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1.2消费信贷通过扩大货币创造乘数从而刺激消费需求由于信贷市场资金供求的不均衡和交易成本的存在，在满足法定准备金的前提下，商业银行提供的信贷资金并不能全部与需求者匹配成功，从而产生部分沉淀资金，即超额准备金。随着消费信贷业务的发展，信贷市场效率得到提高，信贷资金的更容易找到合适的贷款对象，从而降低了超额准备金率，货币创造乘数也随之增大。这样，等量的基础货币供应创造的货币供给总量增加，若货币需求保持不变，社会上的货币供给大于需求，市场利率就会下降，又投资为利率的减函数，因此投资需求会增加，社会总产出和国民收入随之增加，从而拉动居民的消费需求增加。
1.3消费信贷有利于提高消费的边际倾向从而提高消费水平消费信贷能够促进社会边际消费倾向的上升，主要有以下两方面的原因。第一，根据凯恩斯的绝对收入理论，消费是收入的递增函数，但消费增加的幅度小于收入增加的幅度，即边际消费倾向小于1。现实生活中，边际消费倾向一般与收入呈反向关系，即低收入群体有较高的边际消费倾向，而高收入群体的边际消费倾向偏低。通过发展消费信贷，能够提高低收入群体的消费水平和能力，使他们的边际消费倾向提高，而高收入群体的边际消费倾向不会受到影响，从而使整个社会的边际消费倾向上升，扩大居民的消费需求。第二，根据莫迪利安尼的生命周期理论，居民的消费不是取决于当期收入，而是由一生的收入所决定。居民会根据生命的不同阶段有计划地安排自己的消费和储蓄，将一生的收入均匀地分配至生命的各个周期，以实现消费的最优配置。居民的一生可以粗略的分为青年、中年和老年三个时期。一般来说，中年时期收入较高，收入大于消费支出，因为其收入不仅要用来还清以前的债务，还要为养老进行储蓄，此时的边际消费倾向相对较低；青年和老年时期收入较低或没有收入，只能依靠信贷和储蓄来进行消费，收入小于消费支出，此时的边际消费倾向相对较高。通过消费信贷，居民可以将未来收入提前用于当期消费，使青年和老年时期的边际消费倾向得到提高，平滑人们一生之中的消费，从而有效提高整个社会的边际消费倾向。
2消费信贷对居民消费需求影响的实证分析
2.1变量的选取、数据的来源和处理为了实证分析消费信贷对居民消费需求的影响程度，本章以居民人均消费信贷余额CL反映消费信贷的变化情况，以居民人均消费支出CE来衡量居民的消费水平。鉴于消费信贷的统计口径最近几年才完善，2005年以前的数据缺失，所以选取2005－2013年的季度数据作为样本数据，共36期，数据来源于国家统计局与中国人民银行官网。在实证分析之前，先对数据进行预处理。首先，以2005年第一季度的CPI为基期，将每个季度的数据折算为实际的余额，消除价格因素的影响。其次，由于所采取的数据为季度数据，包含季节变动因子和不规则要素，为消除这些因素的影响，我们采用移动平均乘法比率模型对数据进行季节调整。最后，为避免数据的剧烈波动以及模型可能出现的异方差性和多重共线性，我们对所有的变量数据进行对数化处理，表示为LNCE、LNCL。取对数后并不会改变变量之间的经济意义和因果关系，变量之间的关系变为弹性关系，变动体现为百分比关系，误差变为相对误差。
2.2实证过程
2.2.1单位根检验对于所选取的时间序列数据，首先考虑的就是其平稳性问题，若把非平稳时间序列当作平稳时间序列进行回归，就会出现“伪回归”现象，回归结果变得不可靠。统计学中常用的检验序列平稳性的方法为单位根检验法，下表1为各变量进行ADF单位根检验的结果。由上表数据可知，经过一阶差分后，两个变量在5％的显著性水平下能够拒绝原假设，接受备选假设，即ΔLNCE和ΔLNCL为平稳序列，表明原序列是一阶单整序列，记作I（1）。
2.2.2协整检验两个时间序列变量都为同阶单整，可以对它们进行协整检验，协整关系主要用来说明时间序列变量间是否存在长期稳定的关系。先以LNCL为自变量，LNCE为因变量做OLS回归得到方程，再对其残差序列进行单位根检验，ADF检验的结果如下表2所示。由此可知残差序列在5％的显著性水平下不存在单位根，为平稳序列，说明回归结果不是“伪回归”，序列LNCE和LNCL之间存在（1，1）阶协整关系，即两变量之间存在长期稳定的均衡关系。
2.2.3向量自回归模型分析协整分析的结果说明消费信贷与消费支出之间具有长期稳定的静态关系，为了研究两者之间的动态关系以及各变量滞后期所带来的具体影响强度，我们利用ΔLNCE，ΔLNCL两个平稳序列作为内生变量，建立VAR模型进行分析。依据AIC和SC准则取最小值，经过反复比较，将变量滞后期确定1－3期的值作为内生变量。从（2）（3）式的各系数T统计量看，大部分变量是显著的，有少数变量不显著，这是由于模型各滞后项之间存在多重共线性所致，这种VAR模型中常见的问题并不影响模型的效果，可以忽略不计，不需对模型中的变量进行剔除。模型有2个内生变量，3阶滞后项，共6个单位根，经AR根检验后发现所有根的模的倒数小于1，都位于单位圆内，因此，该模型满足平稳性条件。模型的结果显示，人均消费支出受自身滞后一期的影响很大，从第三期开始，影响逐渐减小。滞后一期的消费信贷对消费支出产生抑制作用，从第二期开始，才产生正向的影响，并且影响程度逐渐增大。符合前文协整检验的结果，说明消费信贷会对消费需求产生长期拉动作用。
2.2.4脉冲图形基于VAR模型的结果，我们建立脉冲响应函数，绘制脉冲响应图，以求直观形象地分析消费信贷与消费支出之间的关系。通过脉冲分析，可以衡量来自随机扰动项的一个标准冲击对内生变量当前和未来取值的影响。横轴表示滞后期数，纵轴表示对冲击的响应程度。从图中可以看出，消费支出（ΔLNCE）对自身的一个标准差信息立刻产生了较强的反映。第一期的响应值达到0．023，前5期的响应程度都较大，随着时间的推移，这种冲击的影响逐渐减小，从第10期开始，消费支出波动趋近于0，受到自身的影响趋于平稳。根据“荆轮效应”的解释，居民的消费不仅受本期绝对收入的影响，还受以前消费水平和消费习惯的影响。所以，本期的消费支出与过去几期的消费支出有较强的关联性。期初，消费支出对消费信贷（ΔLNCL）的扰动做出的响应为负值，在第二期达到负向最大的0．043，从第四期开始转为正值，在第五期达到正向最大值，之后这种响应逐渐减弱，趋于稳定的正向反映。这说明消费信贷在前四期对消费支出会产生微弱的负效应，但在以后较长时期内会形成一种稳定的正向影响。
2.3实证结论分析
2.3.1协整检验的结果分析消费信贷的扩张对消费支出的增加有着长期拉动作用，消费信贷规模扩大1％，会使消费支出增加0．3214％。我国的社会保障体系不够完善，支出的不确定性大，居民的预防性储蓄较强，而通过消费信贷，居民可以在形成较稳定的消费预期，从而减少预防性储蓄，增加消费支出。但是，相比于发达国家的高刺激作用，我国消费信贷对消费需求的正向影响程度偏低。这是因为我国的消费信贷市场发展水平较低，信贷体制和结构不完善，导致其对消费需求的拉动作用没有充分发挥。
2.3.2VAR模型和脉冲响应图的结果分析消费信贷短期内会对消费需求产生滞后的抑制作用，但从长期来看，消费信贷能有效扩大居民的消费需求。现实生活中确实如此，居民在利用消费信贷完成购房、结婚等大额支出后，会背上还款的压力，期初的一段时间内，大额负债的冲击会使居民变得谨慎，从而增加储蓄，减少近期的消费支出。但是会产生一个长期的正向影响，因为消费信贷助居民提前完成了置业结婚等大额消费，居民为未来特定支出进行储蓄的压力大大减小，消费倾向增加，未来时期的消费支出也随之增加。另一方面，消费信贷的存在，能够减弱居民的流动性约束，实现消费的跨期转移，使得居民的消费行为更具有计划性，将现在和未来的收入结合起来，平滑各期消费支出，提升整体的消费水平。综述所述，继续完善消费信贷市场，扩大消费信贷规模，对于拉动居民消费需求有重要意义。
3促进消费信贷发展的政策建议
3.1大力发展消费信贷，完善信贷体制虽然我国消费信贷近几年保持高速增长的趋势，绝对规模不断扩大，但占GDP的比重仍然偏低。在居民消费需求日益增长的形势下，继续推动消费信贷的发展，显得尤为重要。目前制约我国消费信贷市场健康发展的关键因素是信贷体制的不完善，主要体现在两个方面的不足：个人征信系统和风险管理体系。加强个人信用体系的建设。我们可以借鉴美国的做法，成立一个专门搜集和保管申请人信用资料的商业信贷报告部门，贷款人通过一定的费用可以从该机构获得申请人的信用资料，这样既能减轻银行系统的调查负担，又保证了信息的全面性和准确性。另外，可以引入国外金融行业普遍采用的“5C个人信用分析模型”即：品德（Character），能力（Capacity），资金（Capital），担保品（Collateral）和商业条件（Conditionofbusiness），结合我国个人消费信贷业务的实际情况，建立适用于我国的个人资信评估模型，以更好的反映个人资信水平。加强信贷资金风险管理。近年来，随着我国消费信贷规模的不断扩大，贷款发生逾期、违约甚至损失的概率也逐步上升，出现信贷风险的主要原因在于商业银行信贷管理机制不健全，信贷管理方法和技术落后，信贷人员风险防范意识欠缺。为此，可以从三个方面完善信贷管理体系：第一，规范信贷操作流程，重点强化贷前调查、贷款审批和贷后管理三个部分的分工和职责。第二，改进信贷管理方法，在坚持财务因素和非财务因素并重的分析原则的基础上，更多地引入定量分析技术，使决策结果更具有科学性和合理性。第三，强化贷款风险意识教育，重视业务知识培训，提高信贷人员的综合素质。
3.2优化消费信贷的外部环境消费信贷的外部环境和内部体制同等重要，良好的法律担保体系在规范消费信贷市场，扩大消费信贷规模，提高消费信贷的可得性和便利性方面发挥重要作用。可以从以下两个方面优化消费信贷的外部环境。第一，构建消费信贷的法律体系。针对日益繁荣的消费金融市场，有必要尽快制定专门的法律来规范市场参与者的行为，明确借贷双方的责任和义务，加大对违约行为的惩罚力度，提高失信成本，防止金融欺诈，切实维护消费者和贷款者的权益。除了制定完善的消费信贷法律体系，还应注重提高法律法规的可行性和操作性，立法时不仅要涵盖所有消费贷款业务，还要对特殊的消费信贷品种做出专章规定；对于消费信贷业务开展的每个程序，既有定性又有定量的规定，提高可执行性。第二，进一步完善信贷担保制度。在强化债务人担保为主要方式的同时，加快建立专门的担保机构。由政府主导，通过财政投入和社会融资的方式建立政策性担保机构、消费贷款担保基金，以此形成稳固的担保网络，降低信贷风险。另外，商业银行可以与保险机构合作，开发消费信贷类保险业务，如住房抵押贷款保证保险，汽车贷款履约保证保险，确保商业银行债权的实现，丰富信贷担保的层次，从而促进消费信贷的健康发展。
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1.关于数据。
本文所采用的数据来自北京奥尔多投资咨询中心委托国家统计局开展的较大规模的入户调查，抽样和数据处理方法与国家统计局其他调查大致相同。该调查自2005年开始，每年1至2次，通过更新数据建立了《中国投资者行为调查问卷》数据库。调查问卷设置了受访者的个人特征、家庭财务情况和投资选择等方面的35个~50个具体问题，包含详细的家庭资产、负债、收入、消费以及其他家庭特征信息。李涛（2006）、陈彦斌等（2009）以及梁运文等（2010）利用该数据库进行了有关居民投资行为、居民财产分布等方面问题的研究，结果表明数据质量较为可靠。虽然该数据库最初建立的目的是为了研究中国居民的投资行为，偏向于宏观研究，但由于调查数据中不仅包含丰富的家庭收入和消费等信息，而且有家庭是否参与医疗保险、是否有成员患有大病以及医疗支出等信息（自2009年开始有医疗保险相关信息），因此本文尝试利用该数据库进行医疗保险和居民消费关系的微观研究。本文采用的是奥尔多2009年调查的A卷调查数据，在12个省的41个市（区、县）进行，调查地范围覆盖东部、中部和西部各省市。与目前实证研究使用较多的CHNS数据相比，奥尔多调查数据包含了更为丰富的家庭消费支出信息，因此在家庭总消费支出、非医疗消费支出等关键变量上有准确的数据，而不必如现有文献一样使用耐用消费品存量数据替代消费支出的流量数据。同时，奥尔多2009年调查收集到的样本量也比较大，经过数据整理，本文最终获取的有效样本为4694个家庭。
2.计量模型。
研究医疗保险对家庭消费的影响，必须解决两种由自我选择所导致的内生性问题。一是，医疗保险和家庭消费都与家庭的风险厌恶程度相关。家庭的风险厌恶程度越高，越倾向于选择参加医疗保险；同时，家庭的风险厌恶程度越高，预防性储蓄越高而当期消费越少。二是，医疗保险和家庭消费都受到家庭成员身体健康状况的影响。身体健康情况较差的家庭更可能参与医疗保险；同时，身体健康情况较差的家庭会有更多的医疗消费支出和相对较少的非医疗消费支出。为了解决这两种自我选择问题，本文在计量模型中引入家庭风险厌恶程度和家庭成员健康状况作为控制变量。这样就可以在给定相同的家庭风险厌恶程度和家庭成员健康状况的条件下，研究家庭参与医疗保险对其消费支出的影响，从而很好地解决了上述自我选择问题。同时，本文在计量模型中引入家庭收入、家庭规模、平均年龄、平均受教育程度、女性比例等家庭特征变量作为控制变量。通过将各类控制变量逐步加入，本文得到三组计量模型来分别研究基本医疗保险对家庭总消费支出、医疗消费支出以及非医疗消费支出的影响。其中EXP、MEDEXP和NONMEDEXP分别为家庭总消费支出、家庭医疗消费支出和家庭非医疗消费支出。HI为家庭是否有基本医疗保险，是本文的核心解释变量。SAH为家庭成员平均健康状况，问卷中调查了每个家庭成员对自己身体健康状况的评价，数值从1到5分别对应“非常好”、“较好”、“一般”、“较差”和“非常差”，本文取每个家庭该项指标的平均值作为SAH。RAV为家庭平均风险厌恶程度，调查数据中包含每个家庭成员的风险厌恶程度信息，数值从1到5分别对应“很喜欢冒险”、“喜欢冒险”、“一般”、“不喜欢冒险”、“很不喜欢冒险”，与SAH一样，本文取每个家庭该项指标的平均值作为RAV。Xi为控制变量，包含一系列家庭特征变量，主要有：（1）INC，即家庭总收入，在回归中取对数。（2）SCA，即家庭规模（家庭人数）。（3）AGE，家庭成员平均年龄。（4）EDU，家庭成员平均受教育程度。（5）FEM，家庭成员中女性占比。（6）PTY，家庭成员中是否有党员，是二值变量（1代表是，0代表否）。（7）MIN，家庭成员中是否有少数民族，是二值变量（1代表是，0代表否）。
三、实证结果
1.医疗保险对家庭总消费支出的影响。
本文对回归结果进行了异方差检验，发现模型存在异方差问题。为了解决这个问题，本文使用了异方差—稳健估计，以使回归结果更具有可靠性。表1报告了家庭总消费支出的估计结果。第一列只估计了参与医疗保险对家庭总消费支出的影响，第二列和第三列分别加入了家庭成员健康状况、风险厌恶程度和其他家庭特征变量。三个回归模型都表明，参与基本医疗保险可以显著增加家庭总消费支出。具体来说，与没有基本医疗保险的家庭相比，参与基本医疗保险的家庭的总消费支出会高出6%，并且在5%的水平上显著。这个结果与Gruber和Yelowitz（1999）对美国20世纪80年代中后期医疗保险制度的研究结果非常接近，他们发现放宽Medicaid条件会使美国家庭消费上升5.2%。
2.医疗保险对家庭医疗消费支出的影响。
表2报告了家庭医疗消费支出的估计结果。虽然在前两个模型中，是否参与医保的系数显著为正，但加入其他家庭特征的控制变量之后，该项系数变得不再显著（即使在10%的水平上也没有统计显著性）。这表明，是否参与基本医疗保险对家庭医疗消费支出并无显著影响。虽然现有的研究曾认为医疗保险的普及会使家庭医疗消费支出增加，但是本文的回归结果却并不支持这一观点。事实上，苏春红等（2013）利用2009年CHNS微观调查数据进行的实证研究发现，城镇居民基本医疗保险、城镇职工基本医疗保险并未对居民患病就诊行为产生显著的影响。因此，参与基本医疗保险并不能使城镇家庭的医疗消费支出呈现显著增加。
3.医疗保险对家庭非医疗消费支出的影响。
表3报告了家庭非医疗消费支出的估计结果。医疗保险对家庭非医疗消费支出的影响是本文的关注重点。从表3中可以看出，参与基本医疗保险对提高家庭非医疗消费支出有显著的促进作用：从模型（3.1）到模型（3.4），是否参与医保的系数始终显著为正；在控制家庭成员健康状况、家庭风险厌恶程度和其他家庭特征系列变量之后，参与基本医疗保险会使家庭非医疗消费支出增加6%，并且在5%的水平上显著。这说明，社会医疗保险的普及能够降低预防性储蓄，在一定程度上对居民消费起到保障作用。
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1.边际消费倾向分析由表1的bi值可知，中国农村居民“十二五”时期总的边际消费倾向为0.3998，即收入每增加100元，用于生活消费支出为39.98元，用于储蓄和投资的数额为60.02元。而“十一五”时期总的边际消费倾向为0.4958，比“十二五”时期高0.096，二者相差较大，说明中国农村居民随着外部环境的不确定性增加，其消费趋于保守。“十二五”和“十一五”时期中国农村居民新增购买力的投向并没有很大的区别，边际消费倾向排前五的依次为：食品、居住、交通和通讯、文教娱乐、衣着。这说明了随着收入的提高，中国农村居民依然还是很重视对于吃、住、行等基本需求的支出。从个值来看，“十二五”与“十一五”时期居住的边际消费倾向相差较大，“十二五”时期为0.081，比“十一五”时期的0.113下降了0.032，这可能是由于前期的住房需求得到了部分满足，导致后期没有持续强劲的需求；交通和通讯、文教娱乐、衣着的边际消费倾向较高，说明中国农村居民一直在追求生活便利化、丰富精神生活、提高外在形象。可见，交通和通讯、文教娱乐、衣着仍然是中国农村居民追逐的消费热点。
2.基本消费支出分析由式（5）可求得各类商品的基本消费支出（表1），可知：①十二五”时期中国农村居民的基本需求支出中，食品(42.16%)、居住（17.81%）、衣着（6.53%）列在第一、第二和第六位，则农村居民用于吃、穿、住等方面的基本需求支出占66.5%。仍然说明中国农村居民的消费还停留在吃、穿、住等基本的需求层次上。②2012年中国农村居民的基本需求总和为4504.5489元，比2007年的2247.2071元高出2257.3418元，说明农村居民的消费水平在逐步提高，同时可以将4504.5489元作为2012年划为贫困线的标准。③在分类消费品中，2012年的交通和通讯无论是数值还是结构上都较之2007年明显增加，表明中国农村居民对于交通和通讯的消费一直有较高的需求。
3.恩格尔系数国际上常用恩格尔系数来衡量一个国家或地区人民生活水平和生活质量的高低。根据联合国粮农组织提出的标准，恩格尔系数为59%以上为贫困，50%~59%为温饱，40%~50%为小康，30%~40%为富裕，低于30%为最富裕。根据实证结果计算可得，中国农村居民的生活从“十一五”时期到“十二五”时期有了较大的改善，恩格尔系数从2007年的48.68%下降到2012年的42.16%，下降了6.52个百分点。可知，中国农村居民目前处于小康阶段，逐步向富裕阶段转变。
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本文作者：徐其东工作单位：周口师范学院
农村居民消费行为特征及成因
生活性消费糊口化农村居民当前还是把保证温饱放到首位，消费行为的“糊口化”趋势较为明显。调查显示：户主对衣食住行娱乐等消费类别按重要性排序时，82.4%（385户）的家庭户主选择满足基本衣食生活需要，排在首位。家庭年收入在2.0万元以下的家庭户主90%以上认为收入低，家庭年收入在3.0万元以下的家庭户主90%以上认为家庭支出大，几乎所有收入阶段的家庭户主都认为当前物价高，这一比重高达98.9%，说明经济因素决定了农村居民的消费结构和消费水平，在经济发展水平（尤其是收入）一定时，消费结构层次会与其相适应。2011年河南省农村居民家庭恩格尔系数为36.1%，农村居民食品消费支出占消费总支出的比重仍然很大，居民消费糊口化倾向明显，居民进行消费时期受到民以食为天等传统消费习俗的影响，从骨子里认为追求温饱需求是人生的头等大事，潜意识里把温饱问题作为人生的基本需求。个人消费城市示范化农村居民的个人消费城市示范化是指农村居民在消费时受到城市居民消费影响所诱发的不顾自身经济条件去模仿城市过高消费水平和消费方式的经济现象。调查发现，农村居民个人消费的城市示范化特征趋势较为明显，家庭收入和文化程度越高，这种城市示范化特征越明显。从问卷调查结果来看，样本家庭户主在对“城市居民消费行为对你的消费有影响吗？”的回答中，仅有14.3%的户主回答“没有”，58.5%回答“有”，27.2%回答“说不清”，在对“哪类生活消费受城市居民消费影响较大？”回答中，农村居民的生活消费都存在着一定程度的个人消费城市化现象，医疗保健、衣着和文化娱乐用品及服务城市示范化特征最为显著，60%以上的家庭户主认为受到城市居民消费的影响。这说明家庭收入和文化程度越高，这种城市示范化特征越明显。农村居民的个人消费城市化趋势受到农村经济的快速发展、城镇化的稳步推进、城乡一体化发展的日趋紧密和农村居民消费观念的改变等因素共同影响而产生的。河南省近年来农村经济发展较快，按农村居民家庭按收入来源分组的平均每人纯收入从2006年的2871元增加到2010年的5524元，年均增长率18.5%，收入的增长为农村居民消费城市化提供了经济基础；河南2011年城镇化率40%以上，加速了城乡一体化的融合，加之多年来的大量农村富余劳动力常年外出进城务工，这都为农村居民消费仿效城市化提供了更多的机会和现实参照。当今农村居民传统消费观念发生了很大的变化，在追求小康富裕生活的同时又不失时机地展现自我个性成为许多农村居民消费理想，在一定程度上满足了他们显露其居地社会地位的隐性炫耀和攀比的心理需求。消费决策思考集体化农村居民消费以家庭观念为中心，农村居民在做出消费决策时，以惠及家庭成员的集体性思考表现出很高的一致性，笔者称之为消费决策思考的集体化特征。在对农业生产消费问卷调查中，农业生产类消费诸如种子、肥料、农用机械等家庭户主表现出集体性思考的一致性，94.9%的样本家庭户主认为其价值观影响农业生产类消费行为。笔者认为农村家庭户主的消费决策是理性的行为，户主要考虑家庭集体需要，也是由农民职业化定位的长期历史角色所决定，况且当前农业生产机械化程度较高，农村劳力能长时间抽身出来从事非农经营，使农业生产相对变成简单的非主业化经营，较少的投入即能实现家庭基本生活的满足。在对生活消费类调查中，家庭户主对居住、家庭设备用品及服务、文化娱乐用品及服务、交通通讯和医疗保健的消费影响较大，均超过六成，以家庭观念为中心的消费决策集体化特征也较为明显。原因是农民虽然重视基本生活消费但已基本得到满足，把注意力集中到耐用品及教育医疗等。由于这类消费对于居民家庭生活的发展、改善和享受密切相关，同农村居民家庭社会角色地位心理预期相符合，所以在农村居民家庭收入相对较低且不确定性加大、支出较大的生活现实和物价高涨的心理预期下，家庭消费十分谨慎而理性，考虑家庭预期的整体需要。家庭代际消费非均衡化农村家庭消费支出在农村家庭成员之间的分配以老人和其子女代际之间非均衡化进行，即老人消费支出比例相对于其子女消费支出比例较小，表现出家庭消费代际间的非均衡化特征。我们调查中筛选出二代以上同堂的家庭，在全部有效样本家庭中有379户家庭符合这一条件。在回答“在您消费时是以子女为中心还是以自我为中心”时，90.2%样本家庭户主回答以子女为中心，仅有9.8%的样本家庭户主回答以自我为中心；回答“请列举出子女的哪项开支较大”时，为子女的建房、婚事、教育是家庭开支的居前三位，分别有66.8%、56.5%和35.9%的户主回答开支大。之所以农村居民消费呈现代际的非均衡化，可以从我国的家庭特有的血缘亲情关系和我国农村居民家庭现实状况考虑。在我国家庭生活中，父辈一代人对自己的后代普遍存在着恩爱有加的情愫，当农村居民家庭收入水平较低时，为使家庭有限的经济收入实现价值最大化，老一代人表现出消费利他主义的价值倾向，在消费时常常把自己的需求放在末位考虑，优先满足家庭其他成员的消费需求，再加上今天子辈的年轻人消费理念和传统消费习俗与父辈们相比已经发生了巨大变化，他们的消费动机已经成为家庭消费的主要驱动力，强化了家庭消费的非均衡化。
研究结论及政策建议
通过调查研究，我们得出了当前农村居民消费行为特征的基本结论：农村居民消费在一定的经济条件下首先考虑满足生存需求的温饱问题，在具体的消费过程中追求发展和享受型的、体现个性需求的、城市居民消费示范化的消费行为，在以家庭为单位的农村居民消费决策时表现出很高的集体化的决策思考，消费行为结果家庭代际消费非均衡化的消费特征较显著。本文得出的研究结论是基于我们对当前农村调查分析，有利于我们把握现阶段农村经济的新特点，有针对性地采取适当的措施开拓和刺激农村消费市场，合理引导农村居民消费，促进农村经济的发展。因此，笔者特提出以下政策建议：拓宽农村居民收入渠道，增强农村居民消费信心农村居民消费相对于城市居民消费层次总体上较低，收入是制约消费的基本因素。因此，拓宽农村居民收入渠道，关键是努力寻求和增加农村居民持久收入来源，提高持久收入水平而增强其消费信心。一是继续提高农村居民的工资性收入，尤其是提高农村常住人口外出从业得到的收入。二是大力增加农村居民家庭经营收入，在稳定农林牧渔等第一产业收入的主体地位的同时，努力拓展第二第三产业的收入。三是逐步改善农村居民财产性收入和转移性收入比重偏低的现状，发挥农村居民家庭财产性收入积累性作用，稳定并适时增加国家各项支农惠农政策的力度，切实提高农村居民转移性收入，调动农村居民发展农村经济和从事农业的积极性。优化农村消费市场环境，挖掘农村消费市场潜力在城乡发展规划、产业布局、基础设施、商品流通以及社会管理等方面建立现代化的市场经济制度，为农村消费市场发展营造良好的基础条件，进一步开发农村消费市场潜力。一是以城市商品流通体系为参照，以符合各地特色的农贸市场为依托，整合当地的资源优势、产业结构、基础设施等，建立起与城市商品流通体系相对接的农村商品流通体系，便捷而高效地服务农村消费市场。二是继续加强农村基础设施建设，打破城乡发展不平衡现状，为农村消费市场发展提供可持续的基本保障，优先支持农村基础设施建设，为农资和生活产品进入农村消费市场创造良好的条件。三是加强工商、税务、质检、农业等机关的行政管理职能，从源头上保证农村市场产品的安全，防止伤农、坑农现象发生，规范农村消费市场秩序。健全社会保障制度，消除农村居民对未来不确定性的心理顾虑挖掘农村消费市场的潜力，消除影响农村居民消费对未来不确定性的心理顾虑，应改变我国农民一直沿袭的“土地和家庭保障”模式，建立起城乡居民在社会保障的基本方面统一的、覆盖全社会的、符合农村经济发展水平的农村社会保障体系，增强农村居民的消费信心，改变农村居民不能消费、不敢消费和非均衡消费的现象。一是建立和完善符合农民的最低生活需求、经济发展水平、政府财政和集体经济承受能力农村最低生活保障制度。二是健全“保大病”为主的新型合作医疗制度。应根据群众意愿和农村经济发展水平，选择多种合作医疗形式，逐步形成以村合作医疗组织为基础、乡(镇)合作医疗组织为重点的合作医疗组织体系，积极探索多层次、多类型的农村医疗保障制度和其他形式的农村合作医疗制度，例如在条件成熟的农村地区可以鼓励农民参加商业医疗保险。三是创新农村养老保险制度，按照农民自愿和政府积极引导相结合的原则，坚持家庭养老保障与社会养老保险相结合，建立满足不同层次农村居民需要的、多样化的养老保险制度，逐步提高社会化养老的程度。培育积极健康的消费观念，正确引导农村居民消费行为积极健康的消费观念的形成有利于正确引导农村居民合理的消费行为。一方面政府要以社会主义新农村建设为契机，在农村大力倡导文明消费、理性消费、绿色环保消费等积极的消费行为，制定正确的促进农村消费的政策，形成符合农村生产力发展要求的、结构合理的消费行为。另一方面农村居民应根据自身经济条件和合理的消费需求进行理性消费，在保持勤俭持家、量入为出的优良传统消费观念的同时，适时地提升自身的消费层次，逐步培育出与新农村建设要求相适应的积极健康的农村新消费观念，减少超越农村实际的盲目地仿效城市那种显示地位和生活水平冲动性的短期购买行为，力戒过度的炫耀性消费和相互攀比性消费行为，消除片面追求物质消费的畸形现象。
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1.2产业结构
产业结构决定产品结构，决定消费结构，是影响消费结构的又一个重要因素。首先，消费资料主要来源于第一、三产业及第二产业中的轻工业，它们的发展状况及在整个产业体系构成中的比重直接决定了广大居民的消费水平和消费结构。其次，三次产业内部的结构变化对消费结构的影响。三次产业内部结构的变化直接决定了居民消费的具体品种，反映了消费结构微观层次的变化。如第一产业内部种植业、畜牧业的结构，对人们食物消费结构中的粮食、水果、肉蛋奶的消费有直接的影响。
1.3消费倾向
消费结构和储蓄之间也是有着密切的关系的。虽然近年来镇江城市居民消费倾向（消费性支出占可支配收入的比重）稳定在63%左右，但边际消费倾向呈现出较大差异。
2镇江市居民消费结构实证分析
2.1恩格尔系数分析
恩格尔系数是指用于食物的消费支出占总消费支出的比例。2012年镇江城市居民的恩格尔系数为39.3%，比2000年的42.7%下降了3.4个百分点。按照恩格尔系数划分贫富的标准，镇江城市居民已处于相对富裕阶段。但是恩格尔系数的下降不仅源于人均收入水平的迅速上升和生活水平的急剧提高，而且在很大程度上体现了居民消费观念的多元转变。因此从总体上讲，镇江城市居民生活仍处于小康阶段，正在逐渐走向富裕。
2.2边际消费倾向分析
2012年镇江城市居民总体的边际消费倾向为0.413，这说明在新增可支配收入中，41.3%用于了生活消费。其中，食品、教育文化娱乐与其他商品和服务的边际消费倾向最高，分别达到0.077、0.070和0.098。城市居民在基本的生活满足后，更加注重饮食的丰富化和科学化，教育的多样化和层次化，旅游和美容等成了城市居民十分热衷的消费项目。由于国家住房调控等政策的实施，居民在居住需求方面的意愿降低，居住的边际消费倾向仅为0.009。
3镇江城市居民消费结构变动对经济增长的影响分析
随着市场化进程的不断加快，镇江经济运行逐步从生产主导型转变为消费主导型。市场化程度越高，需求特别是消费需求对经济增长的牵动作用就越大，其规模、结构和增长速度，是制约经济增长的主要条件之一。居民消费结构的升级对经济的发展起到助推器的作用。从基本生活消费为主的初级阶段到以家用电器及耐用品等向高档化方向发展的第二次、三次消费阶段的升级，对电子、钢铁、机械制造等行业产生强大的驱动力，推动了经济的发展。
4镇江市经济增长对居民消费结构的影响分析
经济增长对消费结构传递机制可以归纳为经济增长居民收入水平提高消费需求增加消费结构改变经济进一步增长，具体如下：
4.1经济发展推动消费增长
由于资料的限制，消费对经济的贡献可用地区生产总值的增长率来代替。2008年至2012年期间，镇江市地区生产总值由1491.83亿元增长至2630.42亿元，四年间增长了76.3%；而相对应的，镇江城乡居民收入四年间分别增长了54.7%和66.8%，城乡居民消费性支出增长了51.6%和60.0%。随着经济的增长，居民消费（收入）也有了较快增长。
4.2消费的商品化和市场化程度促进经济增长
一方面，不同于计划经济体制下的卖方市场，市场经济条件下为买方市场，供过于求，消费者的需求导向决定着市场的发展导向，消费品的商品化和市场化程度大大提高，另一方面货币分配形式增强了消费的选择性和自主性，拓宽了消费渠道。
4.3以智能化为特征的信息产品引导消费，实现质的飞跃
近年来，信息产品进入家庭，无论是从数量扩张和质量提升都达到相当高的速率。移动电话、家用电脑等拥有量成倍增长。十年来，城市居民家庭彩电拥有量增长49.0%、照相机增长22.0%、摄像机拥有量增长3.7倍；移动电话增长3.7倍，家用电脑增幅达到7.4倍。消费产品的智能化、网络化和数字化也预示着未来居民生活更加丰富多彩。
5实现居民消费结构合理化的基本对策
消费结构的合理化作为一个动态的运行发展过程，客观上存在着一些标准来帮助人们判别消费结构是否已趋于合理。这些标准主要包括生理标准（保证劳动力的再生产）、经济标准（消费结构应与生产力水平、生产能力、资源承载能力和经济承受能力相适应）和社会标准（有利于人的身心健康和全面发展）等。
5.1提高居民收入水平
千方百计提高镇江居民的收入水平，尽快扭转镇江居民收入水平长期低于苏南地区平均水平被动局面，不仅可以有效地促进区域消费水平的提升，而且还能启动目前较为低迷的消费市场。因此必须大力发展生产力，增加居民收入，将对消费需求的回升产生一定的推动作用，从而促进镇江居民的生活消费水平不断提高，消费结构升级步伐的不断加快。
5.2积极调整产业结构
多年来，镇江凭借其独特的区位优势和自然禀赋，坚持错位发展，扬优求特，积极发展高新技术产业和现代服务业，产业结构调整步伐加快。现阶段，镇江应当做好以下几方面文章。一是建立健全以企业为主体、市场为导向、产学研相结合的技术创新体系，加速科技成果转化和产业化。二是建设好协作配套园区。按照发展壮大产业链、加速培育产业集群的整体思路，培育一批竞争力强、带动作用大的优势骨干企业。三是以发展现代农业为重点，推进农业产业化进程。
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(三)近十年来湖南省城乡居民消费情况1．居民消费水平逐步提高，但速度较慢2012年全省城乡居民人均消费支出分别为14609元和5870元，比1992年增加12503元和5144元。但湖南城乡居民人均收入和人均消费的年均增长都低于人均GDP年均增速。2．居民消费率和消费贡献率双双持续走低最终消费是由居民消费和政府消费组成1992年湖南居民消费占到最终消费的90%，2000年下降到78%，之后下降趋势不变，2012年居民消费占76．4%。居民消费占比逐年下降。同期政府消费占比逐年提高。湖南省的经济增长模式基本属于消费需求和投资需求双驱动型。2000年以前湖南经济发展主要依赖消费，平均消费率达到70%以上。2000年以后随着工业化进程加快，基础设施和扩大再生产的需求不断加大，投资在经济增长中的地位显现。2000－2012年湖南投资率连续13年攀升，从2000年29．5%的提高到2012年的56．4%，对经济增长的贡献率也从2000年23．1%上升到2012年62．7%;消费率则从2000年69．6%下降为2012年的45．9%，对经济增长的贡献率从2000年68．7%下降为2012年39．8%。
二、湖南省财政民生支出与城乡居民消费关系的实证分析
(一)指标选取与数据来源1．指标选取(1)因变量(Y):Y1表示城镇居民人均消费;Y2表示农村居民人均消费(2)自变量(G)为人均财政民生支出。由于财政民生支出的项目较多，选取湖南省财政民生支出占比排在前三位的项目进行分析，包括:人均教育支出(G1);人均社会保障和就业支出(G2);人均医疗卫生支出(G3)(3)控制变量(I):I1表示城镇居民人均可支配收入;I2表示农村居民人均纯收入2．数据来源选用的变量:城乡居民人均消费支出数据、财政民生支出(含人均教育、人均社会保障和就业、人均医疗卫生支出)数据、城镇居民人均可支配收入及农村居民人均纯收入数据均来源于《湖南统计年鉴》(1992－2012年度)。
(二)模型构建与计量分析1．平稳性检验本文将所有变量取自然对数，然后本文采用ADF检验方法检验被分析序列的平稳性，即是否存在单位根及其个数。对滞后阶数的确定主要依据AIC、SC准则，由Eviews软件自动选择。ADF单位根检验的具体结果见表2，由表2可知，各序列的一阶差分均为单整，符合协整条件。2．协整检验对于同阶单整的时间序列，只有存在协整关系时，变量之间才会有稳定对应的函数关系。常用的协整检验方法有恩格尔———格兰杰两步法(AGE检验)和Johansen协整检验。采用Johansen协整检验。城市居民的人均消费(logy1)与人均财政民生支出(logg1、logg2、logg3)以及(3)控制变量(lo-gi1、logi2)之间的协整检验关系见表3，农村居民的人均消费(logy1)与人均财政民生支出(logg1、logg2、logg3)以及(3)控制变量(logi1、logi2)之间的协整检验关系见表4。由表3、表4可知，logy1、logy2分别与logg1、logg2、logg3以及logi1、logi2在5%显著水平上存在4个协整关系。3．回归结果运用OLS方法对城市居民的人均消费、农村居民的人均消费分别与人均财政民生支出与控制变量的关系，进行回归，得到表5、表6。
三、结论与建议
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(二)城镇和农村居民消费水平的对比
2013年城镇居民的消费支出达到14821.98元，是1978年的54倍;农村居民的消费支出为5627元，是1978年的68倍。虽然城镇和农村消费额都在不断提高，但城镇居民的消费的绝对量远远高于农村居民水平。从总体上来看，无论是城镇还是农村，平均消费倾向是趋向于降低的。这符合凯恩斯的假设，即随着收入水平的提高，居民的边际消费倾向递减，从而带动了平均消费倾向的降低。此外，我们还能看出，在改革开放的大部分时间内，城镇居民的平均消费倾向要高于农村居民的平均消费倾向。这与凯恩斯的理论相悖，按照凯恩斯的理论高收入人群应该有较低的消费倾向，而低收入人群具有相对高的消费倾向。产生这样的现象的主要原因在于农村居民不得不拿出收入的很大一部分来进行储蓄，从而导致当期的平均消费倾向降低。
二、收入差距对消费需求影响的理论分析
(一)城乡收入差距过大会影响平均消费倾向的提高
根据凯恩斯的消费函数，居民的边际消费倾向是随着收入的增加而递减的。而收入差距的扩大使得社会的大部分财富分配给有低消费倾向的高收入者，有高消费倾向的低收入者只占社会总财富的一小部分，从而降低了整个社会的平均消费倾向，进而导致消费的增长缓慢。四、政策建议为了刺激消费，一方面就是要缩小城乡居民的收入差距;另一方面，在现在的收入分配状况下，要通过各种途径来刺激消费。(一)提高农村居民收入过大的收入差距，不在于城镇居民收入过高，而在于农村居民收入太低。因此，最直接且见效最快的方法就是增加农村居民的收入。我们可以通过以下几个途径来提高:进一步提高农产品收购价格。我省农村人口大部分都从事务农工作，其主要收入还是靠出卖农产品。提高农产品价格就相当于直接增加了农民的收入。
(二)加速我省的城市化进程
从长远来看，城市化是我们发展的必然趋势。要从根本上消除城乡收入差距，唯一的办法就是促进我省的城市化进程，逐步消除二元的经济结构。因为城市具有聚集效应，在城市有更高的劳动生产率，劳动者的回报更高。城市化可以使农村居民分享到城市的产出。而加快我省的城市化可以通过以下两种途径:
(1)加快中小城镇的建设。大力发展小城镇，可以使大批农民进行产业转移离开农业，进入第二、三产业就业，伴随收入来源的增多，收入水平将会有不同程度提高。同时，因大批农民进入小城镇就业，减少了直接从事农业的劳动力数量，相应地增加了农业劳动力的人均自然资源，有利于扩大农业经营规模和提高农民收入，也有利于缩小城乡收入差距。
(2)推进城乡一体化的户籍制度改革。当前我国把居民分为城镇户口和农村户口。农民身份制度使得那些外出务工的农民在各个方面的权益都得不到保障。而他们想要获得城镇户口是十分困难的，这就从某种程度上限制了他们迁徙的自由，没有工作的时候还要回到农村。因此，如果能推进户籍制度的改革，给予农村居民更大的迁徙自由，我想这会大大加速我省的城市化进程。
三、政策建议
为了刺激消费，一方面就是要缩小城乡居民的收入差距;另一方面，在现在的收入分配状况下，要通过各种途径来刺激消费。
(一)提高农村居民收入
过大的收入差距，不在于城镇居民收入过高，而在于农村居民收入太低。因此，最直接且见效最快的方法就是增加农村居民的收入。我们可以通过以下几个途径来提高:进一步提高农产品收购价格。我省农村人口大部分都从事务农工作，其主要收入还是靠出卖农产品。提高农产品价格就相当于直接增加了农民的收入。
(二)加速我省的城市化进程
从长远来看，城市化是我们发展的必然趋势。要从根本上消除城乡收入差距，唯一的办法就是促进我省的城市化进程，逐步消除二元的经济结构。因为城市具有聚集效应，在城市有更高的劳动生产率，劳动者的回报更高。城市化可以使农村居民分享到城市的产出。而加快我省的城市化可以通过以下两种途径:
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2.衣着消费随着温饱问题的解决和人民生活水平的提高，人民开始其他的消费品，比如我日常生活中衣着的消费，通过数据分析中可以得出：2003-2012年，城镇居民在衣着消费水平的趋势也是呈现直线上升的趋势。
3.家庭用品消费家庭用品消费支出从2003-2012年也是一直处于上升趋势。城镇居民目前对高档耐用消费品的需求已经饱和,现处于更新的阶段,因而家庭用品的消费支出增加不大。随着更新换代的加快以及新的消费“热点”的形成,用品支出将趋于相对稳定,不会明显下降。
4.医疗保健消费从数据中可知，医疗保健支出比重一直呈上升趋势。一是表明人们生活水平提高了，开始注意保持健康的身体，二是物价上涨和各种收费提高使居民支出增加，并且居民的对健康方面的意识在不断地加强。
二、影响我国城镇居民消费结构的变化因素
1.城镇居民收入变化一切消费的最终形成必然依赖于一定的购买力来实现。收入水平的变化直接决定着消费结构的最终形成及变化，我们从两个方面加以分析。第一，从历史资料看，收入水平的不断提高推动着消费结构的改变。第二，从不同收入居民家庭看，不同收入水平决定着不同的消费结构。
2.物品价格变动价格是影响居民消费投向的重要因素之一，价格的变动，势必要影响到消费结构的变化。1978年以后，国家开始调整不合理的价格体系，食品价格提高幅度较大，从而使城镇居民恩格尔系数居高不下的重要原因；1993年，国家大幅度调整粮、油价格；自1988年物价猛涨，许多居民担心货币贬值，大笔资金投到日用品，特别是耐用消费品上。
3.国家政策变化分配政策的变化，使居民间收入差距扩大，从而打破了过去消费结构的趋同性，形成了具有一定层次梯度的消费结构。同时，由于各项改革措施的陆续出台，特别是住房制度改革的逐步推出，房租的提高，加大了住房支出的比重。以后，随着医疗制度改革、退休制度改革和养老保险的推进，消费储蓄的比例也会增加，这些都会改变消费结构。
4.消费者消费观念和心理的变化随着改革开放的进一步加深和收入的提高，居民的消费观念和心理发生了很大的变化求新、求奇、求美、求精的消费观念普遍被人们接受；攀比心理、追求名牌心理等也对居民购买行为有着重要的影响。人们越来越追求方便、舒适的生活。
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1.1直接作用
老年人的收入水平影响了老年人的消费水平，由于老年人的收入水平较低，直接制约了其消费能力。中国老年人的人均收入远远小于全国人均收入，并随着年龄的增长，其收入水平越来越低，与平均水平的差距也会越来越大。老年人所特有的消费习惯也会直接影响居民消费水平。由于老年人的年龄限制，大多数老年人更多的关注商品的实用性和消费的合理性，并不会去追求名牌和时尚。同时老年人的闲暇时间过多，他们有时间和经历去找出最实惠的商品进行消费，很少会有冲动性的购买行为。同时，其会更注重养生，在消费过程中，会更偏向与医疗保健类的消费品消费。
1.2间接作用
人口老龄化会影响储蓄，进而影响资本积累。根据莫迪利安尼的生命周期理论得知，老年人的消费来源多依靠中年时期的储蓄，而并没有收入来源，因此会减少储蓄的积累。这就会增加社会总体的储蓄，进而增加资本积累。人口老龄化影响储蓄，进而间接影响了社会消费，影响消费水平。由于人口老龄化，就会减少劳动力的供给，同时，专门照顾老年人的劳动力需求有所增加，因此当前劳动力共计面临着巨大的挑战，人力资源储备减少。随着人口老龄化程度的加深，劳动力供给下降趋势越来越明显，进而会减少家庭收入，减少经济发展速度，间接对居民消费造成影响。人口老龄化还会影响长期产出水平，从而间接影响居民的消费。资本和劳动力能够制约经济增长，而人口老龄化就会影响到资本和劳动力这两个因素，从而间接影响我国经济的长期发展。在“十二五”期间，我国转变经济发展方式，由劳动力密集型向资金密集型转变，人口老龄化会关系到社会资本积累能力和劳动力的质量，进而就会影响我国经济的长期产出。除此之外，老龄化进程加快，老年人口增多，社会赡养负担就会增大，老年人福利财政支出增多，就会减少社会可用资金，制约经济结构升级。
2.人口老龄化下的消费结构
中国人口老龄化现象越来越严峻，同时也面临居民消费低迷的现象。通过对我国人口老龄化现状和居民消费现状的综合分析，可以看出，老年人对于食物、衣着等生存资料消费并没有过多要求，而对文教娱乐和医疗保健等发展资料消费有更多的需求，因此说，我国人口老龄化促进消费结构的优化。我国人口老龄化进程不断加快，与文教娱医疗保险、交通通信、居住消费占总消费比重的变动趋势是一致的。老年人闲暇时间多，生活压力小，并有一定的收入保障，他们因此就有能力文教娱乐消费，其更关注养生，会增加医疗保健品的消费。
二、中国人口老龄化下居民消费增长空间大
随着经济的发展，社会保障制度的不断完善，老年人的收入有了一定的保障，在当前现代社会消费观念的影响下，就会向“既储蓄又消费”的观念转变，老年人越来越注重消费质量，追求发展型消费和享受型消费。老年人的消费观念提升有利于提高居民整体消费水平，扩大我国的消费市场。其次，还有利于发展老龄产业市场。中国人口老龄化进程加快，老年人规模巨大，老年人市场存在着巨大的商机，可以发展老年人专用品市场、老年人家政服务市场、老年人闲暇娱乐市场等等，让老年人消费更加追求消费质量、消费的舒适、方便和保健，扩大老龄产业市场。
三、促进人口老龄化与消费可持续发展的建议
1.加快建立为老服务体系，增加社会福利支出
当前，应该增加养老金支出和老年社会福利费用支出，只有这样，才会促进人口老龄化与消费储蓄的可持续发展。当前人口老龄化和高龄化现象加剧，无自理能力的老人也越来越多，对于一个普通家庭来说就是很大的负担，对于家庭其他成员来说，轻者会影响工作，重者则会无法继续工作造成家庭经济收入的降低，间接影响国民财富的增加。因此，要积极采取措施，完善为老服务体系，共建和谐社会，促进经济的可持续发展。
2.加快老年产业的发展，满足老年人的消费需求
老年产业涉及一二三产业多个领域，不仅能够对当前调整产业结构升级，促进经济发展有重要的意义，更重要的是能够满足老年人的多种需求。发展老年产业，要根据我国的实际国情和老年人的需求特点，以及他们的实际消费水平。这就首先要发展老年人迫切需要的养老服务产业，例如老年社区服务业、老年日常生活用品产业、老年旅游业等等，通过这些产业的日渐成熟，来带动其他老年产业，全面启动老年产业的发展，这不仅是提高居民消费的有效措施，也是满足老年人消费需求的有效手段。
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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]。
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二、城乡统筹、城镇化与农村居民消费的关系
本文基于VAR模型对我国城乡统筹、城镇化与农村居民消费的关系进行实证分析。为了防止出现自回归系数的估计值向左偏向于0、传统t检验失效以及伪回归等现象，VAR模型要求时间序列是平稳的。本文使用ADF单位根检验方法对时间序列进行平稳性检验，为了增加平稳性，本文对农村居民消费率取对数后再进行检验。从结果来看（见表2），原始序列均不平稳，而一阶差分以后均平稳，同阶单整，可以进行协整分析。虽然时间序列数据经过了一阶差分以后平稳，但是差分以后的经济含义与原序列不同，为了考察城乡统筹、城镇化与农村居民消费之间是否有长期关系，进一步进行Johansen协整检验。首先，确定VAR模型的滞后阶数，综合权衡自由度和LR、AIC等测度，选择滞后阶数为2；然后，确定协整秩，在5％的显著水平下拒绝没有协整关系的假设，而在5％的显著水平上接受有一个协整关系，即认为城乡统筹、城镇化、农村居民消费之间有一个长期协整关系。根据上述确定的滞后阶数，进行回归，再进行VAR系统的稳定性检验，如图1，所有单位根均在单位圆内，说明此VAR系统是稳定的。继续进行格兰杰因果检验，格兰杰因果反映的是动态统计意义上的关系，表明的是一个变量是否对另外一个变量具有预测能力（表4）。分析结果表明：城镇化、农村居民消费均是城乡统筹的格兰杰原因，城乡统筹和城镇化均是农村居民消费的格兰杰原因，而城乡统筹和农村居民消费均不是城镇化的格兰杰原因。说明城镇化水平的提高和农村居民消费率的增长会促进城乡经济社会的和谐发展，而城乡统筹、城镇化在统计意义上也能促进农村居民消费的增长，这与笔者提出的城乡统筹和城镇化可开启和促进农村消费市场的猜想是一致的。下面进行脉冲响应分析，以进一步明晰城乡统筹、城镇化和农村居民消费三者之间相互影响的关系。脉冲响应冲击函数反映了一个内生变量对误差冲击的反应，即在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击后，对内生变量的当期值和未来值的影响。图2中，横轴代表时间，设定10期，纵轴代表变量对冲击的响应幅度。对城镇化施加一个标准差的正向冲击，消费在第一年有一个负向的反应，而从第二年以后，反映为正向且幅度最大，从第六年以后反应逐渐减弱，说明城镇化对农村居民消费有2～5年的激励作用；对城乡统筹施加一个标准差的正向冲击，消费在前三年的反应都是负向的，说明政策具有滞后效应，而从第四年以后反应转正，并且持续三年左右，但是反应幅度不如城镇化对消费的冲击大；对城乡统筹施加正向冲击，会促进城镇化的进程，并且具有长期性，说明城乡统筹改革利于城镇化发展；对城镇化施加正向冲击，对城乡统筹的影响更大，并且长期效应更明显，更验证了城镇化是城乡统筹的实现途径；农村居民消费的冲击对城乡统筹和城镇化也都具有一定短期效应，但幅度不大，且长期效应不明显。脉冲响应函数反映了变量之间的冲击反映，而方差分解通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差度量）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。从方差分解的结果（表5）可见，城乡统筹和城镇化的变动主要受自身冲击影响，尤其以城乡统筹更为明显（在第1期贡献几乎全部来自自身，而到第10期时城乡统筹对自身影响也占总影响的66％，城镇化对其贡献率占26％，农村居民消费对其贡献不足10％）；城乡统筹对城镇化的贡献度占30％，城镇化的自身贡献占60％，消费对其贡献度只有1．3％；但是三者对农村居民消费的冲击响应的贡献度从长期来看比较平均，第10期时，城乡统筹和城镇化合计对农村居民消费的贡献超过50％，这与脉冲响应分析中城乡统筹和城镇化对农村居民消费具有正向影响的结论相一致。
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（二）建立VAR模型经过上述检验，数据已经是平稳的，可以建立VAR模型。通过实验，利用AIC、SC最小准则确定模型的阶数为4，此时模型是平稳的，并且方程多项式特征根的倒数全部在单位元之内，如图1所示：
（三）格兰杰因果关系检验本文利用格兰杰因果关系检验来分析流通中现金量、居民消费价格指数与储蓄存款的关系，其检验结果见表2：从检验结果来看，流通中货币量是居民消费价格指数的格兰杰因，同时也是储蓄存款的格兰杰因，说明M0的变化可以格兰杰引起CPI的变化，也可以格兰杰引起CX的变化，表现在现实生活中就是货币量的增多会引起物价的上涨，同时也可以使得存款有一定程度的增加。居民消费价格指数是流通中货币量的格兰杰因，储蓄存款是流通中现金量的格兰杰因，说明CPI的变化可以格兰杰引起M0的变化，CX的变化也可以格兰杰引起M0的变化，即物价指数上涨之后会使得人们购买相同商品花费的现金额增加，从而导致M0的增多，而储蓄存款与流通中现金量共同构成了居民财富，一方的变动会导致另一方的变动。
（四）脉冲响应分析在实际应用中，由于VAR模型是一种非理论性的模型，因此在分析VAR模型时，往往不分析一个变量的变化对另一个变量的影响如何，而是分析当一个误差项发生变化即模型受到某种冲击时对系统的动态影响，或者说VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量带来的影响，这种分析方法称作脉冲响应函数方法。在VAR模型的基础上对LnM0，LnCPI和LnCX进行脉冲响应分析，其结果见下图2：从图2可以看出，当在本期给LnCPI一个正向冲击后，LnM0在前3期有一个负向的响应，在第2期达到最低点后逐渐上升，从第3期开始响应虽有小幅波动但逐渐趋于平稳。这表明当居民消费价格指数在受到外部条件某一冲击后，流通中的现金量在前两个月会有反向的响应，这一反映变现为当物价水平上涨之后居民会减少消费，当居民接受了现行的物价水平后，对流通中货币量的影响就很小。从图2第二张图中可以看出，当在本期给LnCX一个正向冲击后，LnM0会有反向的响应，并在第4期达到最低点之后波动上升，但主要还是反方向的响应。说明储蓄存款在受到外部条件的某一冲击后，流通中的现金量会有一个反方向的变动，这一变动表现为在总财富不变的条件下，储蓄存款增加，流通中的现金量就会减少。
（五）方差分解分析脉冲响应函数描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响。而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差来度量）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。因此，方差分解给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息。本文对LnM0、LnCPI和LnCX进行方差分解的结果见表3：从方差分解的结果中可以看出，在不考虑流通中的现金量自身的贡献率条件下，储蓄存款的贡献率是逐渐上升的，并且储蓄的贡献率在第7期达到最大，为11.56%，远远高于居民消费价格指数的贡献率。储蓄存款对消费价格指数的贡献率逐渐增大，最大为15.43%，而流通中的现金量对消费价格指数的贡献率却很小。流通中的现金量在第一期对储蓄存款的贡献率很大，并且呈逐渐递增的趋势，而消费价格指数对储蓄存款的贡献率一直很小。
二、结论
篇13
(一)基本回归结果
我们首先分析政府公共基础设施率和居民消费率之间的简约式回归结果，基本回归采用双向(two－way)固定效应模型:hconsmpit=α0+α1pubinvit+βXit+vi+vt+uit(1)其中，hconsmpit是第i个省第t年居民消费率;pub-invit是第i个省第t年政府公共设施投资率;Xit是一组协变量，包括地方政府财政收入占GDP比重、地方人均GDP(万元)及其平方项、地方贸易开放度(进出口总额/GDP)、第二产业从业人员比例;vi和vt分别代表省份和年份的固定效应;uit是独立同分布的残差项;α0，α1，β是待估系数。在这里，如果政府公共基础设施投资率与居民消费率是负相关，则α1应为负。下面讨论引入的协变量。本文用地方政府财政收入占比来控制政府公共基础设施投资率对居民消费率的直接“挤出”效应，这一点可从GDP恒等式得出。C/Y+G/Y+I/Y+(X－M)/Y=1(2)其中，C/Y代表居民消费率，G/Y代表政府支出占GDP比重，I/Y代表私人投资率，(X－M)/Y代表净出口额占比。通过控制G/Y，回归方程(1)中的α1即衡量了政府公共基础设施投资率对居民消费率的间接效应。然而，地方政府财政支出很大一部分是来自中央政府的转移支付，如2008年地方政府支出总额为4．92万亿，而地方政府收入总额仅为2．86万亿，两者之差即为中央政府的转移支付。如果中央政府的转移支付更多用在非资本项目上，如社会医疗保障，那么该省的居民消费率就会提高。由于地方政府的财政收入与当地经济情况联系更紧密，因此政府收入占比所带来的“挤出”效应更明显，故在本文的基本回归中用政府收入占比代替了政府支出占比，在后面的分析中也会用政府支出占比来进行稳定性检验。加入地方人均GDP及其平方项是基于李稻葵等(2009)的结论:劳动收入份额随经济增长呈U型曲线，而劳动收入份额越高，居民消费率也越高［7］，因此地方人均GDP对地方居民消费率也应有二次项的影响。此外，由于我国出口是劳动密集型，因此，贸易开放度越高的省份所属的劳动密集型产业越多，劳动收入份额也越高，居民消费率也应越高。最后，地方第二产业从业人员比例也对该地区的居民消费率有影响:一方面，第二产业是资本密集型，其从业人员比例越多，则劳动收入份额越低;另一方面，第二产业从业人员的工资更高一些，使得劳动收入份额也会更高。在基本模型的回归中，可以验证这两种效应的大小关系。表1是本文使用的主要变量的统计描述。对于回归中可能出现的反向因果及联立性问题，其中，贸易开放度及第二产业从业人员比例这两个控制变量不太可能出现联立性问题，因为这两个变量衡量的是一个省份的经济结构，与居民消费没有太大关系。而人均GDP及政府收入这两个变量则可能受到私人消费影响而出现反向因果问题，不过这个问题并不严重:首先，正如传统消费理论的研究认为，居民收入决定居民消费，因此将收入视为先于消费决定的变量更合理些。同理，地方政府收入与地方GDP及税收联系更紧密，也是一个先验的控制变量。其次，即使这两个变量中存在与消费相关的因素，也可以被回归模型中的省份及年份的固定效应所控制。另外，由于公共基础设施投资来源于政府收入，因而公共基础设施投资率也没有严重的联立性问题。对于可能出现的遗漏变量问题，基本回归模型采用了含省份和年份的双向固定效应模型。表2给出了简约式计量回归结果。表2中第1列给出了基本计量模型(双向固定效应模型)的回归结果，所有待估系数都是统计上高度显著的。其中，政府公共基础设施投资率对居民消费率的影响为负:政府公共基础设施投资率提高1%，居民消费率将会降低0．13%，这符合我们的假设。更有趣的结论是，由于样本中平均的政府收入占GDP比例为0．066，因此政府公共基础设施投资占GDP比例提高1%，意味着政府公共基础设施投资率(占政府收入的比例)提高15．15%，那么，回归的结果表明居民消费率将会降低0．132*15．15%=2%，即居民消费占GDP的比例下降的幅度是政府投资占GDP比例的2倍。表2还显示，政府财政收入对居民消费会产生负向作用，政府收入占比每提高1%，居民消费率则下降0．465%，正如前面的分析，这一系数衡量了财政收入对消费的直接“挤出”效应，从GDP恒等式出发，回归的系数小于1，表明政府财政收入还存在其他途径来补偿居民消费，如中央转移支付等。此外，人均GDP对消费的影响呈现出了U型关系，即一次项系数为负，两次项系数为正，这符合了李稻葵等(2009)的结论。进一步，贸易开放度越高，居民消费率越高，这也符合关于我国的出口是劳动密集型的假设。虽然这一影响很微弱:贸易开放度提高1%，消费率仅提高0．036%，但由于我国的出口地是高度集中的，沿海省份几乎贡献了全国总出口额的90%。因此，贸易开放度的提高，会使沿海省份的居民消费率增加更多。最后，第二产业从业人员比例越高，则居民消费率也越高，这表明第二产业对消费的后一种效应更加显著，即第二产业有更高的工资待遇，使得居民劳动收入提高，带动了居民消费。
(二)稳定性检验
在表2的第2－4列分别采用了不同的模型来检验模型的稳定性。在第2列，将所有的解释变量滞后一期，一方面是为了减少模型可能出现的联立性问题，另一方面是考虑到政府公共基础设施投资可能会产生滞后的影响。在前面的分析中，我们假设公共基础设施投资通过改变产业结构和收入分配，从而影响消费，而这些影响都需要经过一段时间才能发生。计量回归的结果表明，滞后一期的影响与原模型基本一致。在表2的第3列，将基本模型中的政府收入占GDP比例替换为政府支出占GDP的比例，更直接的表示出对消费的直接“挤出”效应。虽然此时公共基础设施投资率的系数仍然为负，但已不显著。并且政府支出的影响小于基本模型中政府收入的影响，这表明中央政府的转移支付的确促进了地方私人消费。因此，政府收入占比是控制直接“挤出”效应更合理的变量。在前面的分析中，我们一直研究的是政府公共基础设施投资对消费产生的影响，但并未检验私人投资是否也会对消费产生影响。在表2的第4列，我们用私人投资率代替政府投资率，重新回归了原模型。结果表明，私人投资率并未对居民消费产生显著影响。因此，降低居民消费水平的投资确实是来源于政府部门，我们的基本假设是成立的。
三、结构式计量模型
我们通过回归结构式计量模型来着重研究政府公共基础设施投资是如何影响消费的。在此，本文提出一个先验的假设:政府公共基础设施投资促进了经济中更资本密集型的部门即第二产业的发展，而更庞大的第二产业部门会导致劳动收入份额减少，最终使得居民消费水平降低。我们通过以下的关联方程组来表明这一影响渠道。其中，laborshareit是第i个省第t年的劳动收入份额(劳动收入/GDP)，secondaryit是第i个省第t年的第二产业增加值占GDP比例，vi，vt分别代表省份和年份的固定效应，u为随机残差项，X为一组协变量:其中方程(3)中并未包括任何协变量，因为我们主要关心的是劳动收入份额增加会对居民消费产生的定性影响;方程(4)中包含的协变量有政府收入占比、人均GDP及贸易开放度。这里人均GDP对劳动收入份额没有U型关系，且若包含第二产业从业人员比例易产生多重共线性的问题;方程(5)中包含的协变量有政府收入占比、人均GDP、贸易开放度及私人投资率。之所以加入私人投资率，是考虑到无论是政府投资还是私人投资都会对产业结构产生影响。表3给出了SUR和3SLS回归的结果。首先，SUR的回归中，主要变量的待估系数均为高度显著。方程(5)表明，政府公共基础设施投资越多，第二产业比重越高，验证了前面的假设。并且政府公共基础设施投资对第二产业的经济影响力很大:政府投资率每增加1%，第二产业占地方GDP的比重提高0．21%。政府财政收入对第二产业产生了负向影响，原因可能是由于较高的政府财政收入要求更高的税收，因而削弱了工业部门的发展。此外，人均GDP、贸易开放度和私人投资率均对第二产业的发展有正向促进作用。在方程(4)中，第二产业比重增加对劳动收入份额产生了显著的负向作用:第二产业比重提高1%，劳动收入份额下降0．54%。而政府收入占比、人均GDP及贸易开放度均对劳动收入份额产生负向影响。方程(3)中，劳动收入份额增加1%，居民消费率增加0．64%，即劳动收入越高，居民消费也越高，这验证了白重恩等(2009)的结论。表3中3SLS的回归结果和SUR大体一致，主要变量的待估系数符号均相同。不过，方程(4)中，第二产业比重的增加对劳动收入份额的影响更大，但人均GDP和贸易开放度这两个协变量变得不显著，这可能跟方程组的三个残差项的协方差矩阵有关。
