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商品買賣中，消費者往往屬于弱勢群體，近幾年有關消費者維權的新聞越來越多，社會各界也開始關注這一問題。必須明確的是在經濟法中，擁有絕對主體地位的人群是消費者，他們是受法律保護的群體。然而現實中商家卻往往容易忽略這件事，造成對消費者權益的侵犯。在此情況下，從經濟法入手尋找保護消費者權益的相關途徑變得尤為重要。
一、經濟法對消費者權益保護的現狀
1.法律制度不夠規范
我國的法律體系中有很多法律法規都對消費者權益保護略有涉及，但由于內容過于零散抽象，因此很難應用于實際情況中，只有唯一一部《消費者權益保護法》能夠應對消費者可能遇到的權益問題，然而這顯然無法滿足逐年增加的消費者權益被侵犯案件，因此在消費者維權這條路上，最重要的是有法可依，能夠完善法律法規，增加更多保護消費者權益的相關制度。
2.執法機構缺乏力度
關于消費者維權，首先要有法可依，其次就是執法必嚴。然而現實中相關執法部門卻不能做到這點，甚至無視包庇違法犯罪行為。許多地方政府在面對規模龐大且極具專業性的違法活動時，不但不嚴厲打擊，甚至會徇私舞弊;而個別政府機構為了自身利益徇私枉法將本該受到刑事處罰的案件僅以行政處罰敷衍了之;更有甚者，政府會利用權力之便，封鎖本地市場，對本土產品繼續地區保護，直接影響商品流通。
3.缺乏解決消費糾紛的救濟機制
有人的地方就會有矛盾，市場交易中在所難免會出現消費糾紛。只有當該糾紛涉及較大金額的消費或者損失嚴重，消費者才會想到拿起法律的武器尋求解決辦法。然而實際市場交易中，許多消費糾紛涉及的資金都比較小，摩擦也不太大，這時很多消費者習慣息事寧人，不通過法律的行為維護自己的權益。然而正是因為消費者的縱容導致商家越來越無所忌憚，假貨偽劣產品越來越多，這既損害了消費者本身的權益，也助長了社會不良風氣，危害社會公共利益。
4.消費者處于弱勢地位
消費者在商品交易的過程中，始終以弱勢群體的角色存在著。究其原因不外乎兩點：第一是因為消費者在購買某件商品時，并沒有對其進行全面的了解，導致的結果就是買回去以后發現并不適用。第二由于相關職能部門并沒有嚴格把控市場，導致市場中出現很多假貨偽劣產品，而消費者在完全不知情的情況下將其購買回家。二者都會造成消費者的權益受到損害。
二、經濟法對消費者權益保護的強化措施
1.完善市場規制法
沒有規矩不成方圓，要想更好的維護消費者合法權益，首先需要的是建立一個完善的競爭法規目標，對相關法規進行補充，完善立法目的、適應范圍等方面的法律依據，補充不夠完善的法律條例。其次建立一個完善的懲罰性賠償制度。在懲罰懲戒時做到有法可依，且明確懲罰賠償的性質，區分其與物質損害、精神損害之間的不同與不可替代性;同時將賠償制度中消費者應獲賠償保護的范圍擴大，賠償資金標準提高。確保消費者在消費過程中只要遭受到故意損害其利益的行為或者商家有重大過失導致消費者權益受到損害時，都可以再法律范圍內得到幫助。
2.建立行之有效的執法機構
建立一個健全公正的執法機構是維護消費者權益的第一步，需嚴格要求執法人員，保證執法人員剛正不阿，既具備專業的職業技能又有責任心與素養，只有執法人員紀律分明德才兼備，執法部門才能更加健全完善。其次要嚴厲懲治玩忽職守的官員，責問其上級領導，責任到人，加強執法力度，加重懲治強度。在整頓紀律，健全執法機構時，不僅要問責執法機構，還要對其他例如衛生行政、工商管理等關乎消費者權益的部門進行批評整頓，警醒各部門，確保各部門各司其職，互相配合以便更好的維護消費者的合法權益。
3.拓寬司法救濟渠道
許多消費者在其權益遭受侵犯時，雖有心維權，但卻沒有合適的維權渠道，因此，拓寬維權渠道非常重要。首先，一些公益團體或個人可展開公益訴訟活動，當消費者的權益受到侵犯時可以尋求他們的幫助，他們則以人的身份為被害人進行訴訟。這樣做能夠有效的維護消費者，保障社會公共利益，維持經濟秩序，防止違法行為再次發生。其次相關部門可以適當降低消費者維權訴訟費，實現小額訴訟。這樣消費者既不用擔心高昂的訴訟費又可以很好的維護權益，且這種小額訴訟的方式靈活性非常大，即可口頭約定也可書寫成文;審理程序也大大簡化，可以在晚上或者周末直接進行判決。
4.改進消費者弱勢地位
改變消費者處于市場交易中弱勢的地位是一件非常龐大的任務，既需要政府的大力扶持還需要整個社會的監督以及經營者的自我監督。首先政府需要加強對監管范圍內所有商家的活動的監督。以食品為例，要監督檢查食品是否處于保質期內，進貨渠道是否符合相關規定。確保食品的安全性。其次整個社會要形成一股監督市場的風氣，對商家報價進行比較，堅決抵制商家直接惡意競爭的行為，使銷售市場能夠井然有序的運行。最后對于經營者來說，為了維護經營者的品牌質量，應該嚴格把控自身服務場所、價格以及質量等可能影響聲譽的因素，避免因為損害消費者的權益而影響自身聲譽。只有加強各方面的監督，才能從根本上杜絕損害消費者權益的行為。
論文摘要: 增加農民收入是我國擴大內需的關鍵，本文通過運用SPSS線性回歸分析的方法對我國農民的消費進行了回歸分析， 以便能夠更好地了解我國農村居民的消費結構與消費行為。
Key words: farmers per capita consumption expenditure of life; linear regression; multiple linear regression
Abstract: The increase in the income of the farmers is the key to expanding domestic demand in China， this article through the use of SPSS linear regression analysis of the consumption of the peasants in our country regression analysis carried out in order to better understand China's consumption structure of rural residents and consumer behavior.
一、 問題提出
我國是一個農業大國，至今仍有9億農村人口，占全國人口總數的70%，農民是我國最大的消費群體，農村消費能力的提升直接關系到國民經濟的全局。從農村市場看，中國有近六成人口(約8億)生活在農村。農村城鎮化的進程對經濟增長的帶動作用是非常明顯的，世界上還沒有哪個國家有規模如此巨大的城鎮化。農村居民的收入雖然低于城市居民，但是基數巨大，且農村人口的收入也在穩定增長。據測算，目前1個城鎮居民的消費水平大體相當于3個農民的消費；城市化率提高1個百分點，就會有100萬～120萬人口從農村到城市。由于城市人口的消費是農村的2.7～3倍，約拉動最終消費增長1.6個百分點。
隨著經濟的發展，我國農民的消費水平和結構也發生了很大變化，農民生活水平的提高和消費的增加對于實現國民經濟又好又快發展、正確處理好內需和外需的關系至關重要。但從總體來看，農民消費水平仍然較低，調查顯示有的地區都不及城市居民人均消費支出的三分之一。而且消費結構不合理，局限于食品類等生存基本需求品，消費在衣著裝飾等方面的極少。而影響農民消費水平的根本原因是農民的收入。
農民生活消費支出主要包括食品、衣著、醫療衛生、教育文化、家庭設備、交通等方面，本文只挑選了四種典型的消費支出作為代表來分析農村居民的消費結構。
下面將從這些方面分別用數據作一元和多元線性回歸分析。
二、數據來源和模型變量的選擇說明
1、下表是要進行處理的31個省市的農村居民消費相關的原始數據，數據來源于《2007中國統計年鑒》。
各地區農村居民家庭平均每人生活消費支出(2007) 單位: 元
2、變量選擇和說明：被解釋變量即自變量：農民人均生活消費支出；解釋變量即因變量：農民人均收入，農民人均食品消費支出，衣著消費支出，
農民人均家庭設備消費支出，農民人均醫療保健消費支出 。并用下式表示函數關系：
三、回歸模型建立與分析
1、農民人均生活消費支出與農民人均收入的一元線性回歸分析
在SPSS 菜單欄上選擇Analyze Regression Linear ， 則出現Linear Regression( 線性回歸分析) 主對話框，將“”選入Dependent( 因變量) 框中， “”選入Independent( 自變量) 框中，在該窗口的Regression Coefficients框中，選Continue Interval復選框，最后點擊OK鍵，結果如下：
表1
表2
表3
（1） 相關分析表（見表1） Model Summary表中看到復相關系數為0.932，決定相關系數為0.930，說明方程的擬合度較好，表明回歸方程顯著性較高。
（2） 方差分析表2，F＝412.512，P 值＝0．000
（3） 回歸系數的顯著性檢表（見表3），常數項的P=0.011
2 多元線性回歸分析
農民人均生活消費支出與農民人均收入、農民人均食品消費支出、衣著消費支出、農民人均家庭設備消費支出、農民人均醫療保健消費支出的多元回歸分析，結果如下：
表4
表5
表6
（1） 相關分析表（見表4）復相關系數0.996，決定相關系數0.995表明回歸方程顯著性很高。
（2） 方差分析表（見表5）F=1277.528，P=0.000，表明回歸方程高度顯著，說明 ，整體上對有高度顯著的線性影響。
（3） 回歸系數的顯著性檢驗表（見表6）可知：①常數項的t的顯著性概率為0.450>0.05，表示常數項與0沒有顯著相差異，表明常數項不應該出現在方程中；②食品的t的顯著性概率為0.000
=0.556 +0.015 +0.157 +0.177
從回歸方程我們可以看出，食品消費的系數最大，醫療保健的系數次之，而家庭設備 和衣著消費系數 較小，這表明農村人民在食品和醫藥上的消費較大而在衣著等上的消費較少。
四、結論
根據多元線性回歸的基本方法，通過對初始線性回歸模型的驗證和分析， 最后得到的線性回歸模型在理論上符合高斯假設，其結果也與前面分析的基本一致。
在實際應用中，農民消費支出方面有很多，本文只是分析了幾個典型的因素， 通過線性回歸模型也可以較為準確的判斷今后的農民消費情況。在現實生活中，所得預測結果不可能與生活完全一致，但是對增進農民收入、改變農民消費結構有很大的意義。
通過對多元線性回歸的分析，我們可以看出，我國農民的費結構，基本上還是在食品、醫療等生活必需品上消費較多，而花在衣著裝飾上的較少，但比起過去農民在家庭設備上的支出有了明顯提高。而制約農民消費的關鍵還是農民收入不足。
因此，國家應該調整相應的農業政策，切實增加農民收入，增強消費的經濟基礎，通過增加消費拉動經濟增長，通過經濟增長帶動消費的增加。此外還應培育農村居民正確的消費觀念，要加快形成積極的消費觀念，在生產發展的基礎上努力提高生活質量，使生活更加富有意義；要克服“只知道買價格低、便宜的商品，養兒防身防老”等片面觀念。
參考文獻
[1] 馬慶國．管理統計［M］．北京： 科學出版社，2002
[2] 何曉群.現代統計分析方法與應用［M］．北京：中國人民大學出版社，2007
[3] 羅鳳明， 邱勁飚， 李明華， 肖炳坤.如何使用統計軟件SPSS 進行回歸分析
[4] 李爭艷.用回歸分析方法預測我區城鎮居民消費水平 2008
【關鍵詞】預期收入；社會保障；消費
一、社會保障體系影響居民消費的方式
1.社會保障影響現期收入
收入是影響消費的決定性因素，制度因素通常是通過影響收入與消費的關系來起作用的。而社會保障制度是通過影響收入間接對消費產生作用的。
社會保障體系設計的初衷是為了平滑居民的收入和支出。使得居民在收入減少的時候能夠得到補償，在支出增加的時候能夠得到相應資金的支持。近些年來，隨著我國市場經濟的發展，國家和居民經濟水平的改善，我國社會保障的廣度和深度都得到長足提高，政府的社會保障支出也相應增加。以職工離休、退休、離職費用（絕對數）為例，1985年為935元，到2004年為9505元。增長了十倍。雖然這些對居民的支付從數值上看已經比較可觀了，絕對值和增加值都有較大幅度提高。但就居民收入而言，卻是減少。也就是說，國家的社會保障支付增加了，居民的實際收入卻減少了。這看起來似乎是不正常的，實際非常符合人們經濟生活現狀。其中的關鍵是居民在退休之前是有工資性收入等收入的。并且一般而言該收入是遠高于居民所可能獲得的社會保障收入。因而導致了社會保障收入增加實際收入降低的情形。相應的居民的消費支出也同時縮水。
因為社會保障體系的大部分內容都是這類性質，社會保障一般只具有保護性，補償性，不存在盈利性。當社會保障收入實際發生時，居民也存在其他的損失。并且通常是大于社會保障收入的。社會保障收入雖然能起到一定的減少貨幣支出和增加收入的作用，但它的收入效應遠不能抵償和彌補實際損失。社會保障的這種伴隨現象是不應忽視的。本文稱其為社會保障的伴隨效應。
2.社會保障影響預期收入
預期收入包括對未來貨幣流入量和支出量的預期。對未來預期流入量的貼現相當于現期收入，未來貨幣流入增加也相當于現在的收入增加，因而居民有動力增加現期的消費。對未來支出量的預期則和現期的收入有相反的關系，未來預期支出減少，就相當于現期的收入增加。在這種情況下，產生的可能不是現實的現金或存款之類收入，可是它對于消費者在做出收入消費決策時的影響是不容置疑的。如果一項社會保障制度安排能夠有效的減少人們對未來支出預期。那么，雖然這不是現實的收入，但是由于未來可以少支付，現在預防性儲蓄的動機就小了，現在的收入就可以自由的消費。
目前我國社會保障體系內容雖多，但主要只是提供一種最低保障。例如社會救助，它針對的是極低收入和特別困難人群。受助人群得到的支付非常有限。由于我國人口眾多，符合社會保障支付的人數也很多，這一類的支付占總社會保險支出的份額相當大。受惠人群由于其他收入來源十分有限，在獲得保障金支付后很快將其轉換為消費支出。社會保障支出很難起到杠桿作用，帶動消費增長。這是很多學者研究發現社會保障體系對消費影響有限的原因所在。社會保障中還有些部分只針對特定人群，例如優撫安置，受惠人群范圍和人數都十分有限，因而影響也有限。如前所述，只有那些有適當收入來源的人群，社會保障體系增加了他們的收入預期，或者是增加了流入量預期，或者是減小了支出量預期，或是同時有利的影響了這兩者。這種情況下，社會保障體系才會對消費支出產生巨大的促進作用。
能夠對居民預期收入產生影響的主要有兩項：養老金和醫療保險。他們產生作用的地方是不一樣的。養老金通過影響居民未來收入流入的預期來對現期消費產生影響，而醫療保險則是通過居民支出流預期的改變來影響現期消費的。
養老金收入對消費的影響路徑只有一種，而醫療保險作為支出，它有不同的影響方式。居民在未來需不需要醫療服務是不確定的，假設需要醫療服務，那么醫療費用支出的多少則是不確定的。在沒有醫療保險的情況下，居民會對未來的醫療支出形成自己的預期，并且儲備一定量的資金以應付未來的資金需求。當有了醫療保險之后，由于能夠得到一定程度的分擔，居民的預期支出會減少。這樣他們現期的消費就可以適當的增加了。這是一種途徑。另外一種途徑是，當醫療費用發生時，居民面臨的一般依然是凈支出，當凈支出相當大時。消費者便有縮減消費的動機。因為這種支出和消費一起在爭奪收入資源。
二、社會保障體系對居民消費影響的實證研究
1.模型的采用
本論文使用的模型為修正的莫迪尼亞尼生命周期函數。
Y=aX1+bZ1+cZ2+dW+u
其中：Y代表消費，a代表勞動收入中的邊際消費傾向，b代表金融性財產的邊際消費傾向，c代表實物性財產的邊際消費傾向，d代表人均社會保障支出的邊際傾向，u代表誤差項。X1代表勞動收入，Z1代表金融性財產，Z2代表實物性財產，W代表人均社會保障收入。各變量均為城鎮人均指標。
本文所采用的數據為1997-2007年度宏觀經濟數據（城鎮居民人均消費支出，城鎮居民人均可支配收入，城鎮居民人均財產，城鎮人均社會保障支出）。其中，城鎮居民人均財產包括金融性財產和實物性財產，在我國金融性財產又包括現金、儲蓄存款、有價證券、儲蓄性保險。實物性財產分為兩部分，分別是耐用消費品和住宅。城鎮人均社會保障收入由總社會保險支出除以城鎮總人口數所得。
其中消費支出和實際收入兩項數據來源于中經網統計數據庫，金融性資產和實物性資產數據來源于王克華《城鎮居民資產變動對消費需求影響的實證研究》。社會保障收入計算公式為：社會保險總支出除以城鎮人口數。
2.回歸分析
運用eviews軟件對模型進行回歸分析，得到結果如下：
p值在5%的顯著性下具有顯著性，因此模型通過顯著性檢驗。R-squared值達到0.99，說明模型中數據擬合性非常好。
通過模型檢驗，發現勞動收入是影響消費支出的主要因素，金融性資產對居民消費支出有較大影響，實物資產對居民消費支出的影響很小并存在輕微的“擠出”效應。社會保障收入對消費支出具有很大的負面影響。
三、結論和建議
1.結論
社會保障體系作為建設社會主義和諧社會的一項重要組成部分，很大程度上具有政治意義，而隨著市場經濟的發展和完善，則越來越凸顯出其經濟意義。它不僅是公平問題，同樣也涉及到經濟發展效率問題。
本論文采用現實的數據實證檢驗了社會保障體系對居民消費的影響。結果表明：
（1）影響十分顯著，社會保障體系對我國居民消費有較大的負面影響。也就是說，我國現行的社會保障體系阻礙了居民消費的增長。
（2）居民所獲得的社會保障支付增加導致了其消費的減少。表明居民在社會保障支付增加的同時，有超過社會保障收入的損失發生。此時這些損失額極大的削弱了居民的消費的能力。通常社會保障支付發生的時候也是居民生活發生困難，收入大幅度縮減的時候。
2.政策建議
因此，對于現階段的社會保障體系建設，可以著重在以下幾個方面做出努力。
一是改進醫療、住房、教育制度，使居民在這些大件和不確定性強的項目上預期支出減少。
[關鍵詞]文化消費；農村居民；收入；實證分析
[DOI]1013939/jcnkizgsc201705020
1引言
我國的文化產業目前發展迅猛，但與發達國家相比還比較落后。原因主要是我國人民對文化產業的有效需求還不足，尤其是我國農村居民文化消費占全國文化總消費的比重是偏低的，農村居民文化消費方面嚴重不足抑制了我國文化產業的發展。
國內外學者從理論和實證方面對文化消費與收入的關系進行了深入的研究，Brito和Barros（2005）的研究表明，收入ξ幕產品消費起正相關的作用。DinizMachad（2011）通過相關性分析，認為收入對文藝服務消費起正相關的作用。王娟等（2014）定性分析了我國城鄉居民文化消費結構，認為文化消費在將來能成為推動經濟增長的重大力量。仝如瓊等（2010）的研究分析，認為居民可支配收入、消費熱點和消費環境對文化消費有重要影響，并提出相關建議。
本文運用了單位根和協整檢驗，并且以誤差修正模型等計量方法對農村居民收入水平與收入結構對農村居民文化消費的關系進行了實證分析，探討了農村居民收入水平與收入結構對農村居民文化消費的影響。
2理論方面的分析
21確定模型包含的變量
在文化消費與收入水平關系中，字母RC表示被解釋變量――文化消費支出，字母RY表示解釋變量――農村居民人均純收入，為了表現出文化消費發展的繼往性，引入前期文化消費支出作為解釋變量。
在文化消費與收入結構的關系中，字母RC表示被解釋變量――文化消費支出，解釋變量以收入結構的指標表示，字母RG、RJ、RZ分別表示工資性收入、家庭經營性收入、轉移性收入。
22構建理論模型
根據相對收入假說，文化消費與收入水平關系的數學模型：
RCt=α0+α1RYt+α2RCt-1+μt（t=1，2，…，n）
由于農村居民收入結構的數據差異較大，不利于進一步的研究和解釋，因此先對數據作取自然對數的處理，處理后的文化消費分別與工資性收入、家庭經營性收入及轉移性收入之間關系的散點圖如下圖所示。
由以上分析，文化消費與收入結構關系的數學模型：
logRCt=β0+β1logRGt+β2logRJt+β3logRZt+μt（t=1，2，…，n）
23數據的收集與處理
本文以《中國統計年鑒》上選取全國范圍內的時間段為1995―2013的時間序列數據，并對數據進行適當處理在分析之前，在研究收入結構時，為了減少數據之間的差異和消除異方差，對RC、RG、RJ、RZ進行自然對數變換。
3實證分析
31文化消費與收入水平關系的實證分析
311變量的平穩性檢驗――ADF檢驗
農村居民文化消費支出與人均純收入具有明顯的趨勢性，如果不經檢驗直接建立回歸模型，可能引起偽回歸的爭議。本文同時利用Eviews對RC和RY進行ADF（Augmented Dickey-Fuller）單位根檢驗方法檢驗，并檢驗了變量的平穩定，表1為其分析結果。
由表1可知，RC與RC都是不平穩序列，經過一階差分后，兩者都是平穩的，即ΔRC～I（1），ΔRY～I（1）。故可用EG檢驗分析RC與RC的協整關系，同時判斷RC與RC有無長期均衡關系。
312變量的協整檢驗――EG檢驗
注：本文中***表示在1‰水平上顯著，**表示在1%水平上顯著，*表示在5%水平上顯著，無標志說明檢驗值不顯著。
采用單位根對上述方程的殘差序列進行平穩性檢驗，結果見表2。
結果表明，根據簡單OLS估計的收入與文化消費的協整方程，協整方程的殘差的平穩性較好，由此得出農村居民人均純收入協整與文化消費支出。
對協整方程的序列相關性、多重共線性及異方差性依次進行檢驗，結論為：協整方程具有多重共線性，而不具有序列相關性與異方差性。因此可運用廣義差分法克服多重共線性，差分后得到的方程為：
經計量檢驗該方程不存在多重共線性。統計檢驗結果表明，樣本回歸方程對樣本的擬合優度很高，解釋變量對被解釋變量的解釋能力達到了9870%。在999%的置信水平下，RCt與線性關系顯著，與RCt-1線性關系不顯著。
313格蘭杰因果檢驗
通過VAR模型確定最佳滯后期為1，繼而對農村居民文化消費與收入水平是否存在格蘭杰因果關系進行檢驗，如表3所示結果。
RY是RC的格蘭杰原因，即收入水平的前期值可作為文化消費支出本期值的解釋變量。
314建立誤差修正模型――ECM模型
上述協整分析表明農村居民文化消費支出與人均收入存在長期均衡關系，然而農村居民收入水平對文化消費支出的影響不顯著。文化消費支出在短時間范圍內總是偏離均衡值的，根據格蘭杰因果檢驗得知，通過建立誤差修正模型，即ECM模型來反映農村居民文化消費支出與人均收入存在短期內的關系。
32文化消費與收入結構關系的實證分析
321變量的平穩性檢驗――ADF檢驗
利用Eviews進行ADF檢驗，ADF單位根依據SIC準則檢驗最佳滯后階數，SIC值越小，表明滯后階數越佳。結果見表4。
結果表明，根據簡單OLS估計的收入結構與文化消費的協整方程的殘差是平穩的，因此，我國農村居民收入結構與文化消費是協整的。
對協整方程的序列相關性、多重共線性及異方差性依次進行檢驗，結論為：協整方程具有多重共線性，而不具有序列相關性與異方差性。因此可運用廣義差分法克服多重共線性，差分后得到的方程為：
對差分后的方程進行計量檢驗。統計檢驗結果表明，樣本方程與樣本有較高的擬合度，且在95%的置信水平下，logRCi與logRGi、logRZi線性關系顯著，與logRJi線性關系不顯著。
323格蘭杰因果檢驗
通過VAR模型確定最佳滯后期為1，繼而對農村居民文化消費與收入水平是否存在格蘭杰因果關系進行檢驗，見表6。
324建立誤差修正模型――ECM模型
考慮到滯后分別的影響，建立ECM模型，經過WLS調整后得到以下方程：
33實證分析結果
根據上述對文化消費與收入水平的關系的分析，可以得到以下基本結論：我國農村居民文化消費水平和收入水平存在著長期的均衡關系，然而農村居民收入水平對文化消費支出的影響不顯著。文化消費支出隨居民的收入增加1元時而增加0015元，但是本期文化消費支出隨居民在前期文化消費支出增加了1元卻可增加0874元。說明長期內雖然收入水平對文化消費會產生一定的影響，但影響遠不及前期文化消費，即居民的消費習慣強烈。由誤差修正模型可知，文化消費的增長與收入水平在短期內的增長線性關系不顯著，而文化消費的增長與前期文化消費及收入水平增長的線性關系顯著。由此得出，農村居民的文化消費的當期水平及增長額都主要取決于前期消費水平，也就是居民的消費習慣。
根上述對文化消費與收入結構關系的分析，可以得出以下基本結論：我國農村居民文化消費水平與其收入結構存在著長期的協整關系。工資性收入對文化消費支出具有顯著影響，其彈性為0822，即RC隨RG每增加1%而增加0822%；家庭經營收入對文化消費擴大不具有顯著作用；轉移性收入對文化消費擴大具有抑制作用，產生抑制作用與預期不符，可能的原因是選取的數據過少，無法準確地估計出轉移性收入的情況，因此得到的彈性值不具有實際意義。在短時間范圍內，文化消費的增長受到所有因素的影響，但是本期工資性收入和前期工資性收入產生的影響最顯著。
4結論
本論文從實證分析方面驗證了農村居民文化消費與收入水平和文化消費與收入結構的關系，結果顯示，農村居民的文化消費很大部分上取決于農村居民的消費習慣以及工資性收入。
參考文獻：
[1]高鐵梅計量經濟分析方法與建模Eviews應用及實例[M].北京：清華大學出版社，2006
[2]宋煥如我國農村居民消費需求影響因素的實證分析[D].濟南：山東大學，2010
[3]劉丁瑤中國農村居民文化消費研究[D].長春：吉林大學，2013
[4]胡寶娣中國農村居民消費影響因素的實證分析[D].重慶：西南大學，2010
[5]Merike Kukk，D Kulikov，K StaehrEstimating Consumption Responses to Income Shocks of Different Persistence Using Self-Reported Income Measures[J].Review of Income and Wealth，2016，62（2）
[6]Fangfang Hou，Kefeng AiThe Empirical Research of Relationship between Consumption and Income for Chinese Urban Residents[J].Open Journal of Applied Sciences，2015，5（6）：251-258
[7]徐和清，張桂香收入結構對城鎮居民文化娛樂消費的影響分析[J].消費經濟，2013（6）
[8]譚濤，張燕媛，唐若迪，等中國農村居民家庭消費結構分析：基于QUAIDS模型的兩階段一致估計[J].中國農村經濟，2014（9）
[9]劉曉紅經濟學視閾下中國農村居民文化消費需求探析[J].經濟與管理，2012，26（2）
[10]于淼財政支農支出對我國農村居民消費影響的實證研究[D].長春：吉林大學，2015
[11]李國年中國制造業與碳密度關系研究――基于中國1980―2011年數據[J].首都經濟貿易大學學報，2014（2）：57-61
[12]王娟，陸克斌我國農村與城鎮居民文化消費的比較研究[J].長春理工大學學報：社會科學版，2014（11）：90-92
論文摘要：主要采用多間端等距指標入戶抽樣調查法、文獻資料法和數理統計法，對陜西省十一個地市的城市居民體育消費行為制約因素進行調查研究。結果顯示：傳統的消費觀念制約陜西省城市居民體育消費意識的提高；不發達的經濟條件制約陜西省城市居民體育消費水平的發展；居民生活消費結構中醫療及儲蓄制約陜西省城市居民的體育消費支出；消費者之間的個體差異影響體育消費的整體發展。
1 研究對象與方法
本研究對象是陜西省城市居民體育消費水平。主要采用多間端等距指標入戶抽樣調查法，對陜西省11個地、市城市居民，就體育消費的制約因素進行調查。調查時間：2005年6月一10月。采用陜西省統計局的國民經濟統計網點，樣本量為990份，回收990份。對所收集的全部調查問卷在計算機上運用spss9．0軟件對174240項數據進行分析和處理。
2 調查結果與分析
從調查結果來看，陜西省初步具備了體育消費興起和發展的條件。體育消費的內容主要包括人們進行身體鍛煉的參與型體育消費，現場觀看體育比賽的觀賞型體育消費，以及人們進行體育技能培訓的培訓體育消費等等體育勞務形式。本文主要從體育的參與型和觀賞型消費進行調查研究。
2．1陜西省城市居民體育消費水平總體分析
調查統計分析表明：陜西城市居民家庭參加各種體育健身活動的年消費額是348．14元，以城市居民家庭平均人口3．06計算，人均參與型體育消費年支出是113．77元。以陜西省城市人口1222萬人推算，陜西城市居民參與型體育消費年總量是13．9-億元。觀看各種體育比賽、體育表演是觀賞型體育消費的主要內容之一。陜西城市居民個人平均全年觀賞型體育消費的支出是39．78元，全省年消費總量是4．86億元(見表1)。
其中最突出的是關于觀賞型消費額50元以下的消費者占到總消費群體的70．8％。如果籃球cba聯賽球票價格以，30元計算，39．78元的觀賞消費支出最多只能觀看1場比賽，說明近年來陜西省城市居民體育消費有了一定程度的發展，但是總體水平相對較低。
2．2制約陜西省城市居民體育消費水平的發展因素分析
筆者主要從社會文化、經濟環境、生活結構、消費者個體等方面進行分析：
2．2．1濃厚的傳統消費觀念制約體育消費水平的發展 傳統的消費觀念崇尚節儉，人們認為節儉是一種美德，通過節儉進行理財。但是，節儉本身并不生財，不能增大資產規模，而只是減少支出。陜西是中國傳統文化的主要發祥地，“輕消費，重儲蓄”的消費觀念在陜西居民中的表現較為突出，這在一定程度上抑制了陜西城市居民體育消費水平的提升。
2．2．2不發達的經濟條件制約體育消費水平的提高
2．2．2．1陜西省與其他省份經濟條件比較 體育消費歸根結底是一種經濟和貨幣開支，它必須以一定的經濟基礎為前提。統計數據表明，2004年陜西省人均gdp達到7757元，比上年增長12．4％，與全國及西部的青海、甘肅省份相比較，經濟增長速度是比較快的。城鄉居民收入較快增長，人均可支配收入達7492．50元，同比增長10．1％；ja居民消費指標恩格爾系數來看，2004年陜西省城鎮居民家庭該系數降到33．7％，低于全國和西部省份水平；對于城市居民人均消費性支出的指標，陜西省的同比增長速度達到10．0％，高于西部各省及全國的增長速度?？傮w看來，2004年陜西省經濟量低于全國平均水平(見表2)。
但是，經濟總增長水平快速穩定，增幅高于全國平均水平。
2．2．2．2陜西省內不同區域經濟比較分析(見表3)
陜西省地區間經濟發展水平差異明顯?！笆濉逼陂g，全省十市一區經濟發展都實現不同程度的快速增長，但增速在陜北、關中、陜南地區間差異明顯。
從人均gdp來看，西安市一直保持在10000元以上，2005年之前都遠遠高于其他市區，2005年延安異軍突起，達到17670元，比西安高出1745元，列全省第一，寶雞以11126元排在第三位，其他市區都不及全省平均水平(9878元)，其中商洛市最低(3616元)。在一定的經濟條件，西安市具有體育消費的硬件基礎設施和大量的有能力進行體育消費的群體，而其他城市由于自身經濟水平的制約和居民體育消費的觀念差異造成其體育消費水平普遍不高(見圖1)。
圖1陜西省不同區域城市居民年人均體育消費水平統計
2．2．3居民生活消費結構對體育消費水平的影響(見表4
表4 2004年陜西省城市居民生活消費結構統計
對陜西省城市居民消費結構進行調查，結果表明，排在前八位的消費項目分別是：“吃、穿、住、教育、醫療、交通通訊、文化娛樂、體育消費”。這說明體育消費在目前并非是居民生活消費的重要組成部分，由于近年來住房、醫療、教育制度等的改革，造成了大部分居民把大部分支出用于此類消費。但是隨著陜西經濟的較快發展，城鄉居民生活水平的普遍提高，消費結構將會發生較大變化，消費領域也會迅速拓展。
2．2．3．1醫療消費支出與體育消費水平的相關性分析 醫療消費支出在城市居民生活消費結構中所占比重逐年增加，這間接影響到體育消費水平的提升。據最新資料顯示，陜西省年城鎮居民醫療消費支出：1995年人均醫療支出是41．3元，2000年是91．4元，2005年人均醫療肖費支出是605元(見圖2)。人力資本理論把用于后天的營養、鍛煉和醫療保健等方面的支出看做是一種與物質建設一樣的投資，即健康投資，這種健康投資就形成了人力資本中的健康資本。但是，健康投資中僅注重醫療保健的支出，忽視體育健康的支出，是一種不科學的短視消費行為。
2．2．3．2居民儲蓄存款與體育消費水平的相關性分析 從2001年到2005年，陜西省城鄉居民年末儲蓄存款余額分別為1768．47億元、2107．83億元、2519．83億元、2948．34億元和3533．97億元，按年分別增長19．2％、19．6％、17．0％和19．9％(見圖3)。居民對預期支出和預期收入的不確定性，導致居民的預防性儲蓄動機強化。據統計，居民的儲蓄目的依次是子女教育、醫療和養老，而主要消費支出是食品和醫療等。統計顯示，以2005年城市人均消費性支出6656元計算，2005年陜西省城市人均醫療消費支出占人均消費性支出的比例已經達到9％。
然而，目前我國80％以上的勞動者沒有基本養老保險，85％以上的城鄉居民沒有醫療保險。因此，個人消費者必須面對養老、醫療以及孩子教育的問題，因而造成消費者高儲蓄低消費的心態，使得居民儲蓄率居高不下，對預期支出和預期收入的不確定性，和子女教育、醫療和養老的支出較大導致居民的預防性儲蓄動機強化。所以擺在陜西省政府面前的問題就是必須擴大消費，推動內需，改變以政府投資拉動經濟增長的模式。首先建立完善的社會保障體系和醫療保障體系，消除居民的后顧之憂。其次就是必須增加和培養居民新的消費熱點，那么體育消費就作為一種新的消費模式被提上日程，引導居民的健康投資與消費，逐步培養城市居民的健康消費意識。體育消費既能改變我國目前的消費不足的情況，同時也是政府推行醫療體制改革宏觀政策下的有益補充，居民對自己的健康投資，使自己身體各方面的機能得到有效提高，從而把醫療支出的費用能降到最低點，把看病花錢的事后控制改變為通過體育鍛煉增強體質的事前預防中來。
2．2．4消費者個體特征對體育消費水平的影響 本文從不同性別、不同年齡兩個方面來分別論述。旨在進一步明確不同體育消費群體的制約因素，從而對陜西省城市居民體育消費市場給予準確定位。
2．2．4．1性別差異對體育消費的影響 從性別的角度來研究體育消費的制約因素，通過調查統計我們可以看到：男性與女性在首要制約因素的認識上無明顯差異。大家一致認為是“體育消費價格偏高”；但是在第二位至第五位的制約因素中男女性別差異顯著。制約男性體育消費的第二位因素是經濟條件差，排在第三、四、五位的分別是：工作任務重、健身場所距離遠、沒有適合自己的體育消費場所。制約女性體育消費的第二、三、四位因素分別則是家務忙、缺乏體育興趣、不懂運動知識及無人指導。因此，在新時期對陜西省城市體育消費的宣傳及增加體育消費場所很有必要。
2．2．4．2年齡結構對體育消費的影響 從消費者個體年齡結構出發，制約體育消費的主要因素排在前三位的分別是：體育消費價格高，家務忙和消費場所距離遠。不同年齡的消費個體差異顯著，18歲以下和19—25歲為一類，他們認為影響他們健身娛樂消費的主要因素是健身娛樂價格偏高、經濟條件差。其次是體育消費項目單一、缺乏健身娛樂興趣。26—40歲和41—50歲為第二類群體，他們有比較可觀的收入，但影響他們消費的主要因素是工作緊、家務忙，其次影響因素是沒有適合自己的健身娛樂消費場所、健身場所距離太遠。第三類群體是5l一60歲和60歲以上的消費者，他們認為主要因素是健身娛樂價格偏高、經濟條件差。這個群體還是把經濟因素放在首位，其次影響因素是沒有適合自己的健身娛樂消費場所、健身場所距離太遠、缺乏體育健身娛樂興趣等因素(見表5)。
體育消費價格高與陜西城市居民生活消費水平和體育企業的價格策略有關。家務忙，說明社會經濟生產中的效率不高，人們閑暇時間少；消費場所距離遠顯示陜西省體育場館資源配置不足。體育場館設施是發展居民體育消費的物質保障，據第五次陜西省體育場地普查數結果表明，體育場地總數雖然有19227個，但人均體育場地面積僅有0．9平方米，而且配置不合理。標準場地主要分布在大城市，而且主要集中在幾個城區，小城市體育場館資源十分短缺。這種分布不均勻的狀況嚴重阻礙了居民體育消費水平的提升。
2．3體育消費的研究對陜西省體育產業發展的啟示
經濟是體育消費的基礎。體育消費的實際水平和發展規模，歸根結底要受經濟發展和人們的生活消費水平制約。這就告訴我們，體育消費與經濟發展往往處于“水漲船高”的增長態勢。世界上一些經濟發達國家的體育消費水平較高，是與其經濟發展水平相適應的。而陜西省經濟發展和居民的生活消費水平不高，才阻礙了人們的體育消費水平，影響了體育產業的發展。所以體育產業的發展，必須結合陜西省的實際經濟狀況和居民的生活消費水平，政府部門在制定體育產業發展戰略方針時，應參考陜西省居民的生活消費水平，積極發展一些居民喜聞樂見并且有實際消費能力的體育項目，如羽毛球等參與型項目，大型體育賽事等欣賞型項目。
3 結論
(1)陜西城市居民參與型體育消費處于初級水平。人均參加各種體育健身活動的消費支出是i13．77元。消費總量是13．90億元。
【摘要】為應對全球經濟危機，我國出臺了刺激農村消費需求來拉動內需的政策，這些政策能否有效不僅取決于農戶收入的增長，還取決于農戶需求收入彈性的大小。本文使用線性AIDS模型測算了農戶的需求收入彈性，結果顯示，農村醫療服務、農村文化教育和交通通訊的收入彈性均大于1，且前兩項的收入彈性大于后者。本文建議要刺激農村消費應在提高農民收入的基礎上優先增加對農村公共服務的投資才對交通等基礎設施的投資。
【關鍵詞】需求收入彈性拉動內需AIDS模型
一、引言
為應對全球經濟危機，我國政府在2008年11月出臺了十項經濟措施，以進一步擴大內需，促進經濟平穩較快增長。這十條經濟措施中有三條都涉及到促進農村經濟增長，包括“加快農村基礎設施建設”，“加快中西部農村初中校舍改造”，“提高明年糧食最低收購價格，提高各種惠農補貼標準，增加農民收入”。隨后在2008年12月，國家又擴大了“家電下鄉”補貼政策的試點范圍，來促進農戶對家電的消費。由此可見，在經濟增長速度放緩的情況下，國家將拉動內需的重點放在了刺激農村消費需求上。這些政策能否有效地刺激農村消費需求，不僅取決于農戶收入的增長，還取決于農戶的需求收入彈性，即農戶收入的增長所能引起的消費支出增長的狀況。農戶對不同商品和服務的需求收入彈性可能會存在差異，有效的政策干預應盡量針對那些農戶需求收入彈性大的商品和服務，這樣有助于確定政策的優先順序，確保政府公共支出的效率。因此，對農戶需求收入彈性的測算就顯得很有意義。本文擬利用線性AIDS模型，根據農村固定觀察點2006年的農戶調查數據來測算農戶對各項商品和服務的需求收入彈性，進而針對政府農戶收入支持政策的優順先序提供相應的政策建議。
二、模型及數據處理
AIDS模型由Deaton和Muellbauer提出，它不僅滿足選擇偏好公理，考慮了消費品之間的替代關系，并且能夠由個人偏好加總為社會偏好等，是一種比較成熟的消費行為模型，被廣泛應用于居民消費行為的研究中。
這里的P由下式給出：
由于我國存在顯著的地區差異，因此本文分別從東部、中部、西部地區各選取3個樣本省，各地區樣本省的選擇兼顧了南北地域平均分布，在樣本省內按照各縣經濟水平高低選擇不同經濟水平的樣本縣的樣本農戶，最終使用的樣本總數為3133戶。
由于缺少商品和服務的價格數據，農戶生活消費支出項目的價格分別以各年的農村居民消費價格指數替代。根據農村居民消費價格指數和農戶消費支出項目的內容，本文將農戶生活消費支出項目歸并為食品、衣著、居?。ê》亢腿剂希⒛陀闷芳坝闷?、農村醫療服務、農村文化教育、交通通訊、其他共8項。各項支出的價格分別以食品類、衣著類、居住類、家庭設備及用品類、醫療保健類、娛樂教育文化類、交通和通訊類價格指數以及農村居民消費價格總指數代替，并都轉換為以2003年為基期的價格指數。
農戶對某項商品或服務的支出比重除受到自身價格和其他商品或服務價格的影響外，還受到農戶家庭特征等需求方面因素的影響，因此模型中加入了需求控制變量。另外對于農村醫療服務和農村文化教育等農村公共服務類消費項目來說，農戶的支出也會受到這些服務的供給水平的限制，因此本文在農村醫療服務和農村文化教育支出方程中分別加入了這些服務的供給水平控制變量。
受可獲得數據所限，本文選取的需求控制變量包括“戶主年齡”、“戶主受教育水平”和“家庭人口數”；在農村醫療服務支出方程中應加入“家庭3歲以下兒童數”和“家庭60歲以上老人數”兩個需求控制變量；在農村文化教育支出方程中加入“家庭處于義務教育階段（6歲以上15歲以下）的子女數”控制變量。在農村醫療服務支出方程中加入的供給控制變量包括“村預防保健費投入”、“村支持農村合作醫療投入”、“村全年舉辦健康教育的次數”、“縣級財政支出”。有研究表明，一些私人性質的診所沒有被統計在村級醫療機構總數中，為避免結果出現較大偏差，本文沒有加入“村醫務室和診所數”變量。在農村文化教育方程中加入的供給控制變量包括“村辦小學的投資”、“縣級財政支出”。另外，全部方程中都加入“村莊距離公路干線距離”以及地區虛變量，而以上控制變量中涉及到支出金額的控制變量均取對數。
三、農戶需求收入彈性估計結果
根據模型估計結果，各消費支出項目的需求收入彈性有較大差異（見表1）。一是食品和衣著這類生活必需品的需求收入彈性均小于1，說明農戶對這類消費品的支出受收入變化的影響較小。二是居住、耐用品及用品、農村醫療服務和農村文化教育的需求收入彈性均大于1，說明農戶對這四種消費項目的支出受收入變化的影響較大。其中農村醫療服務和農村文化教育兩項農村公共服務消費項目的需求收入彈性分別居于第一位和第三位。三是交通通訊的需求收入彈性稍大于1，高于食品和衣著的收入彈性，但是明顯低于居住、耐用品及用品、農村醫療服務和農村文化教育的收入彈性。
四、結論及建議
一、引言
消費是人類通過消費品滿足自身欲望的一種經濟行為。在宏觀經濟學中，消費是指某時期一人或一國用于消費品的總支出?？芍涫杖耄Q“國民可支配收入”或“居民可支配收入”，它是觀察和分析國家之間、地區之間以及部門和人群之間收入如何分配的最重要的經濟指標。本文的目的是研究消費與可支配收入之間的關系。運用計量經濟學的觀點，并用EViews軟件進行實驗。本文對2009年全國各地城鎮居民家庭平均每人全年生活費支出的數據進行分析并指出收入對各項支出的影響。通過對比2008年的數據，分析變化的原因，對未來進行估計的同時提出意見。
（一）背景
幾百年來，關于收入與消費之間的經濟學探討從未停止。亞當·斯密（Adam Smith）在《國富論》中就強調過消費的重要性，他認為“消費是所有生產的唯一終點和最終目的”。消費作為國家內需的重要構成部分，與國計民生息息相關。近幾十年，隨著中國經濟的發展，居民的消費觀念與消費對象也發生了翻天覆地的變化，從吃得飽到吃得健康、吃得綠色，從穿得暖和到穿得體面，從解決溫飽到全民奔小康，而居民消費的發展趨勢和消費需求問題也成為我國社會各界密切關注的熱點和焦點。大量研究成果充分說明，收入是決定消費需求及其變動的最主要因素。
（二）消費結構
所謂消費結構是指在一定的社會經濟條件下，消費者（包括各種不同類型的消費者和社會集團）在消費過程中所消費的各種不同類型的消費資料（包括勞務）的比例關系。
1.西方經濟學家對消費支出的分類，一般有以下三種：
（1）按吃、穿、住、用劃分；
（2）按消費對象基本屬性劃分，分為非耐用消費品、耐用消費品、勞務；
（3）按消費的社會功能分可為社會消費和生理消費。
消費結構的變化取決于多方面因素，而起決定作用的因素是人均收入水平。恩格爾定律揭示了兩者的關系，恩格爾系數=食物支出金額/總支出金額×100%，恩格爾系數作為衡量一個家庭消費結構，乃至一個國家的居民消費結構變化的指標，也成為衡量富國、窮國的標準。一般隨著收入的增加，恩格爾系數趨于下降，故發達國家的恩格爾系數相對較低。
2.從整個人類社會發展的過程看，消費結構變化一般規律可概括為四個轉化：
（1）從自給性消費為主的消費結構向商品性消費結構轉化；
（2）在商品性消費結構中，吃為主的消費結構向穿用為主的消費結構轉化；
（3）由物質性消費為主向精神和勞務性消費為主的結構轉化；
（4）由商品消費結構向產品性消費結構轉化。
3.在人類發展歷程中，消費結構與不同的社會生產力相對應。根據消費層次理論認為，低級階段吃穿兩項為主，中級階段房子、車子等耐用消費品占主要地位，高級階段則以精神文化生活消費為主要內容（張正萍，2008）。
（三）相關消費理論
相對而言較差。t=3.451409>t0.05，可支配收入對住房支出有顯著影響。
（三）計量經濟的檢驗
1.多重共線性的檢驗
2.異方差性的檢驗
由OLS估計的最終結果中R-squared和Adjusted R-squared的值（見表5和表6）可知，模型的擬合較好，由懷特異方差檢驗的結果可知OLS*R-squared統計量的伴隨概率p
三、實證結果對比分析
（一）食品消費支出
2009年的R2=0.780773，2008年的R2=0.780773，都較高，模型整體擬合良好，居民可支配收入對食品的影響顯著。2009年食品支出占總支出份額與2008年度相比變化不大，但有所下降，隨著經濟的發展，人們生活水平的提高，相對而言食品支出占的總份額會有所下降，這符合了消費結構變化的一般規律。從指數上看出，由于人均收入水平的在提高，總消費支出也有了明顯的提高。用于食品消費支出的金額也加大了許多，這是2008年后的經濟危機通貨膨脹物價上漲的結果。說明人們生活水平的提高，對吃的要求已經不僅僅局限于溫飽階段，而是要吃得飽、吃得天然、吃得健康。
（二）衣著支出
對比2009年和2008年，人們用于衣著消費的支出有所上升，但總體變化不明顯。說明近幾年居民都已經比較注重衣服的質量和質感了，不僅僅追求穿得暖和，還要穿得舒服，穿得符合自己的性格愛好和身份，并且越來越追求時尚與高檔了。也說明居民生活消費狀態相對穩定，我國經濟穩步發展，人們對我國經濟的發展趨勢持樂觀態度。
（三）醫療消費支出
2009年和2008年相比，人們用于醫療保健支出占總支出比例有所上升。說明了隨著人們收入的增加和生活水平的提高，人們對于疾病本身也越來越重視，健康意識增強，同時也反映了醫療費用還是相對較高。但由于醫療相關消費價格上漲，消費者所享受的商品和服務卻并不一定提升了。所以我國急需完善居民醫療保險體制，并解決居民看病難看病貴的問題，以促進社會安定人民安居樂業經濟的長久穩步發展（吳沛、楚曉東，2007）。
（四）住房消費支出
對比2009年和2008年，住房消費總支出份額下降。這說明在收入基數增大的同時，人們把更多的支出放在了食品、衣著和醫療消費方面，而在住房方面人們則持保守態度。表明受2008年金融危機的影響，雖然經濟穩步發展，但是通貨膨脹物價上漲，從而導致各種消費的增加，因而房地產的未來發展趨勢不明朗。
四、對策建議
1.建立收入穩定增長的長效機制，促進居民收入的穩步提高。收入增長是促進消費增長的決定性因素，因此建立有效的穩定增長經濟體制，是增加收入，全面提高和改善人民生活水平的重要途徑。對城鎮低收入者和下崗職工的再培訓，對二次創業的技術培訓、政策支持、資金援助等，都是非常重要的。大力發展第三產業，發展多種形式的集體經濟，鼓勵支持個體經濟、私營經濟健康發展，扶持中小型企業，創造更多的就業機會。
2.建立健全和完善市場競爭機制。緊跟城鎮居民消費結構的變化趨勢，一方面滿足城鎮居民現有的消費需求，另一方面創造并發現城鎮居民可能的潛在的消費需求。鼓勵對市場上現有的商品進行改善或者更新換代，或者不斷地開發新穎、功能獨特的新產品，或者個性化的產品，滿足不同人群的不同消費需求。
3.進一步完善社會保障體制。醫療消費支出的邊際消費傾向較小，完善社會保障體制有助于推動企業的改革，增強企業的活力，促進社會經濟的發展；有助于維護勞動者的利益，減少改革的阻力，維護社會穩定；有助于調節貧富差距，營造和諧的社會氛圍，促進社會公平正義的實現。社會保障是市場經濟的重要支柱，市場經濟的不斷發展，居民對社會保障的需求日益強烈，完善社會保障體系早已是勢在必行（黃繼煒，2008）。
4.完善健全金融證券機構，引導消費趨向。人們在消費時，應當理性消費，人們應該考慮在金融保險證券行業和科技教育方面等有長期回報率的領域投資。國家應當完善和健全這些金融機構，使人們能夠安心地進行投資和理財。
【參考文獻】
[1] 門麗瓊，胥巍，楊晨光.陜西城鎮居民消費行為研究——基于不同收入階層的實證分析[J].財經界（學術版），2010（10）：43-44.
[2] 張正萍.重慶市城鄉居民消費結構的分析[D].西南大學碩士學位論文，2008：32-34.
[論文摘要]近年來，經濟的發展使人們的消費需求得到不斷滿足，但是投資與消費關系不協調的問題也更加突出，消費需求不足的狀況亟待改善。本文在分析影響消費需求財政因素的基礎上，提出了具體的政策建議。
近年來，我國經濟以兩位數增長速度在發展，僅2007年GDP達到24.66萬億元，比2002年增長65.5%，從世界第六位上升到第四位[1]。經濟的發展使人們消費需求得到不斷滿足，但是投資與消費關系不協調的問題也更加突出。2007年全社會固定資產投資為137239億元，占GDP比重55.6%，高于2006年的52.5%?？梢姡鼉赡晡覈洕^度依賴投資，消費需求不足的狀況亟待改善。
一、影響消費需求的財政因素
（一）收入分配政策
目前中國貧富差距有擴大趨勢，最高與最低收入者收入差距達到18倍左右，我國20%的高收入家庭擁有80%儲蓄存款。城鄉收入也從1978年的2.58：1提高到2007年的3.32：1，如果再加上醫療、教育、失業等保障等非貨幣因素，城鄉居民收入差距可能達到六七倍。如果用基尼系數衡量城鄉居民收入分配差距，根據一般市場經濟國家提供的標準：基尼系數在0.4以上為差距過大，而我國2007年基尼系數為0.48。收入差距與居民總體的平均消費傾向是負相關關系，中等收入群體的收入在居民總收入中的比重越高，居民總體的平均消費傾向就越高[2]。
（二）稅收政策
在不考慮進出口條件下，社會總需求由居民消費需求、廠商投資需求與政府購買支出三部分組成，其中消費需求是國民收入和稅收的函數，投資需求是真實利率的函數。假設廠商投資需求與政府購買支出不變，只改變稅收，在居民消費需求是稅收減函數的情況下，減少稅收可以使居民消費需求擴大。
不同的稅種的影響方式與程度不盡相同：個人所得稅。增減個人所得稅，是調節居民收入水平、從而調節居民消費和儲蓄行為最直接的手段。提高個人所得稅，減少個人的可支配收入，削減居民消費支出，具有抑制消費需求的效應；企業所得稅。企業所得稅增加，通過減少股利所得而具有抑制居民消費支出的作用。在公司所得稅可以轉嫁的情況下，產品價格上升，導致實際收入下降，因而具有抑制消費需求的作用；消費稅。消費稅增加，使產品的含稅價格上升，導致消費者實際可支配收入減少，造成居民消費支出減少。消費稅增加對低收入階層的課稅負擔加重，由于低收入階層的消費傾向一般較高，故消費稅的增加將會降低消費者需求總量。
（三）社會保障政策
從上世紀90年代開始，我國打破了傳統的“廣就業、低工資、高福利”以及由政府和企業“統包”的社會保障制度，改革的戰略從補貼和福利轉向市場，公費醫療、義務教育、全面就業等都面臨著解體的危脅。這既降低了居民對未來收入的預期，又直接要求規避風險內生化，人們必須調整收支結構及消費與儲蓄的比例，可能推遲消費而增加儲蓄。社會保障收入的再分配有利于提高邊際消費傾向和擴大消費需求，而且其再分配的效果是明顯的，如1982年英國收入最高的20%的家庭與收入最低的20%的家庭稅前收入比為120:1，經過社會保障等的再分配后，最終收入比變為4:1，收入差距縮小幅度相當大。
二、刺激消費需求的政策建議
（一）調整收入分配政策，努力增加居民，尤其提高中低收入群體的收入，增強居民的消費能力
提高城鎮居民的收入水平。一方面，要加強對城鎮困難群體和低收入者的補助，完善城鎮“低保”制度，全面落實最低工資制度，根據物價上漲情況，適時調整和提高“低保”與“最低工資”的補助標準。另一方面，要加大對再就業工程的投入。我國低收入人口占城鎮居民20%以上，而下崗是低收入階層形成的最主要原因，下崗職工的安置和再就業培訓應成為各級政府工作的重中之重[3]。
農民增收的根本出路在于“非農化”。一方面，要延長農產品加工鏈條，實現生產產品的“非農化”；另一方面，要加快戶籍制度的改革步伐，鼓勵農村居民進城務工和定居，實現農村居民的“非農化”。要加大對農業基礎設施和水利設施的投入，實行對農民種糧和購買化肥的直補政策。要加強農村商品流通設施和商業網點、水電路以及通訊設施等建設，進一步改善農民的居住和消費環境，為農村居民擴大消費創造良好條件。
（二）強化稅收杠桿對居民收入分配的調控、平抑和監督作用
可以考慮在現有稅制的基礎上進一步提高個人所得稅扣除標準，擴大累進程度，實行綜合與分類相結合的征稅辦法，加大收入由高收入階層向中低收入階層轉移力度。2006年元月起我國個人所得稅費用扣除標準由800元提高到1600元，有專家估計，僅此一項政策可使居民當年消費的增長速度提高0.5個百分點[4]；調整和完善消費稅。適當調整征收范圍，將普通消費品逐步從稅目中剔除，將一些高檔消費品、資源消耗品、不利于環保的產品納入消費稅征稅范圍。同時，要優化稅率結構水平，根據經濟發展和消費結構的變化情況，對需要加大調節力度的適當提高稅率。通過開征物業稅、燃油稅，規范房地產、汽車交易環節等相關稅費征收政策，以減輕消費者購買汽車、住房等稅費負擔，抑制房地產投機等各項措施，將潛在的消費轉化為現實的消費行為，刺激居民消費需求[5]。總之，要加強稅收對收入分配的調節作用，保護合法收入，取締非法收入，調節過高收入，緩解社會貧富懸殊矛盾，體現社會公平。
（三）建立健全符合我國國情的社會保障制度
本著“低水平、廣覆蓋”的原則，建立統一的社會保障制度，其重點是要構建覆蓋城鄉貧困人口的全國統一的社會救助制度，將社會保障制度覆蓋到全體社會成員。
完善社會保障體系。首先，完善養老保險制度。對于城鎮企業職工基本養老保險制度，堅持社會統籌與個人賬戶相結合，逐步做實個人賬戶；對于農村養老保險制度，有條件的地方可以按照“個人繳費為主、集體補助為輔、政府給予政策”的原則，建立個人賬戶積累式的養老保險。其次，加大財政對科技、教育事業的支出比重。要適當加大中央和省級財政對義務教育和職業培訓支出比重，要完善義務教育的免費教育和非義務教育學生的資助制度，要建立中央對中西部地區基礎教育轉移支付力度。最后，穩步推進城鎮醫療衛生體制改革，將市場競爭機制引入醫療衛生系統，加強管理，提高醫療服務。在農村，進一步完善以大病統籌為主的新型農村合作醫療制度，對患病的農村困難群眾進行醫療救助。此外，建立重大公共傳染疾病的防治保障制度，也是完善醫療保障制度急需解決的問題。
參考文獻
[1]2008年政府工作報告
[2]黃久美，居民收入差距影響消費需求的實證研究，商業時代，2006年6期
論文關鍵詞：消費結構，影響因素，實證分析
1前言
1.1研究背景
消費是社會經濟活動的重要環節，但是近來，外部需求下降，過去對經濟增長貢獻度達20%的出口部門面臨嚴峻的收縮局面，實體經濟運行規模出現萎縮。從數據來看，中國已隨全球經濟進入下行周期，經濟增速放緩。2008年第三季度GDP增速為9%，低于市場預期的9.7%，主要體現在出口與房地產兩架引擎同時放緩。
圖12006年1月-2009年6月GDP走勢圖
為了彌補出口下降對經濟增長的影響以及增強中國經濟發展的內在動力，宏觀政策將著力于擴大內需，而在擴大國內需求的構成中，擴大消費尤其重要。若想增加消費，保持國民經濟穩定、持久的增長，就必須對中國居民消費水平和消費結構的特征、演變規律和發展趨勢進行研究。
1.2消費結構概念的界定
本文中的消費結構是指以貨幣表示的食品、衣著、居住、家庭設備與用品、醫療保健、交通與通訊、文教娛樂、雜項開支在總消費支出中的比例關系。
2消費結構影響因素
2.1社會保障水平（Thelevelofsocialsecurity，SS）
居民消費預期支出的不確定性，不僅減少了即期消費支出，而且會抑制消費結構的升級，致使消費結構中應有的一些消費需求熱點無法顯現。社會保障水平的提高能夠促使居民增加非生活必需品的支出，從而適應不同層次人群的消費需求，推動消費結構升級，啟動多元消費市場。本文以社會保障支出總額占GDP的比重作為社會保障水平的測算。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
2.2受教育水平——普通高等教育人口比重（Generalhighereducationpopulation，GHEP）
居民的消費結構與其消費觀念和消費習慣密切相關。在理論上，一個人受教育程度越高，其消費觀念越科學，消費結構的層次越高。本文用受過普通高等教育的人數占總人數的比重作來衡量中國居民的受教育水平。數據來源：歷年《中國勞動統計年鑒》計算整理得來。
2.3技術進步（Researchanddepartment，RD）
本文用研究與開發的投入量占GDP的比重來表示中國對技術進步的投入力度，作為影響消費結構的一個因素。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
2.4利率（Rate，R）
本文選用金融機構一年期定期存款利率作為影響消費結構的因素。數據來源：《中國金融年鑒》。
2.5人口結構——撫養比率（DependencyRatio，DR）
一般來說，通過人口結構可以反映出一個國家的大體的社會和經濟狀況。當論及這一問題，年齡是最重要的因素。人口的年齡結構是指一個人口集團（或群體）在某一時點上的人口年齡分布狀況、各年齡組人口在總人口中所占比重，它可以表明人口發展類型和速度，反映勞動年齡人口和被撫養人口的比例等。人口年齡結構的動態變化，將對消費結構的變化產生影響。
本文將撫養比包括少年兒童與老年人口的總撫養比，即少年兒童和老年人口總數占總人口數的比重作為重要的指標選入模型。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
2.6城市化水平——城市化率（UrbanizationRate，UR）
城市化率是指市鎮人口占總人口的比重。一般而言，城市率越高伴隨的消費結構層次越高，本文將城市率作為衡量消費結構的一個重要因素。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
3中國居民消費結構的變動分析
表1中國居民人均全年消費性支出構成比單位：%
年份
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
食品
41.67
40.35
42.58
41.94
43.20
33.25
40.05
40.23
衣著
8.94
8.97
7.30
7.29
7.08
8.88
7.59
7.65
居住
10.46
10.18
12.68
12.26
11.43
17.25
12.67
14.95
家庭設備用品及服務
5.90
5.96
5.47
5.44
5.38
5.97
5.48
5.17
醫療保健
7.24
7.85
7.49
7.96
8.22
7.71
11.40
9.09
交通通信
10.81
11.35
10.19
10.82
11.09
12.82
11.97
11.08
教育文化娛樂服務
10.31
10.50
11.07
11.61
10.94
11.40
8.11
9.03
雜項商品與服務
4.66
4.83
3.21
2.66
2.67
2.72
2.73
2.79
資源來源:由《中國統計年鑒》2001-2008計算所得
圖2中國居民人均全年消費性支出構成I圖3中國居民人均全年消費性支出構成II（比重）
由上述圖表可以看出，中國居民的消費支出由2000年的人均6668.13元，上升到2007年的26821.60元，消費水平已得到極大提高，但與世界平均水平相比還很低，亞洲開發銀行(ADB)在近期發表的一份調查報告中指出，中國的人均生活水平排在世界第128位。
從消費結構來說：
年人均食品消費支出由2000年的2778.83元上升到2007年的10790.22，可見中國居民的消費能力已得到極大提高，食品消費比率由2000年41.67%下降到2007年的40.23%。國際上常用恩格爾系數來衡量一個國家和地區人民生活水平的狀況。根據聯合國糧農組織提出的標準，恩格爾系數在59%以上為貧困，50-59%為溫飽，40-50%為小康，30-40%為富裕，低于30%為最富裕?？梢姡袊用窨傮w上實現了小康目標，這主要是由城鎮居民消費水平快速提升拉動的，但是城鎮居民的恩格爾系數已由1978年的57.5%下降為2008年的37.3%，達到了國際衡量標準中的富裕階段，間接反映出中國的城鄉差距在不斷擴大。
居住消費明顯增加，由2000年人均596.41元上升到2007年的2051.99元，消費比率也由2000年10.46%上升到2007年的14.95%。住戶條件不斷改善，平均每人現有住房使用面積呈現增加趨勢。但由于占絕大比率的低收入與其價格差距較大，短期內還不可能形成較強的購買力。消費正處在從一般水平向高檔水平轉變的孕育階段。
衣著消費支出由2000年的720.95元上升到2007年的2972.35，其消費比重由2000年8.94%下降到2007年的7.65。可以預測，在未來的幾年內，中國居民衣著消費比重將呈平穩下降趨勢。但由于衣著消費的絕對量在增加，人們在衣著消費中更加追趕時髦，更注意質量和款式。這些均表明中國居民消費水平在提高。
2007年人均家庭用品消費支出為4010.59元，約是2000年697.63元的5.7倍，其上升幅度是消費結構組成中最大的，這說明中國居民消費能力已得到極大提高。但其消費比率卻由2000年5.90%下降到2007年5.17%，這說明大部分家庭己經購買彩電、冰箱等耐用電器，基本上處于飽和狀態。隨著科學技術的發展，高科技耐用家電產品的生命周期越來越短，對耐用消費品更新換代的速度必將越來越快。
醫療保健、交通通訊消費增加迅速，分別由2000年7.24%，10.81%上升到2007年9.09%，11.08%。前者說明因為人口結構老齡化、人們的保健意識增強以及城鎮醫療保險制度改革使個人醫療負擔適當增強。后者說明為方便生活，節省時間的現代通訊工具和交通工具迅速進入居民家庭。
娛樂文教消費總量在不斷提高，由2000年人均393.52元上升到2007年1386.08元，這說明中國居民文化娛樂活動更加豐富多彩，用于娛樂消費、旅游支出都有明顯增長。隨著工作強度的加大和生活節奏的加快，城鎮居民越來越注重閑暇時的娛樂，諸如旅游、度假等已成為消費熱點。并且由于獨生子女家庭的增加，父母望子成龍，加大對子女培養教育的投入。還有就是，隨著科技發展和社會進步，人們對自身學歷的提高越來越重視。但從消費比率來看，文教娛樂的消費比重開始逐年下降，2006年僅為8.11%，這與國家提出從2006年開始全部免除西部地區農村義務教育階段學生學雜費，2007年擴大到中部和東部地區的政策有關。
4中國居民消費結構影響因素的實證分析
本章節首先對影響消費結構的變量，包括社會保障水平、受教育水平、技術進步、利率、人口結構、城市化水平，進行單位根檢驗；接著把這些變量與消費結構的變量包括食品、居住、文教娛樂、醫療保健、衣著、交通通訊、雜項，放在一起進行因果檢驗和相關系數分析。
4.1單位根檢驗
表2消費結構影響因素單位：%
年份
SS
GHEP
RD
R
DR
UR
2000
1.53
1.02
1.00
2.25
29.9
36
2001
1.81
1.12
1.07
3.06
30.0
38
2002
2.19
1.27
1.23
3.47
41.7
39
2003
1.96
1.51
1.13
2.52
40.5
41
2004
1.95
4.14
1.23
2.25
38.6
42
2005
2.02
4.53
1.34
2.25
40.1
43
2006
2.06
4.95
1.42
1.98
38.3
44
2007
2.18
5.45
1.49
1.98
37.4
45
注:SS是社會保障支出總額占GDP的比重；GHEP是普通高等教育人口占總人口數的比重；RD是研究與開發的投入量占GDP的比重；R是金融機構一年期定期存款利率；DR是少年兒童與老年人口的總數占總人口數的比重；UR是市鎮人口占總人口的比重。
利用EViews3.1對上述6個變量進行單位根(ADF)檢驗，檢驗結果如下表所示:
表3:變量ADF檢驗
變量名稱
ADF檢驗值
P值
(C，T，N）
臨界值
1%
5%
10%
D(SS(-1)，2)
-2.965013
0.0251
(0，0，0)
-3.0507
-1.9962
-1.6415
D(GHEP(-1))
-1.926497
0.0954
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(RD(-1))
-2.127608
0.0709
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(R(-1))
-2.940666
0.0217
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(DR(-1))
-2.743578
0.0288
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(UR(-1)，2)
-8.660254
0.0001
(0，0，0)
-3.0507
-1.9962
-1.6415
在10%的顯著性水平下，Eviews3.1的檢驗結果表明GHEP、RD、R、DR這些變量都是一階平穩的，而SS、UR是二階平穩的，同時也說明這些變量本身是不平穩的。因此，不能對這些變量直接進行回歸，本文采取因果檢驗與相關系數來進行實證分析。
4.2因果檢驗與相關系數分析
選擇食品、衣著、居住、家庭設備與用品、醫療保健、交通與通訊、文教娛樂、雜項開支在總消費支出中的比例作為中國消費結構的結構變量，分別記為Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6、Y7、Y8。
用Eviews3.1對其進行ADF檢驗，結果見表7。
表4:結構變量ADF檢驗
變量名稱
ADF檢驗值
P值
(C，T，N）
臨界值
1%
5%
10%
D(Y1(-1))
-3.725314
0.0204
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y2(-1))
-3.116793
0.0356
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y3(-1))
-4.947263
0.0078
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y4(-1)，2)
-3.598566
0.0368
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
D(Y5(-1))
-4.353490
0.0073
(0，0，0)
-3.1714
-2.0056
-1.6458
D(Y6(-1)，2)
-3.603050
0.0367
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
D(Y7(-1))
-3.118931
0.0356
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y8(-1)，2)
-6.285693
0.0081
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
在10%的顯著性水平下，結構變量Y1、Y2、Y3、Y5、Y7是一階平穩的，Y4、Y6是二階平穩的，同時說明這些結構變量本身是不平穩的。
4.2.1食品結構變量影響因素
表5:食品結構變量影響因素Granger因果檢驗
變量
零假設
滯后期
F
P
結論
Y1
SS不是Y1的格蘭杰原因
2
0.01579
0.98457
接受
SS
Y1不是SS的格蘭杰原因
2
67.1668
0.08596
拒絕
Y1
GHEP不是Y1的格蘭杰原因
1
4.53328
0.1003
拒絕
GHEP
Y1不是GHEP的格蘭杰原因
1
0.03207
0.86658
接受
Y1
RD不是Y1的格蘭杰原因
1
0.54146
0.50265
接受
RD
Y1不是RD的格蘭杰原因
1
0.42696
0.54914
接受
Y1
R不是Y1的格蘭杰原因
1
1.49549
0.28849
拒絕
R
Y1不是R的格蘭杰原因
1
0.17164
0.69991
接受
Y1
DR不是Y1的格蘭杰原因
1
0.06458
0.81192
接受
DR
Y1不是DR的格蘭杰原因
1
0.01062
0.92288
接受
Y1
UR不是Y1的格蘭杰原因
2
0.92002
0.59339
接受
UR
Y1不是UR的格蘭杰原因
2
0.04539
0.95748
接受
從因果檢驗的結果表明:普通高等教育人口指數是食品支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為89.97%，普通高等教育人口指數是食品消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是食品支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為71.15%，金融機構一年期定期存款利率是食品消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、R兩個因素來進行實證分析。Y1與這兩個變量的相關系數如下所示:
表6:食品結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
R
Y1
-0.4118
0.2729
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y1(總消費中食品消費占的比重)有影響的主要是GHEP(普通高等教育人口指數)，且起到負的作用。這主要是由于高等教育人口指數越大，中國的教育水平越高，人們的總收入水平隨之提高，且消費觀念更加科學化，在保證基本的物質消費條件下，更增加了在精神文化等方面的支出，從而在食品消費絕對量增長的同時其比重呈下降趨勢。
但由于中國人口眾多，平均消費水平還比較低，尤其是廣大農村地區，其消費水平僅達到溫飽，正處于向小康社會奔進的發展階段，食品支出在消費總支出中依然處于主導地位，現階段食品消費結構與教育水平等變量的相關性還不是很顯著。
4.2.2衣著結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:少年兒童與老年人口的撫養比是衣著支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為63.50%，撫養比是食品消費結構的格蘭杰原因。因此，選擇DR來進行實證分析。Y2與其的相關系數如下所示:
表7:衣著結構變量影響因素的相關系數
相關系數
DR
Y2
-0.7059
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y2(總消費中衣著消費占的比重)有影響的主要是DR（少年兒童與老年人口的撫養比）且起到負的作用。這主要是由于少年兒童與老年人都是消費大于當期收入的人群，缺乏收入作為消費的支持和后盾，該類人群所占比越大，人們的消費壓力也越大，用于衣著這類可多消費可少消費的物品來說其在總消費支出中的比重自然隨之減少。另外，少年兒童與老年人對衣著品牌和款式的追求也不是十分強烈。
4.2.3居住結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為97%，普通高等教育人口指數是居住消費結構的格蘭杰原因；技術進步率即研究與開發投入占GDP總值的比重是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為91%，技術進步率是居住消費結構的格蘭杰原因；城市化率是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為71%，城市化率是居住消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、RD、UR三個因素來進行實證分析。Y3與這三個變量的相關系數如下所示:
表8:居住結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
RD
UR
Y3
0.6533
0.7244
0.6907
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y3(總消費中居住消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、RD(技術進步率)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。這主要是由于高等教育人口指數越大，技術進步率越高，人們的生產力水平越高，伴隨的收入越多，對住房這類高消費需求也越大。另外，隨著城市化水平的提高，大量的農村居民進入城市謀求發展，對住房的需求也十分強烈。
4.2.4家庭設備與用品結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:社會保障支出總額占GDP的比重是家庭設備與用品支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是75%，社會保障水平指數是家庭設備與用品結構的格蘭杰原因；研究與開發投入占GDP的比重是家庭設備與用品支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是72%，技術進步率是家庭設備與用品結構的格蘭杰原因。因此，應選擇SS、RD兩個因素來進行實證分析。Y4與這兩個變量的相關系數如下所示:
表9:家庭設備與用品結構變量影響因素的相關系數
相關系數
SS
RD
Y4
-0.6462
-0.5628
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y4(總消費中家庭設備與用品消費占的比重)有影響的主要有SS(社會保障水平指數)、RD(技術進步率)，且都起到負的作用。這可能是因為，社會保障水平越高，國家對居民的相關補助越多，像家電下鄉政策的實施，農村居民購買家庭設備與用品可以減免13%的費用，由當地政府部門給予補償等。另外，技術越進步，家庭設備與用品越先進，其耐用性越高，當人們已經購買了所需家庭設備用品后自然不會再輕易購買此類用品，因此，其受到各方面因素影響的作用有限，以上檢驗出的相關性不是十分顯著。
4.2.5醫療保健結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:受到普通高等教育的人口數占總人口數的比重是醫療保健支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為88%，普通高等教育人口指數是醫療保健消費結構的格蘭杰原因；城市化率是醫療保健支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為83%，城市化率是醫療保健消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、UR兩個因素來進行實證分析。Y5與這兩個變量的相關系數如下所示:
表10:醫療保健結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
UR
Y5
0.6515
0.6639
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y5(總消費中醫療保健消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。這可能是因為普通高等教育人口指數越大，人們受教育水平越高，越注重對身體的健康保養，另外，城市化進程越快，越多的人可以享受到城市里較好的醫療保健水平，但其消費價格也較高。
4.2.6交通與通訊結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是交通與通訊支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為84%，普通高等教育人口指數是交通與通訊消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是交通與通訊支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為73%，金融機構一年期定期存款利率是交通與通訊消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、R兩個因素來進行實證分析。Y6與這兩個變量的相關系數如下所示:
表11:交通與通訊結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
R
Y6
0.5841
-0.5022
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y6(總消費中交通與通訊消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、R(金融機構一年期定期存款利率)，前者起到正的作用，后者起到負的作用。高等教育人口指數越大，中國的教育水平越高，人們更注重信息之間的交流與交通的便利，對交通與通訊的需求越強烈。另外，金融機構一年期定期存款利率越低，人們用于儲蓄的資金越少，消費越旺盛，汽車、手機、電腦等交通與通訊設備已成為消費的熱點，是人們生活的重要組成部分，因此，利率越低在交通與通訊方面的支出越多。
但由于交通與通訊設備的使用期較長，已經購買了的消費者除非特別的愛好與追求不會再輕易購買同類產品，因此受各因素的影響有限，相關性不是十分顯著。
4.2.7文教娛樂結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為82%，普通高等教育人口指數是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；技術進步率是文教娛樂支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是74%，技術進步率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為75%，金融機構一年期定期存款利率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；城市化率是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為77%，城市化率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、RD、R、UR四個因素來進行實證分析。Y7與這四個變量的相關系數如下所示:
表12:文教娛樂結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
RD
R
UR
Y7
-0.5264
-0.5483
0.5009
-0.4149
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y7(總消費中文教娛樂消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、RD(技術進步率)，且起到負的作用。這可能是與近幾年國家實行的教學娛樂改革有關，國家越來越重視教育娛樂事業的發展，在教育娛樂方面的投入越高，居民個人在該方面的投入自然越少，因此，普通高等教育人口指數和技術進步率對文教娛樂結構變量起負的作用。
雖然，現在的家庭更加重視文化培養和生活娛樂，對教育質量和生活樂趣的投入越來越大，但由于家庭人口數的減少，越來越多的是3口之家，文教娛樂消費在總消費中的比重變化不大，且其也具有一定的消費剛性，受到各因素的影響有限，相關性并不十分顯著。
4.2.8雜項開支結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:少年兒童與老年人口的撫養比是雜項支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是57%，少年兒童與老年人口的撫養比是雜項開支消費結構的格蘭杰原因。因此，選擇DR這個因素來進行實證分析。Y8與這個變量的相關系數如下所示:
表13:雜項開支結構變量影響因素的相關系數
相關系數
DR
Y8
-0.9049
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y8(總消費中雜項開支消費占的比重)有影響的主要是DR(少年兒童與老年人口的撫養比)，且起到負的作用。這可能是因為少年兒童與老年人口的撫養比越大，生活壓力越大，將收入來源主要用在必需品上面，用于不十分緊迫的雜項上面的開支自然受到約束，其在消費結構中的比重自然越小。
4.3小結
社會保障指數、普通高等教育人口指數、技術進步率、金融機構一年期定期存款利率、少年兒童與老年人口的撫養比、城市化率，通過這些變量的單根檢驗以及與消費結構變量的因果檢驗及相關系數的分析，結果顯示(下面“+”表示影響因素對結構變量正的影響，“-”表示影響因素對結構變量負的影響)：
（1）影響食品消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(-)；
（2）影響衣著消費結構因素主要是少年兒童與老年人口的撫養比(-)；
（3）影響居住消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、技術進步率(+)、少年兒童與老年人口的撫養比(+)、城市化率(+)；
（4）影響家庭設備與用品消費結構因素主要是社會保障水平指數(-)、技術進步率(-)、少年兒童與老年人口的撫養比(-)；
（5）影響醫療保健消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、城市化率(+)、金融機構一年期定期存款利率(-)；
（6）影響交通與通訊消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、金融機構一年期定期存款利率(-)；
（7）影響文教娛樂消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(-)、技術進步率(-)、金融機構一年期定期存款利率(+)；
（8）影響雜項開支消費結構因素主要是少年兒童與老年人口的撫養比(-)；
5結論及政策建議
本文通過對消費結構變量及影響因素變量的平穩性檢驗、因果關系及相關系數的檢驗分析，得出影響中國居民消費結構各自的主要因素，針對上面分析的結果，給出以下建議：
1、對消費結構的調整要兼顧不同因素的綜合影響
2、推進教育體制改革，提高普通高等教育的深度和寬度
3、進一步實施計劃生育，控制少年兒童與老年人口撫養比的進一步擴大
4、加大科技投入，完善社會保障制度，提高人們的生活品質
5、降低利率，促進消費結構的優化升級
6、加快城市化改革步伐，提高人們的生活檔次
參考文獻1 王芳.城鎮居民消費結構影響因素的典型相關分析.經濟縱橫，2007(2):106-107
2 張黎鷗.我國城鎮居民消費結構的因素分析及預測研究.現代商業，2007(24):230-231
3 晏民春，楊桂元.近十年我國城鎮居民消費結構研究.統計與信息論壇，2004(3):72-76
4 易月輝，孫鳳.地區差異對城鎮居民消費結構的影響分析.預測，2000(1):66-70