被其放大为完全消耗系数，完全消耗系数即等于直接消耗系数与间接消耗系数之和。
综上所述，根据⑤式可实现文化消费对产业结构产生的乘数效应和溢出效应。
2.2文化消费结构的合理性
文化消费可以对产业结构产生多种影响，同时，产业结构的升级转变也会从供给的角度影响居民的文化消费。两者之间的这种相互关系意味着，文化消费的结构绝不是孤立于产业结构而存在的，必须是与产业结构有着良性互动，互相适应并推动彼此顺应时势的发展。在第三次工业革命的大背景下，在产业结构和消费结构不断升级的大环境下，文化消费若想实现结构的优化，不仅要根据居民需求调整自身内部的各项分类的占比，还要与产业相适应、相互协调，这便是实现文化消费结构的合理性的基本要求。基于这一视角，本文在讨论文化消费结构时将会分别讨论内、外两部分的合理性问题。在本部分利用投入产出方法分析了文化消费与产业关系问题，从而提出中国应需注意的问题和政策建议。
3 我国文化消费与产业结构的关系
利用前文介绍的理论基础，本部分经过数据处理分析，将居民文化消费额对产业总投入的需求关系进行阐述。本文选取的中国数据为投入产出表中的“文化、体育和娱乐业”以及“教育”两部门数据，来自中国投入产出学会网站2005年和2010年的投入产出表，美国的数据为48部门的投入产出表中的“教育”一个部门数据，对OECD投入产出数据库中美国2000年和2005年的数据进行分析。根据数据分析结果，美国自20世纪70年代起，在文化消费对总产出的拉动方面即处于稳态状态，可以作为中国未来发展方向的参考，所以选取美国作为比对国家。
2005年，中国居民对于教育的消费数量为3026.27万元人民币，占居民消费总额的4.25%；在文化、体育和娱乐业方面的消费数量为656.33万元人民币，占居民消费总额的0.92%。2010年，中国居民对于教育的消费数量为4987.85万元人民币，占居民消费总额的3.45%；在文化、体育和娱乐业方面的消费数量为1077.72万元人民币，占居民消费总额的0.74%。可以看出在这个时间段的前后，居民在文化方面的消费绝对值增加了，但是在消费的比例上却是下降了，这说明，虽然在文化消费上居民的需求在增加，但是相比于其他部门的增加速度还是比较缓慢，这其中也不乏由于文化的新的表现形式未被计算于统计数据的情况存在。
针对中国的文化消费对总产出的投入需求分析，利用投入产出模型中的X=B*Y，将B*Y中的各部门的值求和，比上居民文化消费的占比，就可以衡量文化消费部门的产品消费每增加一个单位，需要的产业总投入。经过计算，可以得出我国的文化消费部门的产品消费每增加一个单位，需要的产业总投入都在2个单位左右，但对比于2005年的2.24，2010年时的1.91体现出了文化产业的发展是趋于健康完善的。相比于美国的1.7~1.8稳定的浮动范围，中国居民的文化消费及文化产业可以看出还处于尚不稳定的阶段。在消费发展的推动下，产业也在进行着优化和调整，以适应居民越来越多样化的文化消费需求；在产业结构方面，未来会在结构调整方面更加趋于合理化，以适应消费需求的结构变化。
4主要结论及对策建议
基于投入产出模型的研究可得出以下几点结论。第一，中国居民的文化产业体系正在日益完善，产品的供给能力也在增强，不过仍然存在供给与需求不相适应的情况。第二，文化消费需求在不断增大，种类也在更加趋于多元化，居民消费结构随着第三次工业革命的发展而更加合理。第三，对于同样的产出，中国对产业的需求多于美国，中国的产业结构还需要进一步优化调整，更要加强产品和服务的供给能力。
针对中国文化产业结构发展并不完善且没有与文化消费相适应的情况，提出以下几条建议：第一，应将文化产业的发展适时地贴近文化消费的需求，以需求指引产业发展；第二，注重文化产业的发展监管，促进更多适应居民需要的新兴形式的出现；第三，重视并且利用文化消费对产业结构的作用和影响，来支持产业和消费的结构升级；第四，针对区域之间的文化产业发展差距，制定相关的鼓励性政策并推动实施，以实现区域间的和谐发展。
参考文献：
