时间：2022-05-13 09:20:05
[关键词]消费水平消费需求农村经济
农民消费是我国消费市场最重要的部分，只有农民消费水平的到提高，中国的经济增长才能摆脱出口依赖型。目前农村居民消费水平较低，严重影响着农村经济的发展。由此必须提高农民消费水平，使其成为拉动消费的新增长点，成为发展农村经济的重要途径。
一、提高农民消费水平，对农村经济发展的作用
消费水平有狭义和广义之分，我们通常所说的消费水平一般是狭义的消费水平，它是指按人口平均的消费品(包括服务)的数量，反映人们物质文化需要实际满意程度。消费水平的提高，不仅要求增加消费品数量，而且要求不断增加提高消费质量。因此，消费水平是一个综合指标，最终会表现为人们的健康水平、科学文化水平和生活享受水平、消费环境的质量等等，反映人们物质文化需要的满意程度。
1.提高农民的消费水平，有利于形成农村经济可持续发展的动力
经济增长依靠的是社会需求的拉动，必须通过调节社会需求以调节社会生产而达到发展社会经济的要求。现在政府正不断的出台种种方案来刺激内需增长，其中有一点就是要扩大农村居民的消费，农民消费成为拉动农村经济增长的首要动力。
2.提高农民消费水平，促进农村产业结构优化升级
农民消费水平的提高，可以改变消费需求，促进消费结构优化升级，通过消费品生产结构和相关产业链上附属产业结构的调整促进产业结构的优化。
3.提高农民消费水平，有利于促进就业和提高农民的科学文化素质
在农村，农民消费的提高势必带来消费质量的提高，促使文化教育消费的增加，带动经济增长。提高消费中的科技和知识文化中的比重，提高消费质量，就能从根本上提高消费力，从而可以促进消费力和生产力之间、消费和生产之间的良性循环。
二、农民消费水平较低的原因分析
1.农民的可支配收入较低，消费水平差距持续扩大
弗里德曼认为，居民的持久性收入是决定其消费的重要因素，没有可支配收入的增长，消费水平就不可能提高。我国现在还只是满足了基本的生存需要，消费水平还没有升级、消费结构没有优化，消费水平还未得到真正的提高。
2.农村基础设施薄弱，抑制消费水平提高
目前我国农村消费市场的公共配套尚处在低级水平，农民购物难、用点难、行路难、上网难等问题突出，影响了农民的购买积极性，主要表现在以下几个方面:一是电力供应跟不上、电压不稳定，收费较高;二是电视、通讯、网络等信息基础设施建设滞后;三是交通道路建设有待完善。
3.农村的社会保障体系不完善
目前，我国农村社会保障体系建设还不完善，农民储蓄倾向较强。现在农村的医疗成本居高不下，农村医疗保健型消费出现被迫的大幅增长，医疗保健费用已成为农民消费支出中增幅最大的一项。近年来，随着我国教育、医疗服务价格的上涨，农民对未来支出的预期大大增加，进一步降低了农民的现时消费，抑制了消费水平的提高。
4.农村市场体系尚未建成，商品流通渠道不畅
当前，农村市场体系尚未建成，商品的流通渠道也不畅，农民买、卖难的问题十分突出。一方面，许多商品在城市处于过剩状态，而在农村却难买到;另一方面，农民辛辛苦苦生产出来的农副产品由于距中心城市相对较远，交易成本大，农产品难以适时卖出，不能转化为农民的实际收入，制约了消费水平的提高。
5.消费环境不佳，严重侵害消费者权益
当前的消费环境不乐观，制约了居民需求扩大，造成了居民消费不安全和对消费环境的缺乏诚信，这些都直接影响到消费者的消费心理和购买勇气，抑制居民的消费欲望，影响居民消费力的提高。
三、提高农民消费水平的方法
1.增加农民收入，建立促进农民增收的长效机制
我国必须统筹城乡经济发展，建立促进农民增收的长效机制，切实增加农民收入，提高农民的消费力。扩大农民就业机会，增加农民收入，提高农民的有效购买力;加快农村基础设施建设，促进农村的现代化建设，扩展农民的消费能力;建立完善农村教育服务体系，提高农民的素质，让农民可以及时有效地掌握市场的信息，把握市场动向，推进农村产业化进程。
2.改善农村消费环境，加强基础设施建设
要加大农村的电力、交通、通讯网络、等基础设施设的力度;还要加大力度整顿和规范市场经济秩序，为广大农民营造一个健康、安全的消费环境。同时在农村增加消费者投诉网点，运用法律武器维护农民的消费权益，为农民消费水平的提高提供可靠的社会保障。
3.完善农村社会保障体系，增强农民消费信心
必须建立和完善农村社会保障体系，提高农村社会保障水平。首先要加快推进新型农村合作医疗制度建设，保障农民群众的健康安全;其次要建立农村养老保险制度，使农民消除后顾之忧，敢大胆消费;第三是要加大农村救助帮困力度，加快建立农村最低生活保障制度，使贫困农民基本生活有所保障。
4.健全流通体制，加强农村市场体系建设
必须加大农村市场体系建设力度，形成多渠道全方位多层次的流通格局，搞活农村市场，支持城市流通企业经营网络向农村延伸，从而全面提升农村的综合流通能力;以小城镇建设为依托，鼓励各类投资主体投资农村商业设施建设，大力发展与农村消费直接相关的零售业。
5.大力发展农村消费服务业，增加消费热点
农村消费服务业是带动农村消费提高的重要领域，是促进农村消费水平升级的重要方式。首先鼓励支持企业面向农村调整产品结构，开发和设计适合农民消费需求特点以及消费环境的产品系列;二是把向农民提供商品和提供服务结合起来，鼓励生产流通企业在农村设立售后服务网点，优化农村消费环境;三是大力发展农村休闲旅游，拓宽农村消费领域，刺激农村形成新的消费热点。
参考文献:
关键词：居民消费；收入水平；动态关系；城乡差异
一、序言
消费模型是宏观经济学中最基本的研究对象之一。在现实生活6中， 由于影响居民消费的因素很多，如收入水平、商品价格水平、消费者偏好、家庭财产状况、消费信贷状况、风俗习惯等， 所以出现了多种消费理论。国际上比较流行的消费理论有： 绝对收入消费理论、相对收入消费理论、生命周期消费理论 、持久收入消费理论等。
本文基于1978-2008年中国历年城乡居民人均全年消费水平、人均全年收入水平、财产收入以及CPI等数据，实证分析中国城乡居民人均消费水平与人均收入水平之间的动态关系及城乡差异。
二、数据来源及说明
本文分析采用的样本取自1978-2008年的中国经济数据， 源于历年的中国统计年鉴。用中国城镇居民人均全年消费性支出、人均全年可支配收入分别反映城镇居民消费水平和收入水平。 用中国农村居民人均全年生活消费支出、人均全年纯收入分别反映农村居民消费水平和收入水平。用人均存款余额近似替代财产性收入，用城市和农村CPI指数表示物价水平。
三、模型建立及估计
本文要从城市和农村两个区域研究影响消费的因素。对于定性变量，可以引入虚拟变量D（I）。
农村与城市边际消费相同，惯性影响相同，然而，自发消费城市是农村的三倍左右。
模型2较模型1能更好的反应影响消费的因素。首先，可拟优度比较高；其次，惯性消费从经济意义上来看，也是消费的影响因素之一；最后，著名经济学家杜森贝利提出的相对收入消费理论是本模型的佐证。
四、结论
本文运用计量经济学分析方法对中国城乡居民消费进行研究， 得出以下结论：
中国城镇居民人均收入和消费水平始终高于农村居民收入和消费水平， 且均呈上升趋势。近年来，中国城镇居民生活水平提高较快， 而农村居民生活水平增长缓慢， 农村居民与城镇居民生活水平差距有扩大趋势。
中国城乡消费的主要影响因素为当期收入和惯性消费（上期消费）。每收入1元，平均消费0.42元，同时上一期消费平均每增加1元对本期消费所带来的惯性影响为0.47元。
中国城市人口自发消费是农村的3倍左右。城市自发消费为129.43元，但农村仅仅为43.75元。（作者单位：西安财经学院）
参考文献
【关键词】消费函数；消费性支出；可支配收入；预防性储蓄；流动性约束
凯恩斯（Keynes，1936）在《就业、利息和货币通论》中提出了“消费函数”的概念。认为收入和消费之间存在函数关系，在他看来，“无论从先验的人性看，或从经验中之具体事实看，所得之绝对量愈大，则所得与消费之差距亦愈大。一般而论，实际所得增加，则储蓄在所得中所占的比例增加”。该理论就是凯恩斯著名的“边际消费倾向递减规律”。消费变动同收入变动始终保持着函数的关系，称为消费函数。
一、凯恩斯消费函数
假设在决定居民消费的众多因素中，除收入外，其他因素都保持不变。凯恩斯用C=C（y）来表示消费和收入之间的关系，其中C是消费支出，y是收入水平。边际消费倾向MPC=c/y，平均消费倾向APC=c/y。如果消费支出和收入水平间存在着线性关系，则边际消费趋向为一常数，可以线性化地表示为：Ct=a+bYt，其中Yt表示第t期的可支配收入，Ct表示第t期的消费性支出，系数b表示边际消费倾向（MPC），和增加一单位的收入所引起的消费增加部分，系数a表示自发消费，消费函数表示自发消费与收入的引致消费之和。
二、凯恩斯消费函数实证检验
（一）模型构建
本文根据凯恩斯绝对收入假说消费理论，建立以下消费函数模型：Yi=β1+β2Xiμi。其中β1和β2为总体回归函数中的系数，μi为总体扰动项。本文首先根据1980至2012年内蒙古城镇居民人均年消费性支出和人均年可支配收入的数据做散点图，从而检验两个变量间是否存在相关关系。通过检验可以发现：人均年消费性支出和人均年可支配收入两个变量间相互关系的散点图上的点接近于一条直线，这说明两个变量间是存在线性相关的关系的。
（二）实证分析和模型求解
本文根据凯恩斯消费函数的指标，选取了内蒙古城镇居民1980至2012年人均年消费性支出（Yi）和人均年可支配收入（Xi）共计33年的数据（单位：元）。这些数据摘自内蒙古自治区统计局编著的《辉煌的五十年》和《奋斗的内蒙古》，其余原始数据分别摘自历年《内蒙古统计年鉴》。
本文数据的处理使用Excel 2007，样本数据的实证分析使用Eviews 5.0软件工具。采用最小二乘法（OLS）对样本数据进行回归，回归估计的主要结果回归估计参数β=0.762307，表明内蒙古城镇居民人均年可支配收入如果每增减变动1元，那么城镇居民人均年消费支出就相应地增减变动0.762307元。这与凯恩斯消费函数中边际消费倾向的经济学意义相符。可决系数调整后R方为0.9983，表明找整体上所构建的模型对样本数据的拟合程度较高，也就是说解释变量“城镇居民人均年可支配收入”对被解释变量“城镇居民人均年消费支出”的绝大部分做出了解释，该估计模型也通过了T检验。
（三）异方差性的检验和修正
根据上述最小二乘法（OLS）的回归结果进行异方差检验，由White检验可知，Obs*R-squared=18.83061>x■■（2）
5.99147，因此拒绝原假设，但不拒绝备择假设，即该模型存在异方差，需要进行异方差的修正。
本文运用了加权最小二乘法（WLS）进行异方差修正。分别运用权数w1=1/X，w2=1/X∧2，w3=1/spr（X），模型经过这三种权数进行修正后的效果如下表1所示。
表1 三种权数修正结果
由于W3的调整后R方值（拟合程度）比W1的调整后R方值要好很多，同时W3的F值也要比W1的F值高很多，综合考虑，本文选择采用较优的W3做权数修正后的结果。
通过运用加权最小二乘法（WLS）而进行异方差的修正后，Obs*R方值=2.099138
（四）自相关的检验和修正
本文对于异方差修正后的回归结果，进行了自相关性的检验。Durbin-Watson stat=0.76089。对于样本量为33，一个解释变量的模型，5%的显著性水平，由查DW统计表可知，dL=1.383，dU=1.508。此时模型的DW=0.76089，正好落在0到dL=1.383之间的正自相关的区域，拒绝H0：p=0，即本例存在自相关。为解决模型的自相关问题，我们对X进行滞后一期处理，消除了自相关对本模型的影响。具体结果见下表2。
表2 修正自相关滞后一期结果
（五）回归方程与实证结论
由表4异方差修正后估计结果可得回归方程为：Yi=
20.83403+0.776226Xi；Se=（113.7098）（0.015839）；t=（0.183221）（49.00804）。调整后R方=0.998895，F=13108.54，df=31，DW=1.54816均达到理想水平。
本文根据内蒙古自治区城镇居民近33年的人均年消费支出和可支配收入进行了回归分析，得出如下结论：解释变量“城镇居民人均可支配收入”对被解释变量“城市居民人均年消费支出”的99.88%以上的差异做出解释；通过t检验，本文认为解释变量“城市居民人均可支配收入”对被解释变量“城市居民人均年消费支出”有着显著的影响（置信度为95%）。从而证实了凯恩斯消费函数在经济社会中的有效性和实用性。
三、政策建议
（一）增加城镇居民纯收入
根据本文得出的实证结论：“城市居民人均可支配收入”对 “城市居民人均年消费支出”有着显著的影响（置信度为95%），这说明了内蒙古城镇居民的人均年消费支出和可支配收入直接相关。所以要想提高居民的消费水平，首先要想方设法提高居民的可支配收入。只有经济水平提高了，才有可能提高消费水平。提高城镇居民可支配收入，可以通过大力发展特色、绿色生态产业战略，保证内蒙古经济的可持续发展，提高城镇居民的可持续收入。由粗放、传统和封闭型的经济模式向集约、现代、开放型的经济模式转变，从而逐步走向产业化发展的道路。
（二）完善社会保障制度
我国社会保障建设力度的加强对提高居民未来收入，增强居民对消费的信心有着举足轻重的作用。我国用于公共医疗的政府开支，在财政开支中的比例比其他国家低很多，尽管实行全民医疗尚不现实，但可以实行政府主导下的公益保险制度，即由政府出面并根据不同的收入水平对不同的阶层给予财政补贴，再加上企业和个人的出资来购买医疗保险。还要利用保险制度，完善医疗保障。
（三）发展诚信消费信贷
通过发展消费信贷的方式可把中低收入阶层居民未来收入变现为即期收入，从而提高居民即期的消费水平。居民可借助消费信贷这一手段购房、买车和旅游等，这不仅有助于消费结构的改善，更有助于消费层次的升级。发展消费信贷要从两方面入手，一方面从发展金融市场，提高金融服务质量等方面入手，改善贷款条件苛刻、贷款利率较高，降低消费信贷的门槛，完善个人信用积累制度，为居民提供跨期消费的客观条件。另一方面，要转变量入为出的消费历年，鼓励跨期消费，不断完善社会保障制度，从而使居民有跨期消费的愿望和能力。
参 考 文 献
[1]马克思，恩格斯.《马克思恩格斯全集》第1卷.人民出版社，1972
[2]汪浩瀚.《微观基础、不确定性与西方宏观消费理论的拓展》.经济评论.2012（2）
[关键词]文化消费；农村居民；收入；实证分析
[DOI]1013939/jcnkizgsc201705020
1引言
我国的文化产业目前发展迅猛，但与发达国家相比还比较落后。原因主要是我国人民对文化产业的有效需求还不足，尤其是我国农村居民文化消费占全国文化总消费的比重是偏低的，农村居民文化消费方面严重不足抑制了我国文化产业的发展。
国内外学者从理论和实证方面对文化消费与收入的关系进行了深入的研究，Brito和Barros（2005）的研究表明，收入ξ幕产品消费起正相关的作用。DinizMachad（2011）通过相关性分析，认为收入对文艺服务消费起正相关的作用。王娟等（2014）定性分析了我国城乡居民文化消费结构，认为文化消费在将来能成为推动经济增长的重大力量。仝如琼等（2010）的研究分析，认为居民可支配收入、消费热点和消费环境对文化消费有重要影响，并提出相关建议。
本文运用了单位根和协整检验，并且以误差修正模型等计量方法对农村居民收入水平与收入结构对农村居民文化消费的关系进行了实证分析，探讨了农村居民收入水平与收入结构对农村居民文化消费的影响。
2理论方面的分析
21确定模型包含的变量
在文化消费与收入水平关系中，字母RC表示被解释变量――文化消费支出，字母RY表示解释变量――农村居民人均纯收入，为了表现出文化消费发展的继往性，引入前期文化消费支出作为解释变量。
在文化消费与收入结构的关系中，字母RC表示被解释变量――文化消费支出，解释变量以收入结构的指标表示，字母RG、RJ、RZ分别表示工资性收入、家庭经营性收入、转移性收入。
22构建理论模型
根据相对收入假说，文化消费与收入水平关系的数学模型：
RCt=α0+α1RYt+α2RCt-1+μt（t=1，2，…，n）
由于农村居民收入结构的数据差异较大，不利于进一步的研究和解释，因此先对数据作取自然对数的处理，处理后的文化消费分别与工资性收入、家庭经营性收入及转移性收入之间关系的散点图如下图所示。
由以上分析，文化消费与收入结构关系的数学模型：
logRCt=β0+β1logRGt+β2logRJt+β3logRZt+μt（t=1，2，…，n）
23数据的收集与处理
本文以《中国统计年鉴》上选取全国范围内的时间段为1995―2013的时间序列数据，并对数据进行适当处理在分析之前，在研究收入结构时，为了减少数据之间的差异和消除异方差，对RC、RG、RJ、RZ进行自然对数变换。
3实证分析
31文化消费与收入水平关系的实证分析
311变量的平稳性检验――ADF检验
农村居民文化消费支出与人均纯收入具有明显的趋势性，如果不经检验直接建立回归模型，可能引起伪回归的争议。本文同时利用Eviews对RC和RY进行ADF（Augmented Dickey-Fuller）单位根检验方法检验，并检验了变量的平稳定，表1为其分析结果。
由表1可知，RC与RC都是不平稳序列，经过一阶差分后，两者都是平稳的，即ΔRC～I（1），ΔRY～I（1）。故可用EG检验分析RC与RC的协整关系，同时判断RC与RC有无长期均衡关系。
312变量的协整检验――EG检验
注：本文中***表示在1‰水平上显著，**表示在1%水平上显著，*表示在5%水平上显著，无标志说明检验值不显著。
采用单位根对上述方程的残差序列进行平稳性检验，结果见表2。
结果表明，根据简单OLS估计的收入与文化消费的协整方程，协整方程的残差的平稳性较好，由此得出农村居民人均纯收入协整与文化消费支出。
对协整方程的序列相关性、多重共线性及异方差性依次进行检验，结论为：协整方程具有多重共线性，而不具有序列相关性与异方差性。因此可运用广义差分法克服多重共线性，差分后得到的方程为：
经计量检验该方程不存在多重共线性。统计检验结果表明，样本回归方程对样本的拟合优度很高，解释变量对被解释变量的解释能力达到了9870%。在999%的置信水平下，RCt与线性关系显著，与RCt-1线性关系不显著。
313格兰杰因果检验
通过VAR模型确定最佳滞后期为1，继而对农村居民文化消费与收入水平是否存在格兰杰因果关系进行检验，如表3所示结果。
RY是RC的格兰杰原因，即收入水平的前期值可作为文化消费支出本期值的解释变量。
314建立误差修正模型――ECM模型
上述协整分析表明农村居民文化消费支出与人均收入存在长期均衡关系，然而农村居民收入水平对文化消费支出的影响不显著。文化消费支出在短时间范围内总是偏离均衡值的，根据格兰杰因果检验得知，通过建立误差修正模型，即ECM模型来反映农村居民文化消费支出与人均收入存在短期内的关系。
32文化消费与收入结构关系的实证分析
321变量的平稳性检验――ADF检验
利用Eviews进行ADF检验，ADF单位根依据SIC准则检验最佳滞后阶数，SIC值越小，表明滞后阶数越佳。结果见表4。
结果表明，根据简单OLS估计的收入结构与文化消费的协整方程的残差是平稳的，因此，我国农村居民收入结构与文化消费是协整的。
对协整方程的序列相关性、多重共线性及异方差性依次进行检验，结论为：协整方程具有多重共线性，而不具有序列相关性与异方差性。因此可运用广义差分法克服多重共线性，差分后得到的方程为：
对差分后的方程进行计量检验。统计检验结果表明，样本方程与样本有较高的拟合度，且在95%的置信水平下，logRCi与logRGi、logRZi线性关系显著，与logRJi线性关系不显著。
323格兰杰因果检验
通过VAR模型确定最佳滞后期为1，继而对农村居民文化消费与收入水平是否存在格兰杰因果关系进行检验，见表6。
324建立误差修正模型――ECM模型
考虑到滞后分别的影响，建立ECM模型，经过WLS调整后得到以下方程：
33实证分析结果
根据上述对文化消费与收入水平的关系的分析，可以得到以下基本结论：我国农村居民文化消费水平和收入水平存在着长期的均衡关系，然而农村居民收入水平对文化消费支出的影响不显著。文化消费支出随居民的收入增加1元时而增加0015元，但是本期文化消费支出随居民在前期文化消费支出增加了1元却可增加0874元。说明长期内虽然收入水平对文化消费会产生一定的影响，但影响远不及前期文化消费，即居民的消费习惯强烈。由误差修正模型可知，文化消费的增长与收入水平在短期内的增长线性关系不显著，而文化消费的增长与前期文化消费及收入水平增长的线性关系显著。由此得出，农村居民的文化消费的当期水平及增长额都主要取决于前期消费水平，也就是居民的消费习惯。
根上述对文化消费与收入结构关系的分析，可以得出以下基本结论：我国农村居民文化消费水平与其收入结构存在着长期的协整关系。工资性收入对文化消费支出具有显著影响，其弹性为0822，即RC随RG每增加1%而增加0822%；家庭经营收入对文化消费扩大不具有显著作用；转移性收入对文化消费扩大具有抑制作用，产生抑制作用与预期不符，可能的原因是选取的数据过少，无法准确地估计出转移性收入的情况，因此得到的弹性值不具有实际意义。在短时间范围内，文化消费的增长受到所有因素的影响，但是本期工资性收入和前期工资性收入产生的影响最显著。
4结论
本论文从实证分析方面验证了农村居民文化消费与收入水平和文化消费与收入结构的关系，结果显示，农村居民的文化消费很大部分上取决于农村居民的消费习惯以及工资性收入。
参考文献：
[1]高铁梅计量经济分析方法与建模Eviews应用及实例[M].北京：清华大学出版社，2006
[2]宋焕如我国农村居民消费需求影响因素的实证分析[D].济南：山东大学，2010
[3]刘丁瑶中国农村居民文化消费研究[D].长春：吉林大学，2013
[4]胡宝娣中国农村居民消费影响因素的实证分析[D].重庆：西南大学，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，张桂香收入结构对城镇居民文化娱乐消费的影响分析[J].消费经济，2013（6）
[8]谭涛，张燕媛，唐若迪，等中国农村居民家庭消费结构分析：基于QUAIDS模型的两阶段一致估计[J].中国农村经济，2014（9）
[9]刘晓红经济学视阈下中国农村居民文化消费需求探析[J].经济与管理，2012，26（2）
[10]于淼财政支农支出对我国农村居民消费影响的实证研究[D].长春：吉林大学，2015
[11]李国年中国制造业与碳密度关系研究――基于中国1980―2011年数据[J].首都经济贸易大学学报，2014（2）：57-61
[12]王娟，陆克斌我国农村与城镇居民文化消费的比较研究[J].长春理工大学学报：社会科学版，2014（11）：90-92
关键词：单位根与协整检验；因果关系检验；实证研究
1引言
中国当前经济中有一个重要问题，那就是居民消费水平与经济增长速度存在诸多的不协调，本文基于我国1978～2007年的数据，就我国经济增长与居民消费水平之间的长期关系进行协整检验。
2研究方法和数据说明
2.1相关方法介绍
根据文章研究内容的需要以及计量经济学上对时间数据的处理原理，并且结合数据选取的特点，首先采用协整检验方法来处理时间序列变量的非平稳性，当然了，如果数据选取的很好，并不需要进行平稳处理，但是之前的检验是十分必要的。其次，如果存在非平稳性，经过处理的数据还要进行Engle&Granger因果关系检验，目的是检验时间序列经济变量之间是否存在着长期的、稳定的关系。在这篇文章中，通过检验我国经济增长与居民消费水平之间的关系，如前者与后者为同阶单整，且它们之间存在平稳的线性组合，就表明协整关系存在，否则反之。在进行检验时，主要采用E-G两步法、ADF单位根法，Granger因果法来具体的解释变量之间的关系。
2.2数据来源说明
文章的研究主要是利用国民生产总值GDP和居民消费水平两个重要的时间序列，在一般情况下，时序数列取对数之后一般不会改变其时序性质，不改变协整关系，故为了消除数据序列的异方差性，文章对经济变量数据进行了处理。其中变量GDP代表国民生产总值的对数时间序列，变量PCC代表居民消费水平的对数时间序列，对数曲线如图1所示。并且所有的数据均来自于的2008年《中国统计年鉴》。时间段选取为1978年到2007年。
3分析
文章根据研究的方法一，利用协整分析来先检验时间序列的平稳性。从图1可以看出，GDP和居民消费水平PCC具有类似的时间趋势，这表明着两个序列可能具有共同的趋同成分，即：这两个变量均表现出非平稳的特征，而经过一阶差分之后的两个序列基本平稳
3.1平稳性检验
对数据进行平稳性检验主要是由于大多数时间序列都是非平稳的，而平稳性又在建模过程中有重要地位，所以文章便对经济变量进行了平稳性检验。根据相关文献知道，时间序列平稳性的检验方法主要有自相关函数检验和单位根检验。目前采用最常用的是单位根检验
检验结果中知道，样本区间内的GDP、PCC是非平稳的。而D(GDP)、D(PCC)却是平稳的。故D(GDP)、D(PCC)序列都是一阶单整所以GDP、PCC的一阶差分序列是平稳序列。
3.2协整检验
根据协整检验的相关步骤，可以知道：在进行检验之前，必须首先进行估计方程，这个步骤通常利用Eviews软件便可得，这里不需要做详细的论述，只给出相应结果为：GDP = 1.16*PCC + 0.88
(138.2) (33.4)=0.9985
F=19101.63
并且根据回归方程的分析看出，我国居民消费水平对GDP的弹性约为1.16。说明对GDP有强大的推动作用。
其次估计方程后，就要进行检验了，由上一步结果很容易知道估计的残差e是：e= 1.16*PCC-GDP+ 0.88
3.3变量的Granger因果关系检验
前2个检验并不能说明经济变量之间的关系，所以最后我们进行的Granger因果关系检验是为了进一步分析我国经济增长与居民消费水平之间的关系
同样从以上的图表分析可以看出，GDP与PCC之间的因果关系受滞后期影响，当滞后期为1时，在10%的显著水平下，可以发现在1978～2007年之间，我国存在从经济增长到居民消费的单向因果关系，即经济增长导致了居民消费水平的增加，这主要是因为经济的发展导致居民收入增加，进而促进消费的增加。当滞后期为2期和3期时，GDP与PCC具有很强的Granger双向因果关系， 这符合经济学理论和中国的现实国情。消费、投资和出口是拉动收入增长的“三驾马车”，尤其消费需求是推动一国经济增长的主导力量，也是一国发展经济的最终归宿，而经济的发展与居民收入增加之间的相互推进关系也表明了，经济的发展会引起消费的增加，同时，消费的刺激也促进了经济的向前发展。
4相关结论及建议
4.1结论
从以上的检验结果中可以知道，居民的消费是与经济的增长之间存在着密切的关系的，这也符合经济学常识。并最终得出的综合结论为：
①居民消费水平与经济增长之间存在长期稳定的协整关系。从表2可以看出，消费和经济增长之间存在唯一的协整关系。具体关系通过协整方程表现出来，居民消费PCC 每增长1个百分点，GDP就增长约1.16个百分点。说明居民消费促进了我国的经济增长，而且是众多发展因素中重要的一个原因，其作用明显。
②通过格兰杰因果检验来看，当滞后期为1时，存在从经济增长到居民消费的单向因果关系，说明我国经济增长会使居民消费水平的增加。而当滞后期为2期和3期时，GDP与PCC具有很强的Granger双向因果关系。近几年国内提出“扩大消费，促进经济增长”也证实了居民消费在促使经济增长上的持久影响。且经济的增长最终也会促进居民消费的增加。长期作用下，居民消费水平和经济增长之间会达到一个均衡稳定状态。
4.2对策建议
目前，由于美国次贷危机引发的全球性经济危机的影响，我国经济增长水平要想提高，要想更好更快的发展，需要进一步扩大居民消费以增强其对经济增长的拉动作用。可以从以下几个方面采取相应的措施：
①税收政策可以作为一个重要的政策手段，从增加居民可支配收入、提升居民消费能力的角度，对现行的政策措施进行相应调整。适度降低居民个人的税负，相对增加居民的可支配收入；同时运用税收政策刺激居民的消费意愿，从而扩大居民的消费需求。
②针对性地引导人们消费观念的转变，将过去的引致消费转变为自主消费。如政府在鼓励消费者消费某一类商品或限制消费者消费某些商品时，可通过价格调控来引导，增加商议性价格的成份等等，注重闲暇时间消费的引导，尤其是对假日消费的引导，从而合理引导居民自主消费方向。
③完善社会保障制度， 这是刺激居民消费最根本的方法，可以促进合理的社会消费供需结构的形成，这样才能从根本上消除人们的消费顾虑，减少预防性储蓄，促使人们大胆消费。
参考文献
[1]李子奈.计量经济学[M].北京:清华大学出版社，2000.
[2]张晓峒.EViews使用指南与案例[M].北京:机械工业出版社，2008.
【关键词】人口年龄结构；标准消费人；消费函数
一、引言及文献回顾
消费是总需求的构成部分之一，研究消费的决定具有十分重要的意义。自改革开放以来，我国经济突飞猛进，但居民消费率却持续下降，这一低消费高储蓄的现象引起国内外学者的关注，他们大多解释为居民的“预防性储蓄”动机、中国保障制度的不健全等。随着经济的发展及计划生育政策的实施，我国的人口年龄结构迅速老化，并进入老龄化社会，人们逐渐关注人口年龄结构对消费的影响，国内外的学者在这个领域各有建树。
国外的主要有凯恩斯的绝对收入假说、杜森贝利的相对收入假说、弗里德曼的持久收入假说、莫迪利安的生命周期假说。这些假说都建立在一系列的假设前提下，且大部分都是从收入角度出发研究。国内的众多学者也大都在这些理论的基础上，从宏观层面研究影响消费的因素，一些学者（何宗焱，2010；郭孟轲，2011）通过建立消费函数，从收入、价格、收入分配等因素中的某一因素出发进行研究。但随着人口年龄结构对经济发展的影响越来越大，近年来，我国很多学者已经开始从不同的角度对此进行研究。1986年5月在北京召开的“老龄问题国际讨论会”上，就有学者就人口老龄化与经济发展问题发表了自己的观点。学者的研究方向也渐渐向人口年龄结构转移，部分学者（王国维，2004；郑贞，2009；）根据某一具有代表性的城市的时间序列数据，在古典理论模型的基础上将人口年龄结构作为变量引入消费函数，研究在老龄化背景下的人口年龄结构对经济发展的影响并通过了检验。
上述学者的研究，涉及到经济发展对人口年龄结构老化的影响、人口年龄结构老化对经济发展的某一方面的影响，并没有过多关注人口年龄结构对消费的影响。因此本文在前人研究的基础上，在相对收入假说模型上引入人口年龄结构变量和标准消费人。据1978-2010年的数据，研究了进入老年化社会的中国，人口年龄结构变化对消费水平的影响，并用该函数对中国现在总体消费结构进行分析，对未来消费趋势进行预测。
二、理论基础及模型建立
（一）理论基础
根据杜森贝利的相对收入假说，消费者的消费支出不仅受自身收入（目前的收入、过去收入和消费水平）的影响，且还受周围人消费行为及收入与消费相互关系的影响。则消费函数可近似地简化为：Ct=b0+b1Y1+b2Ct-1+ut。其中Ct-1为第t-1期的消费支出。
根据统计可将人口分为三个年龄组：少年人口（0-14岁）；成年人口（15-64岁）；老年人口（65岁及以上）。一般来说，不同年龄人群的消费需求是不同的，青年时期收入较低；中年一部分储蓄属于正储蓄；退休后，收入下降，消费会大于收入。假定收入一定，年龄构成变化会影响总消费需求。关于少年消费需求相对于成年人消费需求的多少以及老年人消费需求相对于成年人消费需求的多少问题，有研究认为少年的消费需求少于成年人，而成年人和老年人的需求关系不明确，在理论上证明了人口年龄构成会对社会平均消费水平的影响。
（二）建立模型
1.直接引入人口年龄结构的消费函数
在给定消费水平条件下，消费函数为：Ct=ctPt。（Ct为消费总额，ct为人均消费水平，Pt为总人口）。从上式来看，影响总消费水平的因素有人口总数和人均消费水平，而影响人均消费水平的因素有很多，如人均收入水平、人口年龄结构等，直接引入人口年龄结构变量可得到：ct=a1+a2yt+a3agedt+a4cht+ut（1）
其中ch、l、aged分别代表的是少年人口、成年人口、老年人口的比重。
2. 间接引入人口年龄结构的消费函数
该模型的建立主要是通过引入标准消费人的概念，将社会总人口折算成总标准消费人数。并运用到相对收入假说中，得到排除了人口年龄结构影响的消费函数模型。最后再将以人口年龄结构表示的标准消费人带入模型中，得到总消费函数。
（1）得出标准消费人
假定中国总人口P中，少年人口有Ch，成年人口有L，老年人口有Aged。少年人口平均消费水平相当于成年人口的α倍，老年人口消费水平相当于成年人口的β倍。因此，将所有的人折算成标准消费人，即以成年人消费水平作为标准。则在人口为P的情况下，共有标准消费人SCP。SCP=αCh+L+βAged（2）
容易得出，总标准消费人数SCP占总人数P的比例为 SCP/P=αch+l+βaged，假定总消费额为C，则标准消费人的消费水平可以表示sc=C/SCP。
（2）将标准消费人引入消费函数
标准消费人的消费水平排除了人口年龄结构的影响，因此决定消费水平的因素剩下了人均收入水平，消费习惯等。根据相对收入假说，建立引入标准消费人的消费函数为：
sct=a1+a2y+a3sct-1+ut （3）
其中sct是t年标准消费人的消费水平，sct-1是t-1年标准消费人消费水平。
（3）将人口年龄结构间接代入消费函数
由上分析，消费函数受人均收入水平的影响，即sct=a1+a2yt+ut两边同乘以标准消费人总数SCP，得到总消费函数：Ct=a1PtSCPt/P+a2Yt/P*SCPt 即Ct=a1Pt+a2Yt-（1-β）（a1Pt+a2Yt）agedt-（1-α）（a1Pt+a2Yt）cht （4）
三、数据整理及实证分析
（一）数据整理
1. 人口年龄结构与消费水平数据：根据我国统计历史年鉴中有关人口、年龄结构、GDP及消费水平等资料可以计算得各年人均GDP和人均消费水平数据，得各年龄层次（即少儿，成年人，老年人）的人口比重。
2. 标准消费人及标准消费水平数据：假设一个15-64岁的成年人为一个标准消费人，他们的消费水平作为标准消费水平。并按一定比例把少儿和老年人折算成标准消费人。因为在目前的研究中，关于少儿、成年人、老年人的消费系数（即消费比例）没有权威统一的数值，且大多学者认为老年人和少儿消费量要低于成年人消费量，因此为了使模型更具有代表性和研究的方便，赋予该消费比例（少儿：成年人：老年人）两组数值：0.6：1：0.8；0.5：1：0.9。
（二）模型的检验――消费函数分析
1. 对直接引入人口年龄结构变量的消费函数模型的检验
根据上文所阐述的理论假设和函数模型，我们用1978-2010年间的有关数据对人口结构、人均GDP、消费的关系模型式（1）在Stata中进行回归分析，利用数据可得下列模型：
ct=1425.9+0.2799yt-0.505cht+358.2agedt （5）
t值：[1.78] [28.53] [0.03] [4.71]
p值： [0.086] [0.000] [0.974] [0.000]，同时，R2=0.9958，校正后的R2=0.9954。
由回归结果可看出，人均GDP、老年人比重与人均消费之间呈强显著关系，而少儿比重与人均消费之间关系不显著（基本上不具有相关关系），该模型中很好的反应老年人比重对消费的显著影响，而未能反应少儿比重对消费是否有显著影响（t值不显著），不能准确反应年龄结构对消费的影响。所以，需引入标准消费人的概念，再对模型进行回归分析与检验。
2.对采用标准消费人消费水平的消费函数模型的检验
（1）利用数据对模型（3）进行回归分析（消费系数：少儿，成年人，老年人=0.6，1，0.8）
sct=259.1+0.2094yt+0.496sct-1 （6）
t值：[3.61] [6.07] [4.93]
p值：[0.001][0.00] [0.00]，同时R2=0.9923，校正后的R2=0.9917
由回归结果可知，当消费系数为0.6：1：0.8时，人均GDP对于人均消费有显著影响，同时前期消费水平对当期消费也存在显著影响，此验证结果证明该模型高度拟合了我国1978―2010年期间消费与人均GDP、前期消费水平的关系。
（2）利用数据对模型（3）进行回归分析（消费系数：少儿，成年人，老年人=0.5，1，0.9） Sct=266.2+0.2072yt+0.508sct-1 （7）
t值：[3.55] [5.87] [5.00]
p值：[0.001] [0.00] [0.00]，同时R2=0.9918，校正后的R2=0.9913
由回归结果也看出，当消费系数变为0.5：1：0.9时所得结果也都表明以标准人为基数的消费水平与绝对收入之间存在非常显著的线性关系。综上可知：两组数据所得的拟合优度都达到了99%以上，因此，可利用该模型对未来消费趋势进行预测。
（3）总消费函数的分析
以消费系数比0.6：1：0.8为例，将估计得到的模型参数（a1=447.59，a2=0.378，α=0.6，β=0.8）代入式（4），可得：
ct=447.59+0.378yt-0.2（477.59+0.378yt）agedt-0.4（477.59+0.378yt）cht （8）
式（8）表明随着人均GDP的提高，老年人比重对消费的边际影响会上升，即老龄化对消费需求的影响将变大，同时，由于年龄结构变动的影响，人均GDP提高所带来的人均消费水平提高的速度减小为：
c′t=0.378-0.0756agedt-0.1512cht（反映了年龄结构对于消费的影响）。随着老龄化程度加深，消费水平提高的速度逐渐减小，最终会降低未来的消费水平。
四、结论
1.通过分析模型，直接将人口年龄结构引入消费函数得出的结果与经济理论不相符，不能反映人口年龄结构对人均消费水平的影响。而通过标准消费人概念间接地将人口年龄结构引入消费函数，可较好地反映出人口年龄结构对人均消费水平的影响。
2.通过对间接引入人口年龄结构的消费函数的验证可知老年人口和少年人口比重的边际消费倾向与人均收入有关，人均收入越多，老年人口的边际消费倾向就越大。
3.消费增长率有平缓下降的趋势， 人口年龄结构对拉动家庭消费影响很大。因此要扩大内需，促进消费增长， 应对人口结构变化产生的社会文化与个体经济背景变化引起充分的重视。
总之，提高国内需求水平不仅需要增加居民的可支配收入、提高居民福利水平等，同时也应根据人口年龄结构的需求结构相应调整消费结构。
【参考文献】
[1]龚曙明，欧阳资生.持久收入假说消费函数的改进[J].统计与决策，2008（4）.
关键词：杭州市 ，城镇居民；消费结构；恩格尔系数和扩展线性支出系统（ELES）模型
第一章 绪论
1.1 论文选题的学术和实用意义
中国消费市场的发展态势，既是我国新一轮经济增长的隐患和契机，同时也是撬动世界经济的杠杆。目前，我国经济增长过分依赖于投资与出口，对消费需求的重视严重不足，这必将导致经济增长原动力的倾斜，抑制国民经济的健康和可持续发展。我国城镇居民消费一直是构成我国最终消费的主体，但是其发展已步入正轨，发展潜力有限。因此，消费需求的发展趋势很大程度上反映了国民消费需求的发展趋势，扩大消费内需的关键在于发展城镇的消费需求，刚起步的消费市场才是未来我国消费市场的重点和热点。其重要性不仅体现于庞大的市场规模，也体现于巨大的市场潜力。马克思在《资本论》中说:“没有离开消费的生产，消费为生产提供最终的动力”。在经济学 GDP 分析中，消费、投资和净出口被誉为拉动经济增长的“三驾马车”，其中作为总需求构成因素之一的消费需求对经济增长具有持久的推动力。最终消费是由居民消费和集团消费两部分组成，居民消费又可分为城镇居民消费与农村居民消费两类。随着我国计划经济体制向市场经济体制的转轨，国民经济基本保持健康平稳的发展，社会产品日益丰富，居民生活消费选择空间不断加大，消费对生产供给及国民经济发展的反作用力越来越明显。
消费作为国民经济活动中的重要一环，在经济生活中特别是对经济的增长起着根本性的作用。这主要体现在：从需求方面看，消费对经济具有直接与间接拉动作用；从供给方面看，消费能够创造出生产发展所必需的人力资源，从而创造出社会生产力；从均衡性角度看，消费又起着“自动稳压器”的作用，防止国民经济大幅度地波动；从结构方面看，消费结构变动是产业结构变迁的根本动因，可引导产业结构不断地升级，促进经济增长。从理论上讲，消费结构问题是消费经济研究的重要内容，是一定时期人民群众消费状况的重要标志。居民的消费结构，不仅仅涉及消费领域的问题，更是社会再生产过程中的一个重要问题。从社会再生产过程来看，衡量一个国家经济发展的水平和层次，衡量一个国家国民经济运行的状况是处于良性循环状态还是处于不良运转时期，关键问题之一就是看居民的消费结构是否合理。进行消费结构的分析研究，对了解居民自身的合理消费、社会消费水平、社会经济结构及其变化以及进行宏观经济调控、平衡市场供给与需求，都具有很重要的作用。就杭州市区城镇的情况来说，经过改革开放二十几年的发展，特别是自 1995年杭州市以来，居民生活水平有了跨越性的提高，当前正处于从初步小康型向全面小康型转变的关键时期。同时，杭州市国民生产总值的增长和居民收入水平的不断提高，城镇居民家庭生活消费水平，特别是消费结构较以往发生很大变化。细致地研究近几年来杭州市居民的结构变化状况，系统地把握消费结构变化同经济增长的关系，对准确把握居民消费需求、促进居民消费具有指导意义。从经济发展的角度，微观方面，可以为企业、商品生产者组织生产、合理决策提供现实参考；宏观方面，可以为本市的产业结构调整和国民经济的宏观决策提供依据，达到优化产业结构、合理配置资源、促进经济稳定增长的目的。
1.2 论文研究目的，内容和技术路线
① 研究的目的
1）利用理论分析和实证分析的方法了解杭州市城镇居民消费消费支出结构变动的特征，寻求影响杭州市区城镇居民消费变化的因素。
2）通过恩格尔系数和扩展线性支出系统（ELES）模型对城镇居民消费结构进行研究分析
3）根据消费变动的原因和与经济增长的关系，得到合理化结论，为政策制度的建立和完善提供依据。
② 研究的内容
研究是以杭州市城镇居民消费结构变化为考察和分析对象，研究的时期主要是 1995 至 2008年杭州市城镇居民消费状况。主要研究内容：
1）概述城镇居民消费结构的基础理论和内涵，消费结构变化及发展的一般趋势和意义，论述城镇居民消费结构变化对经济增长的影响。
2）运用恩格尔系数和扩展线性支出系统（ELES）模型，计量经济分析方法、统计分析方法和比较分析法，对杭州市城镇居民消费结构变化进行分析，对城镇居民家庭消费结构的变化和特点进行分析，找出消费变化中存在的问题，提出合理化对策建议。
③ 技术路线
1）首先是对消费结构的综述，描述国内外的消费结构的研究，再对消费结构概念和应用的阐述。
2）然后是对杭州市城镇居民的消费统计数据和家庭消费数据样本进行分析，根据需要选取建立消费函数、扩展线性支出系统(ELES)模型的方法，对杭州市城镇居民消费影响因素变化和特征进行实证分析，找出影响的主要因素。
2）再是对城镇居民的消费结构研究方法的一个总结。
3）最后从实证论的角度，论述城镇居民消费结构变化与经济增长之间存在着相互联系、相互依赖、相互补充、相互促进、相互制约的关系。针对主要影响因素给出促进经济增长的可行性对策建议，给出政策制度的合理依据。
1.3 国内外研究现状综述
1.3.1 国外消费结构的研究综述
西方对消费结构的研究较早，17 世纪末，乔治金对曾对工人阶级生活消费进行了系统的研究，当时消费结构被称为“预算分析”或“收支研究”。他不仅从宏观的角度分析了国家消费支出的构成情况，还从微观的角度分析了英国家庭的生活消费支出结构。最早提出“消费结构”这一概念是在 19 世纪末 20 世纪初，爱德华迪克佩蒂阿格兹收集了不同社会阶层、不同收入组的消费结构资料，并首次提出家庭消费结构消费支出的分类方法。弗里德里克勒普拉尔对消费结构的研究主要是调查每一家庭的生活收支情况，目的为了社会改革服务【1】。 研究消费结构最突出的代表人物就是德国统计学家和工程师恩斯特恩格尔，1857 年他在研究当时欧洲大陆居民几十年的消费数据，特别是居民的食品消费与总消费以及与总收入之间的关系后提出：一个家庭收入越少，其总支出中用来购买食品的费用所占比重就越大；反之，一个家庭收入越多，其总支出中用来购买食品的费用所占比重就越小【2】。这就是世人所熟知的著名的“恩格尔定律”。马克思在分析社会资本再生产时，把社会生产两大部类中的生产消费资料的部类进一步区分为生产必要生活资料和生产奢侈消费资料这样两个分部类【3】；此外在《剩余价值理论》中，马克思把消费品区分为以商品形式存在的消费品和以服务形式存在的消费品【4】。这实际上以宏观的角度分析了消费结构。恩格斯也曾把消费资料划分为生存资料、享受资料和发展资料，揭示了人们的消费结构从低向高发展的历史进程。列宁则更明确地指出过：“一定的消费状况是比例的要素之一”，他还概括了需求上升规律，即一个国家的生产率较高，工人的工资也较高，满足的需求也就较多【5】。这些都是对消费结构的阐释。当代西方消费经济理论是在古典消费经济思想和理论的基础上发展起来的，其主要内容包括：消费者行为理论、消费函数理论、消费结构理论、消费水平理论、消费品的供给和分配中的政策和技术问题等等。近现代许多西方学者对消费理论提出了各种假说，如凯恩斯的绝对收入假说，杜森贝里的相对收入假说，弗里德曼的持久收入假说，莫迪里安尼的生命周期假说等，为消费结构的研究奠定了理论基础。到了 20 世纪 60 年代，西方经济学家开始把家庭作为消费决策的基本单位，分析消费结构。其中，希尔提出“家庭文明”分析，斯梅尔塞等提出家庭消费支出功能分析，威廉威尔斯和乔治古伯尔利用“家庭生命周期”对消费行为进行分析，体现了消费结构在家庭消费中的变化趋势。在研究方法上，恩格尔定律被提出以后，它的适用性得到了现代西方经济学家普遍认同，随着经济学家对消费结构变化的不断研究，按照恩格尔定律的基本规律，得出了衣着消费支出类似食物消费支出的变化规律，称之为恩格尔定律的引申定律。在研究各国居民生活水平时，经济学者经常使用恩格尔系数来表达自己的学术观点，也是定量研究消费结构的开端。最近几年，消费结构的主要研究方法是线性支出系统模型及扩展的线性支出系统模型。线性及扩展的线性支出系统是用收入水平、价格水平等做解释变量，只能反映总支出和价格变动对消费结构的影响，对一些潜变量对消费结构的影响，如地区因素、收入分配因素、预期因素等潜变量对消费结构的影响无法显现出来。因此，一些国外学者提出用面板数据的方法研究消费结构，即用 PanelData 方法分解潜变量对消费结构的影响，主要代表人物有乔晨、马蒂尔斯和塞维斯特，该方法在消费结构研究中有着广泛的应用前景，使消费结构研究进入了崭新的阶段。
1.3.2 国内消费结构的研究综述
我国对消费结构研究起步较晚，发展迅速。著名经济学家董辅礽教授在 1963发表的《关于消费问题的探讨》一文中指出“社会主义社会劳动者的消费构成，一方面是由他们的需求结构决定的，另一方面是由消费基金的物质构成决定的。”这里的消费构成等同于消费结构。改革开放后，党和政府开始对此高度重视，消费结构的研究真正活跃起来，对消费结构的全面深入的理论研究开始进行，从“六五”起到“九五”国家都将消费结构方面的研究列为社会科学研究基金项目。1983 年由尹世杰教授主编的《社会主义消费经济学》填补了我国经济科学一个空白，开拓了经济理论研究的新领域。在这部著作中，尹世杰教授专门分章系统研究了消费结构问题，是我国进行消费结构理论研究的开端。
八十年代中期至上世纪末是我国消费结构理论发展的十分重要的阶段，在这十几年里相继出版了几部专门研究消费结构的专著，包括中国社科院杨圣明教授于 1986 年所著的《中国消费结构研究》；山东大学林白鹏教授于 1987 年所著的《中国消费结构学》和1993 年所著的《中国消费结构和产业结构关联研究》；尹世杰教授于 1988 年所著的《中国消费结构研究》和于 2000 年所著的《中国消费结构合理化研究》。这些著作把中国消费结构学的研究推上一个又一个的新台阶，并且基本构筑起了我国现有消费结构理论体系。杨圣明教授在《中国消费结构研究》中从宏观和微观两个方面入手，研究了消费结构及其之间的相互关系，书中建立了数学模型和对消费结构的预测方法，这些方法至今仍有较大的借鉴意义。林白鹏教授《中国消费结构学》中把消费结构作为一个要素放在社会再生产这个大系统中研究，指出：“消费结构的变化的不同阶段是生产力一定发展水平的反映，在社会主义国家研究消费结构有特殊意义”。在《中国消费结构与产业结构关联研究》中，林白鹏教授首次将消费结构和产业结构两个领域联系起来研究。他认为产业结构和消费结构是两种相辅相成的经济要素，产业结构只有适应消费结构的变化，才能从根本上解决生产与消费的矛盾，使产业结构的调整与人民生活水平的提高结合起来。
尹世杰教授的《中国消费结构研究》一书是以我国居民的生活消费结构为着眼点，以消费需求为始点，以经济、社会、文化等影响消费结构的诸因素为内容，以消费结构合理化为目的，并以满足人民群众消费需求和提高消费质量为终点，建立了自己的消费结构理论体系。为解决我国经济发展中居民消费结构出现的新情况给予了理论指导。他的新著《中国消费结构合理化研究》更反映了当代消费结构研究的最新成果，开创了消费结构研究的新局面。在对现阶段我国消费结构定量的研究和预测方面，江西财经大学的董福荣教授从中国家庭消费结构方面入手；山东大学藏旭恒教授从居民资产与消费选择行为关系方面研究，在他所著的《中国消费函数分析》中，研究了消费结构、消费倾向、消费的收入弹性以及和利率价格的关系；国家计委宏观经济研究院范剑平研究员以及孙凤研究员分别从居民消费与经济发展关系方面和消费行为数量研究方面作了深入研究。这些研究使得我国对消费结构学的研究理论系统逐步发展和完善，为推动经济发展打下坚实的基础。
1.3.3 居民消费结构与经济增长关系的研究现状
国内关于居民消费对经济增长影响的研究，长期以来得到论证，居民消费是拉动一个国家或地区经济增长的源动力。大量文献对于城乡居民的消费对经济增长的影响力度进行了具体分析，提出了城乡居民的消费对经济增长均有很大影响但是力度不同的观点。在消费对经济的促进作用方面，国家统计局课题组通过对中国居民购买力水平的实证研究，得出“提高城乡居民购买力水平是扩大内需的关键”结论；河北经贸大学课题组经过实证分析，得出推动经济增长的主要因素是内需的增长，投资对经济增长的贡献小于消费对经济增长的贡献率。刘缉川在《江西农村居民消费研究》一文中认为消费是经济增长的主要动力，对经济增长具有重要的拉动作用，对人力资本具有创造作用，消费还是防止经济萧条的稳定力量。
常欣在《供给与需求结构双向调整》中指出，目前中国经济增长的格局已由“资源约束”转为“需求约束”，消费在一定程度上会制约经济的增长。敖琴在《缩小城乡居民收入差距与扩大农村居民消费需求》中认为，占全国人口总数三分之一的城镇居民消费占了全国居民消费的 70%左右，城镇经济在国家经济中占据着主导地位，其发展水平将直接影响我国经济的发展速度与水平。城镇居民消费对整个社会经济的增长做出了巨大贡献，其变化将直接引起市场供求的变化。这些变化将关系到城镇自身乃至全社会的发展。从消费结构与经济持续增长关系的角度，经济发展史表明，经济增长促进消费结构升级，消费结构升级推动经济增长，两者互为条件、相互促进。刘树信《改善山西消费结构拉动经济增长的政策思考》一文，研究了山西省消费结构改善拉动经济增长，论述了应该如何按照消费的要求对产业结构进行调整。张泽一的《城乡居民家庭消费水平、消费结构对经济增长的影响》，文章论述了消费结构是如何通过产业结构对经济增长产生影响的问题。
黄丽馨的《广西消费结构与产业结构关联的实证分析》，在文章的论述中提出了消费结构通过产业结构优化促进经济增长的思想。在家庭消费结构方面，高荣升《中国城镇居民消费行为与特征研究》中对比考察一些典型国家居民家庭消费结构的变化特点，通过借鉴和参考这些国家的经验，以实现我国家庭消费结构的优化。余金凤《论我国居民家庭消费结构的优化》指出家庭消费结构是整个消费结构的基础。我国经济要持续保持适度增长和协调发展，必须始终保持国内消费市场对经济发展的有效拉动，扩大国内消费需求，优化家庭消费结构。由于众多经济学家的不懈努力，我国的消费结构理论体系已经基本成形，其主要内容包括消费结构的类型、影响消费结构的因素、消费结构合理化的指标和途径、消费结构的差异、消费结构的国际比较以及消费结构与产业结构的关联等，为我国消费结构理论研究的发展做出应有的贡献。
第二章 消费结构的基础理论
消费结构理论是消费经济理论的重要组成部分，消费结构的研究将宏观经济中的消费理论与消费实际联系起来，为宏观消费问题提供了实证研究的角度、方法及应用。
2.1 消费结构的基本概念
致谢
时光如白驹过隙，转眼间，我已经在上海海洋大学度过了近4年难忘日子。在本文完成之际，我要向这几年里所有关心和支持我的老师和朋友们表示我诚挚的谢意!在这即将告别校园、走向社会的时刻，我由衷地感谢给过我指导和帮助、鼓励和欢乐的师长、朋友和家人。
在校学习期间，我在学习和生活上得到了老师们无微不至的关怀和帮助。老师们严谨的治学态度，渊博的学识，宽厚豁达而正直随和的为人风范，令我敬仰，永远是我学习的榜样。从治学态度到治学方法，从做学问到做人，都给了我莫大的启迪，让我受益终身。
我要感谢我尊敬的老师们。四年来，老师们悉心教授了我各方面的知识。特别是郑奕老师，本文从选题、构思、成文都倾注着老师的心血。在此，谨向我尊敬的导师致以诚挚的感谢!其次，我要感谢陪伴我度过四年大学生活的同学和朋友们。他们不仅让我的生活变得丰富多彩，而且帮助我克服了生活和学习中的一个个困难。这些珍贵的情谊我会永远珍惜。最后，我要感谢我的父母家人。他们无论在物质还是精神上都给我了极大的支持，他们的教导让我少走了很多弯路，他们的关爱让我充满了勇气与信心。
我所取得的任何成果都是老师，朋友和家人支持的结果，在这里我忠心祝愿他们生活幸福、身体健康！
感谢!
参考文献
[1] 董福荣. 中国家庭消费结构透视[M]. 北京：经济管理出版社， 1999， 51-52.
[2] 林白鹏. 中国消费结构学[M]. 北京：经济科学出版社， 1987， 26-27.
[3] 《马克思恩格斯全集》第 24 卷. 北京：人民出版社， 1972 ， 448-449 .
[4] 马克思. 《剩余价值学说史》第 1 卷. 北京：人民出版社， 1975 ， 4 .
[5] 《列宁全集》第 4 卷. 北京：人民出版社， 1984 ， 44 .
[6] 杨圣明. 中国消费结构研究[M]. 太原：山西人民出版社， 1986 .
[7] 尹世杰. 中国消费结构研究[M]. 上海：上海人民出版社， 1988.
[8] 刘缉川. 江西农村居民消费研究[J]. 中国农学通报， 2003.2 .
[9] 常欣. 供给与需求结构双向调整[J]. 科学决策， 2002.5.
[10] 敖琴. 缩小城乡居民收入差距与扩大农村居民消费需求[J]. 农业经济， 2005.4 .
[11] 刘树信. 改善山西消费结构拉动经济增长的政策思考[J]. 经济问题， 1999.7 .
[12] 黄丽馨. 广西消费结构与产业结构关联的实证分析[J]. 改革与战略， 2000.4 .
[13] 高荣升. 中国城镇居民消费行为与特征研究[D]. 武汉理工大学， 2003.
[14] 余金凤. 论我国居民家庭消费结构的优化[D]. 湖南师范大学， 2004.
[15] 尹世杰. 社会主义消费经济学[M]. 上海：上海人民出版社， 1983， 111.
[16] 程岩. 信息经济的社会信息化水平的测定[J]. 情报资料工作， 1993.5.
[17] 尹世杰. 消费经济学[M]. 北京：高等教育出版社， 2003.
[18] 刘方域. 消费经济学概论[M]. 贵州：人民出版社， 1984， 117.
[19] 厉以宁. 消费经济学[M]. 北京：人民出版社， 1984， 157-160.
[20] R. Stone: "Linear Expenditure System and Demand Analysis: An Application to the Patern ofBritish Demand"， Economic Journal， vo1.64 ， 1954.
[21] L. R. Klein and H. Rubin: "A Constant-Utility Index of Cost of Living"， Review of Economic Studies， vol. 18 ， 1949-50.
[22] 范剑平. 我国城乡居民消费结构的变化趋势[J]. 宏观经济研究， 2000.6，32-35
[23] 吴风庆. 扩展线性支出系统模型与居民消费结构分析[J]. 中国煤炭经济学院学报， 2000.9.
[24] 叶宗裕. 扩展线性支出系统模型的新应用—全国各地区城镇居民消费结构比较分析[J].管理新说， 2003.1.
[25] 易丹辉. 数据分析与 Eviews 应用[M]. 北京：中国统计出版社， 2002， 10.
[26] 《杭州统计年鉴》. 北京：中国统计出版社， 2009.
[27] 《中国统计年鉴》. 北京：中国统计出版社.1997，2006，2008.
[28] 陈秋玲，曹庆瑾，阿丽. 基于扩展线性支出系统模型的我国城镇居民消费结构分析.上海大学:2010.
[29] 藏旭恒. 中国消费函数分析[M]. 上海：上海人民出版社， 1994.
[30] 金世和. 消费经济学[M]. 沈阳：辽宁人民出版社， 1985.
[31] 王建华. 消费者需求分析引论[M]. 济南：山东人民出版社， 1993， 227-230.
[32] 万金发. 北京市城镇居民消费结构研究[D]. 哈尔滨工程大学， 2005.1.
[33] 尹世杰. 优化消费结构与全面建设小康社会[J]. 贵州财经学院学报， 2004.1.
关键词：信息经济时代 信息消费力 因子分析
内容摘要：本文在以往研究文献的基础上，对信息消费力大小的测评建立了因子分析模型。主要选取了人均可支配收入、信息消费倾向、电话普及率、互联网发展水平以及社会的教育水平五个因素进行了因子分析，最终得出信息消费的客体因素比主体因素对信息消费力的贡献更大的结论。文章选取了北京、上海和广东三个地区对信息消费力的因子模型进行了检验，检验结果与实际相符。
关键词：信息经济时代 信息消费力 因子分析
参考文献：
1.徐德云，徐海俊.论信息消费及其函数决定[J].经济理论问题，2003（1）
2.肖婷婷.我国城乡居民信息消费比较[J].经济问题，2010（2）
3.朱琛，孙虹桥.我国城乡居民信息消费的比较：基于1992-2008年的实证分析[J].中共云南省委党校学报，2010（12）
4.郑英隆，王勇.我国城乡居民信息消费的结构差异成长[J].经济管理，2009（1）
5.胡琪君.我国信息消费力指标体系构建[J].商业时代，2007（17）
6.肖艳，马哲明.消费主体对信息消费的影响分析[J].情报科学，2009（7）
7.崔建华.信息消费力几个理论问题研究[J].消费经济，2006（4）
8.朱红.信息消费水平测度方法研究[J].情报科学，2006（2）
9.吴钢华，杨京英，闾海琪. 信息消费系数及其测算方法研究[J].图书情报 知识，2007（2）
10.沈小玲.影响信息消费的主体因素分析[J]. 情报理论与实践，2008（6）
关键词：消费函数；边际消费倾向（MPC)
作者简介：朱明宣（1979-），男，山东泰安人,西安电子科技大学人文学院经济研究中心讲师，西安交通大学经济与金融学院2010级博士研究生，研究方向：金融。
中图分类号：F224.0 文献标识码：A doi:10.3969/j.issn.1672-3309（s）.2012.03.12 文章编号：1672-3309（2012）03-28-03
消费理论是研究一个经济体所有影响消费的相关因素如何影响消费水平的经济学理论。对消费理论的研究，西方始于凯恩斯（Keynes,1936）的绝对收入假说（Absolute Income Hypothesis, AIH）。凯恩斯是第一个把收入和消费联系在一起的经济学家，他的绝对收入假说对以后的经济学家研究收入和消费之间的关系有着非常重要的作用。在以后的消费理论发展方面出现了几个重要理论，包括由杜森贝里（J.S. Duesenberry，1968）提出的相对收入假说、由弗里德曼(Friedman,1957)提出的永久收入假说、由莫迪格利亚尼（Modigliani,1954）提出的生命周期假说和由霍尔（Hall,1978）提出的随即游走假说。
消费理论的线性化分析即研究能够正确表达该消费理论的消费函数代数表达式。消费函数是分析一个经济体中所有消费部门在一定条件下消费行为的一般函数，即反映消费与其各个决定因素之间的一般函数关系。凯恩斯消费理论提出了影响消费水平的最重要因素为收入水平，并建立了基于绝对收入水平的消费函数。本文主要研究分析凯恩斯消费理论中的“边际消费倾向递减”规律，并对凯恩斯消费函数的线性化形式重新修正，最后对边际消费倾向的取值及政策意义做一些探讨。
一、凯恩斯绝对收入假说消费函数的提出
约翰・梅纳德・凯恩斯在1936年出版的《就业、利息和货币通论》曾对其消费理论进行了详细说明，他是这样严谨地描述了他的消费理论：“我们把消费倾向定义为：存在于Yw和Cw之间的函数关系x”①，“消费倾向是一个比较稳定的函数，总消费量一般取决于总收入量。”②根据上述凯恩斯对其消费理论的相关论断，他认为消费与收入之间存在如下公式所描述的稳定的函数关系：
Ct=x(Yt),x'?酆0
其中Ct和Yt分别表示第t期的消费和可支配收入，x(Yt)表示消费函数表现形式，x'?酆0是为了保证消费水平随收入增长而增加。下面这段话的描述也是凯恩斯消费理论的核心内容：“我们可以具有很大的信心来使用一条基本心理规律。该规律为：在一般情况下，平均说来，当人们收入增加时，他们的消费也会增加，但消费的增加不像收入增加得那样多。”③。由此我们可以得到以下凯恩斯关于边际消费倾向的两个重要结论：
（1）对于每一个消费期而言本期消费与本期收入正相关；
（2）随着本期收入的每一单位的增加，本期消费的增长量小于本期收入的增长量，即满足条件0?刍x'?刍1。
在这两个结论下，再加上平均消费倾向（APC）会随着收入的增加而减少这一假设，现有的有关对凯恩斯绝对收入假说消费理论的研究均采用了下式作为绝对收入假说消费函数：
Ct=a+bYt （1）
其中Ct和Yt 分别表示第t期的本期消费和本期可支配收入，a和b是两个外生变量，a?酆0，表示自发性消费，而0?刍b?刍1，b表示边际消费倾向（MPC），（a/Yt+b）则表示平均消费倾向（APC）。而对于Ct=a+bYt的出处可参考加德纳・阿克利的《宏观经济学》④。但是通过对（1）式的分析可以发现，上式虽然能够直接反映消费作为收入的一个函数，但不能够解释凯恩斯的“边际消费倾向递减”规律：
一是在如上式所示的凯恩斯消费函数中，边际消费倾向（MPC）b被假设为一个0?刍b?刍1的常数，并不能反映出其随收入Yt的递增而递减；
二是通过（1）式我们只能得到边际消费倾向b在任何收入值条件下始终小于平均消费倾向（a/Yt+b），通过平均消费倾向a/Yt+b可以得到这一结论：消费在收入中所占到的比重随着收入的上升而下降。但这一变化是自发性消费a占收入的比例随收入的增加而下降引起的，因此我们只能得到平均消费倾向递减，并不能说明边际消费倾向是递减的。这就是（1）式的缺陷，所以用这一表达式来反映凯恩斯的绝对收入假说是不准确的，它没有表达出凯恩斯消费理论中最重要的假设―边际消费倾向递减规律。而边际消费倾向递减规律是绝对收入假说的重要理论基础，也是相关消费政策制定的主要理论依据。
二、对凯恩斯消费函数中边际消费倾向的修正
上面的论述主要分析了凯恩斯的绝对收入假说消费理论的主要内容，通过分析可以发现用Ct=a+bYt来表达凯恩斯绝对收入假说消费理论的局限。结合凯恩斯消费理论的其他一些分析，本文将对提出凯恩斯消费函数的修正表达式。
通过与凯恩斯绝对收入假说的对比分析，（1）式最大的不足是将边际消费倾向b看作是一个0?刍b?刍1的常量，并不是一个随收入Yt变化的变量，因此，边际消费倾向不能用常量b来表示。无论是根据凯恩斯本人的观点还是从经验上来看，“边际消费倾向递减”规律是客观存在的，因此，在凯恩斯消费函数的表达式中应明确表现出来。我们可以考虑用效用U(Ct)函数的一阶导数U'(Ct)代替b来表示边际消费倾向这一变量。根据效用函数的定义，我们可以用U'(Ct)表示边际效用。众所周知，根据“边际消费倾向递减”规律，边际消费倾向是随着收入的增加而递减的，即如果出现边际消费倾向递减，则说明总消费是增加的。同时根据“边际效用递减”规律，边际效用随总消费的增加是递减的，因此可以借助边际效用来表示边际消费倾向，当然需要在边际效用的前面加个系数。这样，凯恩斯消费函数可以近似表示为：
Ct=?琢+?茁U'(Ct)Yt （2）
其中Ct和Yt分别表示第t期的消费和可支配收入，?琢和?茁是两个常数，?琢?酆0表示本期自发性消费，?茁?酆0为一个常量，?茁U'(Ct)表示边际消费倾向（MPC，引入?茁的目的是将边际消费倾向与边际效用相区别），[?琢/Yt+?茁U'(Ct)]表示平均消费倾向（APC）。从（2）式来看，边际消费倾向依赖于效用函数U(Ct)和常数?茁的变化而变化，具体形式依效用函数的形式而定；同时，平均消费倾向收到两个因素而递减：自发性消费随收入上升而下降以及边际消费倾向递减。比如，我们假设消费者的效用函数采用最常用的对数形式，即令U(Ct)=lnCt，则U'(Ct)=1/Ct。代入上式可得凯恩斯消费函数为：Ct=?琢+■Yt ，求解可得：Ct=■+■=■+■×Yt，此时边际消费倾向为■，这是一个随收入Yt增加而递减的变量，满足凯恩斯的“边际消费倾向递减”规律；平均消费倾向为■+■，也是一个随收入增长而递减的变量。这说明这个函数符合凯恩斯的绝对收入假说所论述的消费理论：消费随收入增加而增加，但不如收入增加的快。
三、对凯恩斯线性消费函数的再探讨
根据凯恩斯的表述，其消费理论中关于边际消费倾向不稳定的假设，尤其是边际消费倾向取值为0?仔MPC?仔1的假设，凯恩斯也曾在其论著中明确指出“并不是绝对准确的，而是受到限制条件的约束……下列的命题，即：?驻Cw和?驻Yw具有相同的符号，但?驻Yw?酆?驻Cw；在这里，Cw为用工资单位衡量的消费”⑤，“它甚至会使消费超过收人”⑥，“有时也存在着使消费超过收入的动机”⑦，“它可以使边际消费倾向暂时离开正常值，然后逐渐回到正常值”⑧。因此，从理论上来讲必然客观存在MPC?叟1和MPC?燮0的可能性，MPC的取值应如下所示：
1、当时0?燮Yt?燮?琢，Ct=?琢?酆0，即在收入Yt比较低时，消费者也必须满足其基本的生活消费，不足部分?琢-Yt可以靠援助、政府补贴和借贷来实现。此时，?驻Ct=0，MPC=0，消费曲线为水平直线Ct=?琢。
2、当Yt?酆?琢时，此时的消费情况比较复杂，由于收入和消费的变化方向和幅度的不同，理论上来说边际消费倾向可以取值MPC?刍0、MPC=0、0?刍MPC?刍1、MPC?叟1或MPC=∝。但对于绝大多数消费者来说，边际消费倾向的变化只有两种情况：一是0?燮Yt?燮?琢时，MPC=0；二是Yt?酆?琢时，0
以上是对凯恩斯消费理论中边际消费倾向递减的一些分析，并用一个特例来说明凯恩斯消费函数的具体形式，最后对消费函数曲线的一般形式进行分析，目的在于更加准确理解凯恩斯的消费理论，更加明确地用消费函数反映“边际消费倾向递减”规律。由于存在消费者的边际消费倾向递减规律，对于既定的社会总收入来说，分配越均匀社会总消费水平就越高，这也是所有国家不断采用收入分配政策来调节收入差距的理论依据。我国收入差距越来越大，不仅造成我国现阶段社会消费与投资比例失衡，即总消费严重不足或总消费在国民产出所占比例过低，而且在消费不足的情况下，为了保障经济增长，人为扩大了经济对外依存度，造成我国国际收支大额顺差，同时加上国内经济投资需求旺盛，形成对内经济膨胀且对外经济双顺差的内外经济失衡局面。因此，建立在边际消费倾向递减规律基础上的收入再分配政策不仅可以降低我国居民收入差距，而且也是改善我国经济内外失衡的有效途径。
注释：
① ②③⑤⑥⑦⑧凯恩斯.就业、利息和货币通论[M]. 北京:商务出版社,2002:96;101; 101～102; 118～119; 103; 112～114; 127.
④ 加德纳・阿克利.宏观经济学[M]. 上海:上海译文出版社,1981:263～265.
参考文献：
[1] 吴克烈、李汇简.消费函数中的边际消费倾向[J].社会科学研究,2004,(02).
[2] 凯恩斯.就业、利息和货币通论[M].北京:商务出版社,2002.
【关键词】经济增长；居民消费；单位根检验；协整检验
一、引言
在经济社会中，一个地区居民消费水平的高低对当地的经济增长发挥着越来越重要的作用。消费水平是经济发展水平的体现，它经常为人们所关注。对居民消费支出按照人们实际支出的去向分类可以分为吃、穿、住、用、文化娱乐等。近年来，随着经济的发展和居民收入的提高，河北省居民的消费水平有了较大的提高，消费水平和消费结构发生了显著变化。经济增长真实的反映了一个国家或地区的经济运行状况，体现了国家或地区的综合实力和经济发展水平。所以，研究经济增长与居民消费的关系就显得尤为重要。消费是社会再生产的最终原动力和最新的起点，生产的最终目的是为了消费，为了更好地提高人们的物质生活水平，而消费又会进一步促进社会再生产和生产规模的扩大。消费需求规模的扩大和结构的升级才是经济增长的根本动力。在各种消费中，居民消费又是影响消费增长的最主要的因素。按照宏观经济理论，经济增长和居民消费在一定时期内应存在一种共同的变化趋势与均衡关系。
二、计量经济分析
由于现实中的时间序列数据大多数都是非平稳的，并且对非平稳序列的直接回归会造成“伪回归”现象，即本来不存在有意义关系的变量，经回归得出有意义关系的错误结论。协整检验是由Engle和Granger提出来的。协整的基本思想认为，尽管两个或者两个以上的变量中每个都是非平稳的，但它们的线性组合有可能相互抵消趋势项的影响，使该组合成为一个平稳的变量。协整理论为两个或两个以上非平稳变量之间寻找均衡关系，以及用存在的协整关系的变量建立动态模型奠定了理论基础。协整检验的常用方法有E-G（Engle-Granger）两步检验法和约翰森（Johansen，1988）检验法，对于多变量之间的协整关系，可以使用基于向量自回归模型的约翰森检验法。而Engle-Granger检验通常用于检验两变量之间的协整关系。本文检验的是居民消费与河北省地区生产总值的协整关系所以采用Engle-Granger两步检验法。在进行平稳性检验时，将采用ADF单位根检验。
本文使用的数据均来源于《河北经济年鉴2011》。研究的数据样本为河北省1978～2009的年度GDP和全省居民消费水平数据。用河北省的地区生产总值（亿元）即GDP表示经济增长，全省居民的居民消费水平（元）用X表示。对河北省以全省居民消费指标表示的居民消费水平和以地区生产总值（GDP）指标表示的经济增长进行单位根检验，结果表明两变量均为非平稳变量；取对数之后再次进行检验，仍然非平稳；对居民消费和地区生产总值的对数取差分后再进行检验，仍然非平稳，再次差分后检验，发现两变量均通过单位根检验，表明和是平稳变量。检验结果如表1：
由表1可知，LnX和LnGDP，在二阶差分的时候，中ADF值为-6.513798，小于a=1％时的临界值-4.309824。LnGDP中，ADF值为-5.392922，也小于a=1％时的临界值-4.323979，所以可以得出这两个时间序列都必须通过二阶差分后，才能达到显著性水平99％以上的平稳性。因此可以认为，两个时间序列LnX和LnGDP是I(2)的单位根过程，即LnX和LnGDP需经过二次差分后才能变为平稳序列，这是进行协整检验的前提。由单位根检验可知，LnX和LnGDP时间序列都是二阶平稳的，协整检验可以分两步进行。第一步，协整回归，用普通最小二乘法（OLS）估计LnX和LnGDP之间的方程，并计算非均衡误差。估计的方程为：
InGDP=1.262125lnX-1.418319；（84.27746）（-13.30300）；R■=0.902264F=7102.69.69DW=0.271043，残差的计算公式为：e■=InGDP-1.262125lnX+1.418319；第二步，检验的单整性，看看残差是否是平稳序列。通过单位根的检验发现：当滞后阶数为1，不含常数项和截距项的模型最适合，ADF检验的结果如表2所示：
残差序列的单位根检验可以看出ADF值为-2.1870229小于显著性水平为5%的临界值-1.952066，可以认为在的水平下，残差序列是平稳序列。也就是说存在和的平稳线性组合，即居民消费与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。
三、结论
经过分析，我们可以得出结论：河北省GDP和居民消费水平这两个时间序列都是非平稳的，并且都有各自的变化规律，短期内可能不一致；然而，从长期来看，二者之间有一种长期稳定的均衡关系。从回归方程中可知，居民消费确实对河北经济的增长有很大的推动作用。居民消费水平每增加一元，河北省GDP就能增加1.262125亿元。经济增长的幅度会随着居民消费水平的高低而有变化，但长期来看，居民消费水平和经济增长之间会达到一个均衡稳定状态。
四、对策建议
（1）提高居民收入水平。要注重提高居民的收入水平尤其是城镇居民的收入水平，刺激消费品市场需求，增强即期购买力。另一方面，住房是居民能进行稳定生活的基本保障，提高住房租金补助水平和住房公积金水平，增强居民消费信贷的还贷能力，这对居民生活水平的提高将起到重要作用。（2）完善社会保障制度，增强居民消费信心。政府应逐步完善包括住房、医疗、失业、养老等在内的社会保障体系，使居民能够看得起病，住得起房，老有所依，老有所养。同时，还要增加改革的透明度，减少居民对未来预期的不稳定性，解除人们的后顾之忧，从而增加居民对未来生活的乐观心理预期，逐渐树立消费信心，并使居民变远期的储蓄倾向为即期的消费热情。只有完善了社会保障体系，才能使居民有现期消费的信心，整个经济的形势才能活跃起来，从而进一步促进居民消费。（3）推动信用消费发展。加大信用消费的宣传力度，改变“勤俭持家”、“量入为出”的传统消费观念，使人们逐步接受信用消费这一新的消费方式，大力发展住房信用消费、汽车信用消费和信用卡消费。同时，也要完善信用消费市场的发展，引导人们正确的利用信用消费，保证信用市场的正常健康发展。
参 考 文 献
[1]孙静水．计量经济学[M]．北京：清华大学出版社，2008
【关键词】新疆；人口结构；消费水平
1.引言
“十一五”期间，随着中央对新疆各项政策的逐步开展，新疆社会各方面都有了较快的提高。但是与内地相比新疆社会仍有其不足之处，据统计数据显示：2010年乌鲁木齐市人均消费水平为每月2100元人民币，在全国排名第27位，与第一位的上海5350元相差甚远。而且新疆的人口结构也有其自身的特点，第六次人口普查显示，男女性别比由2000年的107.24下降为105.34；年龄构成方面，老龄人口比例加重；民族构成方面，全区少数民族人口也略有上升；受教育程度方面，同2000年人口普查数据相比，文盲人口比率由5.62%下降到2.36%，下降了3.26个百分点。
促进经济健康发展，优化人口结构水平是新疆乃至全国所面临的重要课题。2008年的美国次贷危机对我国经济包括新疆经济的发展产生了严重的影响，更加使得扩大消费成了现阶段我国国家及各地经济政策的重要着力点之一。另外，根据凯恩斯的相关理论推动国民经济发展的三大马车是：投资、消费及出口，因此研究消费水平变动的影响因素对于促进国民经济的健康快速发展有重要的意义。因此，本文试图运用理论分析与模型分析相结合的方式研究人口结构与消费水平的关系。
2.文献综述
欧阳艳蓉（2010）在《对人口结构研究现状的综述》中提到：人口结构有丰富的内容，它包括人口的自然结构、人口的空间结构、人口的经济结构、人口的社会结构以及人口的质量结构等。从文中可以看出人口结构的衡量指标是多方面、多角度的。
由美国经济学家F・莫迪利安尼和R・布伦贝格（R.Brumberg）、A・安东共同提出来的生命周期假说（1993）。这一假说反映了人口的年龄构成对居民的消费水平是有一定影响的，因此，可以从人口的年龄结构方面分析提高消费水平的途径。
消费心理学课程中提出：不同性别的消费者，由于其生理和心理特点不同，因而表现出不同的消费特征。一般认为，独立、自信、外向、竞争等特征是属于男性的，而依赖、顺从、文静等特征通常认为是属于女性的。虽然这些特征并不为某一性别所特有，但它们仍然影响着消费者的兴趣、需要和行为方式，由此形成消费者的性别特征。因此性别也是消费市场细分的重要依据之一。[1]
陈凡（1996）探讨了贵州少数民族在业人口结构对经济的影响；谭耀武（2003）则对广西人口结构变动就消费结构影响进行了分析。
虽然对人口结构和消费水平的研究不在少数，很大一部分是真对人口老龄化的角度分析人口结构对消费水平的影响，从人口结构其它方面，如性别比例、受教育程度、少数民族人口比重等，变动角度分析消费水平变动的文献及理念并不多见。本文试图从包括人口的年龄构成在内的多方面、多层次的人口结构变动还分析影响消费水平的变动。
3.人口结构变动与消费水平变动的相关性分析
3.1 人口结构变动与消费水平变动的定性分析
20年来，随着新疆经济的快速发展以及计划生育工作的深入实施，从统计年鉴的相关数据看新疆人口结构以及新疆居民消费水平都呈现了良好的发展势头。（如表1、表2）
人口的消费水平对居民的消费水平有一定程度上的影响，已有不少学者对此做过研究。从上面表格中新疆人口普查的数据（表2）以及表1中的消费水平数据可以看出，新疆人口结构变动对消费水平的影响和之前的研究结果很相似，故本文在此不做系统性分析只简要的概括总结。随着人口年龄结构的变动即老龄人口比例的提高，老龄化程度加深，使得消费水平提高的速度渐渐减少，最终会一定程度上降低未来的消费水平。
但其它的人口结构对消费结构的影响却是少有学者研究，所以以下本文就对表1中所涉及到的人口结构与消费的结构关系做理论及系统分析。
人口素质逐渐提高。新中国成立以后尤其是实施西部大开发战略以来，党和国家领导人高度重视西部地区特别是少数民族地区的教育事业。新疆政府和人民也借着党的政策的东风努力发展自身的文化教育事业，因此新疆的郊野事业得到了较快的发展，各类学校的在校生比重在近20年来处于稳步增长的状态。整体文化水平的提高，会导致新疆居民消费理念及消费行为的该变从而影响全疆的消费水平。新疆的男女比例比较稳定，一直维持在105:100左右，基本达到了标准的男女比例水平，这一因素对新疆消费水平的影响可能不是很明显，因此在对人口结构与新疆消费水平的相关关系时刻剔除该因素。另外，城镇化率（城镇人口/总人口），城镇居民好农村居民的消费心理以及消费方式也是有一定差距的，因而，城镇化水平也会在一定程度上影响消费水平。在全国各地进一步推进城市化水平时，新疆城镇化水平并没有太大变动，对其和消费水平的影响用系统分析的方法分析结果不会很显著，因此，本文不对两者之间的关系做系统分析。但理论上城镇化水平对居民消费水平是有一定影响的。
从表1中整理的数据可以看出，随着人口结构的不断优化，近10年来新疆居民的最终消费额的增长率基本保持增长的趋势，到2007年增长到了18.70%，由于经济危机的影响2008年、2009年两年增长率都略有下降。消费水平的变动是和上文分析的人口结构因素有相关关系的，下文本文就以系统分析的方法对消费水平的变动做定性分析。
3.2 新疆居民人口结构与消费水平的模型分析
新疆居民有其特有的人口结构特征，这一区域性的人口特征又会使新疆有其特有的消费水平。以下本文将运用运用Eviews6.0，对新疆居民人口结构与消费水平的相关性进行系统分析。
首先假设新疆人口结构特征与新疆消费水平的关系可用如下模型标示：Y=F（X1，X2，X3，X4）其中，Y是因变量代表新疆居民最终消费增长率，X1，X2，X3，X4，是自变量分别表示新疆人口自然增长率、新疆少数民族在总人口中所占的比例、城乡人口比例以及各类学校在校生的比重。把上述方程式两边求全微分得：
dY=d X1+d X2+d X3+d X4
等式两边再同时除以Y得：dY/Y=d X1/Y+d X2/Y+d X3/Y+d X4/Y，另d X1/Y，d X2/Y，d X3/Y，d X4/Y，d X5/Y分别为β1，β2，β3，β4。由上述推到过程可以看出βi的经济学意义是：在其他自变量不变的前提下第i个自变量变动单位一时，因变量Y的变动值。因此上述方程式可以表示为：
Y=β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β；其中β表示Y的自然变动量
根据表一的数据并运用Eviews6.0数据处理系统可得到如下结果：
Y=-474216880.809*X+266707818.692+[AR（2）=0.941592592729]
①
该方程中X代表少数民族人口比重，Y代表新疆居民消费水平。从回归的结果看，置信度是0.995，方程的DW=1.93，置信度也在0.99。
再做一次系统性分析：
LOG（Y）=-459.573250674*X1-28.6050447778*X2+17.9654697312
*X3+48.3716538136②
X1是自然增长率，X2人口性别比，X3各学校在校生人数比率。从分析结果看变量之间相关性及方程的置信区间都是在0.9以上。
从以上分析结果，可以看出两个方程的拟合度非常好。方程①可以看出少数民族人口比重与新疆居民的消费水平成反方向变动，这应该主要是和新疆少数民族居民的收入水平有关，新疆的少数民族之前大多是游牧民族所以其收入水平较低，而收入水平又会影响消费水平，所以，少数民族人口比重越高整个新疆居民的消费水平要低一点。方程②说明新疆居民的消费水平和人口自然增长率、男女性别比成反方向变动，与各学校在校人数比率成下方向变动。人口增长的越快人口总数也就越多，人均财富就会越少消费水平也就会有所下降。而性别比结居民消费水平的影响主要是因为男女消费观念不同，男士大部分是积极的消费态度，而女士大部分是保守的消费观观念，所以女士比重越高，居民整体的消费水平就会有所降低。至于在校人数，在校人数越多说明居民的文化程度越高，这会影响居民的收入水平，使得整个新疆居民的收入水平有一定程度上的提高，从而提高了新疆居民的消费水平。
理论以及系统分析的结果都可以看出，新疆的人口结构如：人口自然增长率、少数民族人口比重、男女性别比、城镇化水平、在校生人口比重等，对新疆居民的消费水平存在一定程度的影响，因此可以通过调整新疆居民整体的人口结构从而改善居民消费水平。
参考文献：
[1].
关键词：养老保险；居民消费；生命周期；面板数据
一、引言
近年来，我国消费需求增长缓慢，居民储蓄水平居高不下。在此背景下，政府在《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十二个五年规划的建议》中提出，“把扩大消费需求作为扩大内需的战略重点，进一步释放城乡居民消费潜力，逐步使我国国内市场总体规模位居世界前列。”导致我国长期消费需求不足的因素是多方面的。其中，基本养老保险制度不健全是重要原因之一。养老保险计划作为平衡生命两期福利水平的一种手段，意味着它将影响消费者的消费与储蓄决策。因此，研究我国养老保险与居民消费的关系，探索养老保险对居民消费的影响，对于扩大我国居民消费需求，保持经济平稳健康发展，具有重要的意义。
本文在相应的理论研究基础上，结合我国国情，运用2001-2009年我国30个省市的面板数据进行实证研究，以考察我国养老保险对居民消费的影响，并在此基础上得出完善养老保险制度与促进消费增长的一些结论与启示。
二、相关文献综述
（一）国外主要研究回顾
关于社会养老保险影响居民消费及储蓄行为的研究多数是在Modigliani（1954）生命周期框架下进行的。部分学者认为养老保险对消费有促进作用。其中最具代表性的学者当属费尔德斯坦（Martin Feldstein）。Feldstein(1974)提出，养老保险会通过方向相反的两个力量影响个人的消费与储蓄。一方面，养老保险会降低提前退休人员在工作期的消费水平；另一方面，养老保险的资产替代效应使得居民消费水平提高。他的实证结果表明养老保险较显著提高了居民消费水平。Wilcox(1989)分析了1965-1985年美国养老金给付水平的变化对总消费支出的影响。他认为养老金给付水平的变化与总消费的变化之间有着显著的相关关系。Zant(1988)的实证研究显示，1957-1986年荷兰的养老保险财富值与消费水平的相关系数在0.11到0.16之间。此外，Rob与Arie(2001)运用荷兰的数据，Aga与Mario(2001)运用意大利的数据也分别证明了养老金制度对储蓄有不同程度的“挤出效应”。也有一些实证结果不符合生命周期假说，如，Melvin(2005)研究了1972年美国养老金增加对消费的影响。他认为非耐用品的消费随着养老金提高而显著增加，而各种耐用品的消费在这一时期则没有显著的变化。
还有一些研究认为养老保险对消费的正向影响并不显著。如，Barro的“中性理论”，Barro(1974)认为老年人将留下遗产以弥补子女因缴纳养老保险税所遭受的损失，从而部分甚至全部抵消了来自养老保险的转移支付，这将最终导致养老保险对消费没有影响。
国外学术界就养老保险对居民消费影响的研究结论不一，既有养老保险支出增加消费的结论，又有养老保险对消费支出影响不显著的结论。研究方法的不同，解释变量选取的差异，都会导致实证结果产生分歧，但这些成果对我国的研究有一定借鉴意义。
（二）国内研究回顾
国内的成果多数是关于生命周期理论在我国的实践运用，且基本支持养老保险会“挤出”储蓄，增加消费的观点。张继海(2006)的计算机动态模拟分析与实证分析结果都与生命周期假说和预防性储蓄理论相吻合。研究选取了2002年和2003年辽宁省城镇居民家计调查数据进行计量分析，结果表明居民的社会保障养老金财富对其消费支出有显著的影响。石阳，王满仓(2010)运用中国30个省份2002-2007年的相关面板数据考察了我国现收现付制养老保险对于储蓄的影响。研究结果表明，现收现付制养老保险对我国居民消费有显著的正向影响，即存在对储蓄的“挤出”，而这种 “挤出效应”在不断扩大中。此外，姜伟(2008 )、刘慧(2010) 以及杨河清，陈汪茫(2010)等也认为社会保障支出对我国居民整体消费有积极的意义。
国内养老保险对消费与储蓄影响的研究同国外相比起步较晚，多数学者都认可了生命周期理论在我国的适用性，并且认同社会保障对消费有正向影响。但有相当一部分成果都以定性分析为主，相较之下，运用计量方法分析我国养老保险对消费的影响的实证研究还较少。此外，多数实证研究均以替代变量来近似养老保险财富，这些替代变量可能无法准确地表示养老保险财富的真实值，这也导致实证研究对生命周期理论的支持稍显不足。
参考文献：
[1] Franco Modigliani, R. Brumberg. Utility Analysis and the Consumption Function：An Interpretation of Cross Section Data．N.J.: Rurgers University Press．
[2] Martin Feldstein. Social Security, Induced Retirement, and Aggregate Capital Accumulation．The Journal of Political Economy, 1974, 82(51):905-926.
[3] Wilcox. Social Security Benefits, Consumption Expenditure, and the Life Cycle Hypothesis. Journal of Political Economy, 1989, 97(2):288-304.
[4] Wouter Z. Social Security Wealth and Aggregate Consumption: An Extended Life-Cycle Model Estimated for the Netherlands. De Economist, 1988, 136(1): 264-283.
[5] 贺菊煌.中国人口与经济长期预测模型[J].数量经济技术经济研究,2001(9):40 - 44.
[6] 张继海.社会保障对中国城镇居民消费和储蓄行为影响研究[D].山东大学博士学位论文,2006.
[7] 姜伟.我国社会养老保险对储蓄率的影响[J].金融经济,2008(8):18 - 19.
[8] 李珊珊.中国工资调整指数研究[D]. 辽宁大学博士学位论文,2009.
[9] 洪轶男.中国社会保障制度对城镇居民储蓄影响研究[D].辽宁大学博士学位论文,2009.
[10] 杨河清，陈汪茫.中国养老保险支出对消费的乘数效应研究――以城镇居民面板数据为例[J].社会保障研究,2010(3):3 - 13.
