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消费支出论文十篇

时间：2023-04-10 20:29:39

消费支出论文

消费支出论文篇1

长期以来，研究我国政府财政支出与居民消费关系的相关文献基本上都参考Tsung-WuHo（2001）［4］和谢建国等（2002）［17］等人的方法。即假设消费者的个人消费函数由两部分组成，一部分是私人消费，一部分是政府支出。本文采用消费者最优选择理论［17］研究政府财政支出结构、规模与居民消费之间的关系。

二、实证分析

（一）数据说明本文采用的数据主要来自相关年份的《中国统计年鉴》和中经网，其中rjxf为以人均实际居民消费度量的居民消费支出，rjsr为人均实际收入，ybgg为各省人均一般财政服务支出，ggaq为各省人均财政安全支出，wj为各省人均文教支出，shbz为各省人均社会保障的支出，ylws为各省人均医疗卫生支出，hjbh为各省人均环境保护支出，cxsq为各省人均城乡事务支出，nlsw为各省人均农林水务支出，qtzc为各省人均其他支出。

（二）模型估计首先选择模型种类，分为混合数据模型，采用POLS估计；固定效应模型，采用固定效应（组内）估计量；随机效应模型，采用混合效应（GLS）估计量。第一步是Ftest（表1），检验固定效应和混合数据模型，零假设为混合模型。一般来说，p值小于0.05，我们拒绝零假设，p值大于0.1，则接受零假设。如果p值在0.05到0.1之间，则需要进一步斟酌。p值为0.0000<0.05，表示拒绝零假设，也就是拒绝混合模型，应该使用固定效应模型。第二步是BP检验，在随机效应和混合数据模型之间。零假设为混合模型，根据p值来判断。如上，p值为0.0000<0.05，拒绝零假设，接受随机效应。很显然，p值为0.0000<0.05，拒绝零假设，也就是我们应该采用固定效应。第三步，检查是否存在序列相关性和异方差性和截面相关性（表4）。结果显示，三种都存在。为了得出更稳定的结果，可以用FGLS修正。

（三）结果说明由表可以看出，在5%的显著性水平下，四项通过显著性检验，分别是人均收入（边际消费弹性为1.277）、文教支出（边际消费弹性为0.111）、社会保障支出（边际消费弹性为0.157）、城乡社区支出（边际消费弹性为-0.058）、农林水务支出（边际消费弹性为0.216）。可以看出人均收入对居民消费起挤入作用，文教、城乡水务和医疗卫生支出也对居民消费起挤入作用，而农林水务支出则是挤出了居民消费。第一，人均收入挤入了居民消费，在1%的水平显著。人均收入每增加1个百分点，居民消费将上升1.277个百分点。这是显而易见的，因为消费的最主要来源就是收入，一旦居民收入增加，那么可供支出的钱就增加了，自然会刺激居民增加开支来提高生活水平，从而提升了消费支出。第二，文教支出挤入了居民消费，在5%的水平显著。文教支出每增加1个百分点，居民消费将上升0.111个百分点。随着政府越来越重视教育，加大教育的支出力度，其实也引导居民加大重视，增加教育投入，比如政府多建学校，扩大招生规模，让更多的学生上大学，这就加大了开支，教育支出也是属于居民消费的一部分。第三，社会保障支出挤入了居民消费，在1%的水平显著。社保支出每增加1个百分点，居民消费将上升0.157个百分点。随着医疗技术提升，看病成本提高，国家增加社保的支出，则会在一定程度上减轻居民身上的负担，自然会留出有一部分钱可以用于消费。第四，城乡社区支出挤入了居民消费，城乡社区支出每增加1个百分点，居民消费将上升0.058个百分点。这方面可以理解为政府在社区方面增大了支出，相当于给予了居民补贴，完善社区基础配置等，生活环境变好了，正如广场舞，就是因为有一个好的大的广场，居民在锻炼器具、服饰等方面的支出就会增加。第五，农林水务支出挤出了居民消费，在1%的水平显著。农林水务支出每增加1个百分点，居民消费将下降0.216个百分点。国家增加农林水务方面的支出，使得农林水方面的投资效益被看好，居民增加了对农林方面的投资，因此较少了消费支出。

三、相关政策建议

消费支出论文篇2

关键词：持久性收入　暂时性收入　消费需求　实证分析

中图分类号：F126

文献标识码：A

研究背景

一国或某一地区居民的收入水平与其消费需求之间存在着紧密的联系，这一点无论在西方经济学的经典理论中还是在国内外许多学者的实证研究中都得到证实。近年来，国内不少学者都在西方经典消费一收入理论的基础上对我国整体或某一地区的居民收入水平对消费需求的影响进行实证研究。例如，戴晓鹏(2009)基于凯恩斯的绝对收入理论对河南省郑州市的城乡居民消费支出和当期收入的关系建立理论模型，对郑州近10年来的城乡居民消费支出和收入水平进行了实证分析，指出郑州市城乡居民当期绝对收入水平对当期消费支出水平有显著的影响，绝对收入水平提高可以有效扩大城乡居民的消费支出。杜大琳(2007)根据凯恩斯绝对消费理论对1978～1998年我国农村居民的当期收入水平和消费支出建立模型，但实证分析结果显示，当期收入水平不是影响我国农村居民消费需求的绝对因素，我国城乡居民消费支出还受到前期收入水平和物价水平变化的影响。上述研究都是主要分析即期收人对居民消费支出的影响。于淑波(2008)根据弗里德曼的持久性收入理论，实证研究了我国农村居民的暂时性收入和持久性收入对消费支出的影响，结果表明，我国农村居民的消费支出变化的同时，受到暂时性收入和持有性收入变化的影响，其中持久性收入对我国农村居民消费支出影响尤为显著。

广州城乡居民暂时性收入水平和持久性收入水平对消费需求的影响进行实证分析，同时对与广州经济发展程度相似的北京、上海地区的城乡居民的收入消费进行相应的实证研究，以便进一步横向比较收入水平对上述三地城乡居民消费支出的影响。本文分为三部分，第一部分分析1996～2007年间广州城乡居民收入水平和消费需求的现状和特点；第二部分是实证分析；最后是本文的结论和相关建议。

广州城乡收入水平与消费需求的现状和特点

1996～2007年间，广州地区城镇和农村居民的收入水平和消费支出都保持持续高速的增长，消费支出的增长率要略快于收入水平的增长率。在这12年问，广州城市居民的人均可支配收入水平由9940元增长到22469元，平均年增幅为10.5％，城市居民的消费性支出由8092.8元增长到18951.32元，平均年增幅达到11.18％。广州农村居民的人均纯收入由5164.67元增长到8612.84元，平均年增幅为5.56％。农村居民人均年消费性支出由3530.62元增长到6341.51元，平均年增幅为6.63％。图1和图2分别表明1996～2067广东城乡居民的人均年收入水平和消费性支出的变化情况。

从图1与图2中也可以看到，随着广州地区城乡居民人均收入水平和消费支出的增长，城乡居民的收入差距和消费支出差距也越来越大。图3表明1996～2007年间广州城乡居民收入水平和消费支出的差距变化情况，从1996年到2007年，广州地区城乡居民人均收入水平差距由4775元增加到13856元，消费支出水平城乡差距由4562元增加到12609元，收入水平和消费支出水平差距都呈现出了逐年增长的趋势，广州城乡居民消费支出和收入水平的二元格局越来越显著。

将1998～2007年间广州城乡居民收入水平变化情况与经济发展水平相似的北京、上海相比较。图4与图5反映了三地1998～2007年间城乡居民收入变化情况，从中可以看出广州城乡居民收入水平一开始领先于北京、上海城乡收入水平，而在近5年逐渐被北京、上海所赶超。10年来广州、北京、上海三市城镇居民可支配收入水平的年平均增长率分别为9.96％、14.34％、16.93％；三地农村居民纯收入水平年平均增长率则分别为5.3％、13.73％、8.91％。数据显示广州地区城乡居民收入水平增长率都远低于北京、上海地区，与北京相比，城镇居民可支配收入水平的年平均增长率低接近7个百分点，农村居民纯收入水平年平均增长率低8.43个百分点；与上海相比前者低4.38个百分点，后者低3.36个百分点。

将1998～2007年间广州地区最终消费率与北京，上海地区和全国水平相比较，可以看出10年期间广州地区最终消费率水平低于北京、上海地区，与全国水平差距不大。图6反映了1998～2007广州、北京、上海三地最终消费率和全国消费率的变化情况。在国际上看，根据库兹涅兹和钱纳里对101个国家在1950～1970年间消费率和人均收入水平之间关系的研究，人均GDP超过1000美元的国家消费率基本稳定且保持在76.5％的水平附近，2007年广州人均GDP超过10000美元，而同期消费率只有42.54％，与上述“标准”也相距很远。因此，无论从国内还是国际比较，当前广州地区的最终消费率都处于比较低的水平。

本文在已有研究基础上，通过建立城乡居民消费支出与收入水平的二元线性模型，并对1996～2007年间

广州城乡居民收入水平对消费需求影响的实证分析

(一)模型建立和数据解释

根据凯恩斯绝对收入理论和弗里德曼持久性收入理论，影响居民消费支出的收入因素有暂时性收入和持久性收入两种，参考对持久性收入与农村消费支出的相关研究，本文建立一个关于广州城乡居民消费支出与收入水平的二元线性模型，模型方程可表示如下：

Ct=ayp+bym+u　(1)

其中Ct是被解释变量，表示广州城镇(农村)居民的当期消费性支出，yp与ym是解释变量，yp表示广州城镇(农村)居民的持久性收入，ym表示广州城镇(农村)居民的暂时性收入，ym和yp共同构成

城乡居民当年的可支配收入yt。而根据弗里德曼的统计方法，yp的估计方法为城乡居民三年内可支配收入的平均数：即yp=(yt+yt-1+yt-2)/3，根据上文论述。ym=yt-yp。u为方程的误差项。a和b分别为两个解释变量对被解释变量影响系数的估计参数。

(二)广州城乡居民收入水平对消费支出的影响

分别结合1998～2007年间广州城镇和农村居民消费支出和收入水平的实证数据可以对方程(1)进行OLS回归估计，其中Ct可以分别根据广州统计年鉴中的城镇居民人均消费性支出和农村人均生活性消费支出指标来计算，yt则可分别根据广州统计年鉴中城镇居民人均可支配消费和农村居民人均纯收入指标来计算，根据上述的计算方法，方程估计的结果如表1、表2所示。

从对模型方程的OLS估计结果中可以得出以下结论：

无论从城镇居民还是从农村居民来看，广州城乡居民的持久性收入与暂时性收入对其当期消费支出的影响都是正向而且显著的，这体现为模型的两个解释变量的估计参数为正而且都通过了T检验，而且从模型的拟合优度来看，上述城镇和农村两个模型的R方值都在90％附近，这说明收入水平是影响广州居民当期消费支出变动的主要因素。

暂时性收入对广州农村居民消费支出的影响系数估计参数大于城市居民消费支出的影响系数估计参数，而持久性收入对广州农村居民消费支出的影响系数估计参数小于对城市居民消费支出的影响系数估计参数，这表明提高持久性收入水平更有利于增加广州城镇居民的消费支出，提高暂时性收入更有利于增加广州农村居民的消费支出。

(三)广州与北京、上海城乡居民收入水平对消费支出影响的横向比较

选取与广州经济发展程度相似的北京、上海作为横向比较对象，基于上述已经建立的城乡居民收入一消费二元线性模型，结合广州、北京、上海三地的实际数据，可以对三地模型估计的结果进行比较，三地城乡居民收入－消费二元线性模型回归结果如表3所示：

从表3可以看出，广州、北京、上海三地的城乡居民收入－消费二元线性回归模型的拟合优度总体在90％水平以上，模型拟合程度较高，三地居民收入－消费二元线性回归模型都通过了DW检验。其DW值分别位于1％显著水平下的DW下界临界值以上。DW检验结论指出模型自相关问题并不严重。

从三地居民收入－消费二元线性回归模型结果中可以看出：

广州、北京、上海三地城乡居民模型的持久性收入系数都通过T检验，这说明持久性收入对于广州、北京、上海三地城乡居民的消费支出都有显著正向的影响。

广州城乡居民模型的暂时性收入系数通过了T检验，北京、上海两地城乡居民的暂时性收入系数没有通过T检验，这说明了暂时性收入对于广州城乡居民消费支出影响比较显著，对北京、上海城乡居民消费支出影响则不显著。

广州农村居民持久性收入对消费支出的影响系数小于北京和上海农村居民消费支出的影响系数，模型说明，持久性收入每增加(或减少)1元，会引起广州农村居民消费支出增加(减少)0.675246元，会引起北京地区农村居民消费支出增加(减少)0.74303元，引起上海农村居民消费支出增加(减少)1.257991元。以上分析结果表明与北京、上海相比，持久性收入变化对广州农村居民消费支出水平变化的影响较小。

结论和建议

(一)结论

持久性收入与暂时性收入的变化都会影响广州城乡居民的消费支出的变化；暂时一性收入对农村居民消费支出的影响大于对城镇居民消费支出的影响，持久性收入对城镇居民消费支出的影响大于对农村居民消费支出的影响。从模型回归结果中可以看出，持久性收入每增加(或减少)1元，会相应增加(减少)城镇居民0.79元的消费支出，增加(减少)农村居民0.68元的消费支出。暂时性收入每增加(或减少)1元，会增加(减少)城镇居民0.94元的消费支出。增加(减少)农村居民1.23元的消费支出。

目前，广州地区的消费率无论是国际比较还是与北京、上海比较都处于较低水平，与广州所处经济发展阶段及其水平不相适应。消费率低下的主要原因之一是无论是人均收入水平还是收入水平增长速度均低于北京、上海。同时，通过广州与上海、北京消费－收入二元线性模型回归结果的横向比较分析可以看出：暂时性收入变化对广州城乡居民消费支出的影响要比对北京、上海城乡居民消费支出的影响更为显著，而持久性收入对广州农村居民消费支出的影响小于对北京、上海农村居民消费支出的影响。

(二)政策建议

基于上述分析的结果，并综合实际情况，本文提出以下政策建议：

政府必须遵循的原则：一是要把提高本地区域乡居民的收入水平解决民生问题作为工作的出发点和归宿点，摈弃为GDP而片面追求GDP的数量和速度的理念和行为。二是要针对本地区城乡居民收入水平对消费支出的影响从战略和战术、长期和短期等多维层面和角度系统全面地采取有针对性、可行的措施努力增加居民收入，从而提高消费率。

对农村居民而言，政府要通过增加对农村的投资来增加收入、改善和提高消费水平。目前，特别是要加大公共财政对农村居民转移支付的力度。公共财政支出的重点：一是要加大对农村地区公共品投资力度，改善农村居民的公共服务设施，优化农村居民的公共消费环境，提高农村居民的收入和消费能力。例如，建设农村金融基础设施，可以鼓励农村居民信贷消费；农村信息网络建设增加农村居民的消费机会等。二是统筹城乡就业，创造更多地适应农村居民就业的岗位。三是增加对农村居民特别是适龄青年农民的职业技能等就业能力培训的投资；从长期看，还要进一步提高农村居民受教育的年限，大力发展农村职业高中、职业中专教育。

对城市居民而言，政府更多地采取措施改善和稳定持久性收入预期。一是要尽快建立完善的社会保障制度。二是积极进行收入分配制度改革，充分发挥政府在初次分配中保证公平正义的干预功能，保证收入分配的机会平等，促进收入流动性。同时，调整国民收入分配结构，提高居民收入占国民收入的比重；三是进一步增加人力资本投资的力度，一方面，延长义务教育年限(12年)，提高居民的受教育年限；积极调整教育结构，大力发展高等职业教育。四是完善市场经济体制，消除市场分割。

基于与北京、上海在收八水平和消费率等方面的差距，政府要积极调整本地国民收入分配结构，增加居民收入特别是居民劳动收入在国民收入中的比重，提高城乡居民的收入水平；与经济发展水平相适应，合理确定城乡居民收入增长的预期目标，并将其作为经济社会发展的核心指标和宏观调控的重要目标；在制定增加暂时性收入和持久性收入政策时，在保证两方面政策协调基础上，要优先、及时出台促进暂时性收入提高的一系列政策。并加大提高暂时性收入的政策执行力度。

参考文献：

1　卢荣善国内需求不足诊治――兼评现行扩大内需政策[J]安徽师范大学学报，2000.2

2　杜大琳我国城乡居民消费一收入模型的比较[J]英才高职论坛，2007.3

3　宋林辉，刘宽虎，于健，消费收入的理论及在中国的应用[J]经济与社会发展，2003.5

4　吴炜峰，杨蕙馨，转型时期我国城乡居民居住消费弹性研究[J].产业经济评论，2008.9

臧旭恒，论消费内部构成对消费一收入关系的影响[J]数量经济技术经济研究，1995.2

消费支出论文篇3

内容摘要：扩大农村需求以拉动内需已经成为当前我国经济持续健康发展的重要举措。本文首先分析江苏省农村居民的收入和消费结构现状。在此基础上，以扩展线性支出系统为基础建立双对数模型，分析江苏省农村居民收入对消费结构的影响。结果表明：农村居民各消费支出的需求收入弹性大于1的依次是交通与通讯、文教娱乐、医疗保健，小于1的依次是居住、食品、衣着、家庭设备用品。最后基于实证分析结果，为江苏省进一步开拓农村市场以扩大内需提出相关建议。

关键词：农村居民收入消费结构扩展线性支出系统对数模型

问题的提出

扩大农村消费市场以拉动内需，已经成为后危机时代我国经济持续健康发展的重要举措。2010年中央1号文件强调，“把扩大农村需求作为拉动内需的关键举措”，“针对经济发展和农民生产生活需要，适时出台刺激农村消费需求的新办法新措施”。可见，有效扩大农村需求对我国农村经济和社会事业的蓬勃发展，以及城乡一体化格局的形成都有着非常重要的意义。

江苏是经济发展强省，截至2009年，江苏农村人口占全省总人口数的44.4%，农村居民人均纯收入达到8004元，高出全国平均水平约3000元。农村居民的生活水平有了显著的提高，消费结构也较以往发生了较大变化。因此，研究江苏省农村居民收入与消费结构的变化趋势，对于挖掘农村居民的消费潜力，制定刺激农村消费需求的新举措，扩大内需，推动经济健康持续增长具有重要意义。同时，对江苏农村居民收入与消费的研究具有较强的前瞻性，可以为研究我国其他地区农村居民收入与消费的趋势提供借鉴。

文献综述

在西方经济学中，消费结构作为一个范畴的提出，与恩格尔定律的提出相关。德国统计学家和工程师恩格尔对英国、法国、德国、比利时等国家一些居民家庭的消费构成进行统计分析后认为，随着国家收入的增加，食品支出在消费支出中所占的比例越来越小。这一法则被不同国家、不同时期的实证数据所验证，其研究方法成为研究消费结构变化的一个基本方法。

之后，马歇尔把消费结构变动对经济的影响引入经济理论体系。凯恩斯学派又从宏观消费总量、消费函数理论的基础上考察消费需求结构的构成，形成了消费经济理论，提出收入是影响消费的决定性因素。凯恩斯的绝对收入理论中强调实际消费支出是实际收入的稳定的函数，边际消费倾向为小于1的正数，消费随收入的增加而增加，但消费增量在收入增量中所占的比例越来越小，即边际消费倾向递减。

在凯恩斯之后，杜森贝里基于凯恩斯理论分析的框架提出相对收入假说，认为消费者本人的消费支出不仅受自身收入的影响，而且也受到周围人和自己过去消费行为及其收入和消费相互关系的影响。莫迪利安尼随后提出了生命周期假说，认为消费者按其一生中可动用的总资源，在各个时期进行大体上得均匀的消费支出，跨时预算约束发挥了关键作用，消费者的现期消费或储蓄不仅取决于现期收入，而且取决于前期收入（资产）和未来收入（预期收入）。弗里德曼又提出了持久收入理论，认为决定消费支出的主要变量是持久收入，即消费者总收入中可以预料到的较稳定的、持续的那部分收入，暂时性收入将主要用于储蓄。

20世纪70年代，理性预期理论与前瞻的消费函数理论相结合，形成了理性预期消费函数理论，该理论认为在某些条件下，一个家庭本年的持久收入估计值也应该是其下一年持久收入的最好指标。流动性假说认为，有流动性约束的消费者的消费倾向比不受流动性约束的消费者的消费倾向低，流动性约束可能导致预防性储蓄。

近年来，我国有很多学者应用消费经济理论来研究农村的收入与消费问题。我国学者将西方消费理论应用于国内农村的消费情境并得到了诸多有意义的研究结果。

尹世杰（2001）认为收入是影响农村居民消费行为的最主要因素，农村居民的收入水平制约了其消费结构的优化和升级。李锐等人（2004）认为农村居民消费主要受持久性收入的影响。李谷成、冯中朝（2004）用定量的方法研究了中国农民收入与消费模型，测量了农民各类收入对消费支出的影响。

也有少量学者对江苏省农村收入与消费问题研究。胡绪华（2009）等通过误差修正模型研究发现1980-1991年期间江苏省农村居民消费几乎完美地调整到长期均衡途径，而1992-2007年期间江苏省农村居民消费在受到短期干扰后，只有约1/3调整到其长期均衡途径。刘晓红（2011）利用扩展线性支出系统模型（ELES），研究了2009年江苏省农村居民的边际消费倾向、边际预算份额、基本需求、需求收入弹性。

本文将以扩展性支出理论为基础建立对数模型，分析江苏省农村居民收入对消费结构的影响。

江苏省农村居民收入与消费现状分析

本文数据来源于1992-2010年的《江苏省统计年鉴》。选取农村居民家庭人均纯收入衡量农村居民的收入水平。消费支出结构分成七类：食品、衣着、家庭设备用品及服务、交通通讯、居住、医疗保健、杂项。在分析之前，为消除物价因素的影响，以1992年为不变价格对各经济变量进行平减（1992=100）。

（一）江苏省农村居民收入变化趋势分析

由图1可以看出，江苏省农村居民的收入呈稳定上升的趋势。农村居民的人均纯收入从1992年的1060.7元增长到2009年的3680.81元，增长了3.47倍。这17年间，人均增长19%，提前一年达到了江苏省定的全面小康指标值。近十年来，江苏省农村居民人均纯收入以工资性收入和家庭经营收入为主。2009年，二者所占比重达到90.3%。财产性收入和转移性收入对纯收入的贡献不足10%。同时，工资性收入占纯收入的比例逐年上升，从1992年的35%上升到2009年的53%。而家庭经营收入占纯收入的比例逐年下降，从1992年的63%下降到2009年的38%。这说明江苏省农村居民人均纯收入的增长不再是单一地依靠农业增长，而呈现出多元化的趋势，农民增收的主要源泉是其工资性收入的增加。

（二）江苏省农村居民消费结构变动分析

1992-2009年，江苏省农村居民消费支出结构发生了较大的变化，如表1和图2所示。可以看出，食品消费支出比重不断下降，1992年，恩格尔系数为55%，按照联合国粮农组织的评判标准处于温饱阶段。2009年，恩格尔系数下降到39%，开始进入富裕阶段。说明江苏省农村居民在小康的基础上，逐步趋近于比较富裕。衣着支出的比重处于下降趋势，不过下降的幅度并不是很大。这表明江苏省农村居民以满足“吃、穿”为主的消费需求阶段已经基本结束。随着恩格尔系数和衣着消费支出的下降，江苏省农村居民居住的支出比重变化不大，教育文化娱乐支出不断上升。支出结构的这种转变意味着，江苏农村家庭可以将更多的资本用于人力资本投资。文化教育娱乐项目支出比重已经达到14％。交通通信支出比重由1992年的2%上升到2009年的12%。医疗保健的比重也不断增加，因为新农保制度的推行，以及人们保健意识的逐渐增强，促使个人用于医疗费用支出增加，绝对支出和相对支出的比例上升。家庭设备用品的消费支出比重从1992年至1999年呈波动趋势，而后一直稳定在5%左右，表明江苏省农村居民家庭耐用消费支出处于停滞状态。

基于ELES的江苏省农村居民收入对消费结构的影响分析

（一）模型的选择

对居民边际消费倾向的变化研究，一般采用国际上比较成熟的计量经济模型—扩展性支出系统模型（Extend Linear Expenditure System，ELES），其具体模型如下：

i=1，2，…，n （1）

式中：Vi为居民用于第i类商品的支出

为基本消费支出

Y为居民可支配收入

由上式整理得如下简化式：

式中：bi为第i类商品或服务的边际消费倾向，满足0 ≤bi≤1

对（2）式应用普通最小二乘法，得到ai和bi的估计值。

对（3）式两边求和，即：

参考刘夏等提出的对上述模型的改进建议，减少因异方差带来的分析偏差，对模型进行对数变换，如下式所示：

式中：Xi是人均用于第i项的消费支出，Y是人均纯收入，u为扰动项，β1为常数项。根据经济学弹性的概念，式中参数β2为弹性。即表示：收入增加1%，第i项消费支出增加（减少）的百分比。

（二）计算结果及分析

根据相关数据，运用SPSS FOR WINDOWS17.0软件，得到江苏省农村居民消费结构模型，相关参数如表2所示。

由表2可知，各类生活消费品所对应的可决系数均大于0.5，说明模型方程对样本数据的拟合优度较好。计算结果P值均为0.000（除家庭设备用品及服务0.017外），在给定显著水平α=0.05的条件下，各回归方程显著。另外，各类消费的估计系数β2均为正数，表示随着收入的增长，各类消费支出也随之增加，这与实际情况相符，具有实际意义。

由计算结果可知，交通与通讯、文教娱乐、医疗保健的β2均大于1，说明农村居民对这几类商品的需求量的增长幅度会高于收入的增长幅度，这意味这些商品将是未来消费的重点。而居住、食品、衣着、家庭设备用品β2均小于1，表示农村居民对这几类商品的需求量的增长幅度低于收入的增长幅度，意味着在未来随着农村居民收入不断增加，其在消费结构中的比重将下降。

农村居民消费收入弹性最高的是交通和通讯，其值达到了2.414，即收入每增长1%，交通和通讯支出的增长率为2.414%。该现象出现的原因是农民购买交通工具和增加通讯支出不仅仅为生活消费服务，更是为生产服务，如购买农用运输车、安装电话、购买手机等带有一定的投资性质，可以为其带来一定收益。尤其是近年来农村居民外出打工和销售农产品所必须的费用支出的增加。文教娱乐支出、医疗保健的收入弹性分别是1.564和1.454，位列第二和第三，说明教育、文化娱乐等方面的消费日益受到重视。

与此不相适应的是，农村的文体类公共产品和公共服务整体上滞后于经济的发展，需进一步加大宣传推广，积极培育和发展休闲旅游、体育健身、医疗保健服务等服务性消费，加快农村文化建设，进一步拓展农村消费空间。食品、衣着、居住的弹性在0.5左右。江苏省农村居民的收入生活消费达到一定水平后，对这几项的消费敏感度降低。家庭设备用品及服务的弹性最低。而事实上，江苏省农村居民的家庭耐用消费品的拥有率比城镇居民低得多。

结论及建议

（一）基本结论

从上面的分析可以得出，江苏省农村居民的收入持续稳步上升，消费结构升级加快，农村居民总体消费支出的收入弹性比较高。在支出结构中，支出的收入弹性排序由高到低依次为交通与通讯、文教娱乐、医疗保健、居住、食品、衣着、家庭设备用品。这意味着目前江苏省农村居民已经从食物、居住等基本生存型消费，向发展型、享受型消费转型升级。在现代西方消费经济理论中，绝对收入假说、相对收入假说、生命周期假说、持久收入假说、理性预期假说等代表性的理论虽各有不同，但有一个相同之处：强调收入因素在消费需求中的决定性作用及其对消费变动的深刻影响。从本文的研究结果来看，也证实了收入对消费起着最主要的作用。

（二）政策建议

江苏要通过拉动内需以实现经济的持续稳定增长，就必须建立增加农村居民收入的长效机制，培育新的消费增长点，改善消费环境，加大对农村科技、教育、医疗、文化、体育等公共事业建设的力度。具体建议如下：

1.有效增加农村居民的工资性收入。江苏省农村居民收入结构中，工资性收入成为增收主渠道，这是不受自然灾害影响的稳定的收入。因此，应加快城镇化的步伐，给农村劳动力提供充足的就业机会，以多种方式和途径提供就业信息，并为农民工进行技术培训，提高其就业能力。同时，加快小城镇建设拉动农民工资性收入增长。因为小城镇建设不但可以促进县域经济的发展，改善农村的基础设施建设水平，也使农村劳动力获得了更多就近就业的机会。

2.保障经营性收入稳定增长。农产品价格波动会增加农民的经营风险，因此政府应该加强引导和调控，建立农业生产的保障机制。在农村培育发展壮大农业龙头企业，实行适度规模经营，辐射并带动农业产业发展和增加农民收入。

3.培育新的消费增长点。从上文可知，江苏农村居民交通通讯的收入弹性比较高。因此，现代化电子信息产品在江苏农村未来具有较强的增长势头，汽车、手机、电脑成为江苏农村消费的新增长点。因此应该开发适合农村消费的质优价廉的电脑、宽带、手机、汽车等产品及服务。品牌企业要关注农村消费市场的需求，将农民用不到的一些功能删掉，从而降低成本，拓展销路。

4.改善农村消费环境。政府应该进一步增加对水、电、路、通讯等基础设施建设的投入，加快对农村电网、广播电视网、邮政通讯网、公路网、医疗卫生网等的改造。提高农村居民购买家用电器的热情，进一步扩大农民的需求。构建适合农村市场特点和农民购买习惯的新型流通体系。把城镇作为流通体系的核心，建立连锁经营、商品直售的现代商品销售渠道，同时提高大额商品的售后服务质量，消除农民消费的后顾之忧。

5.加大对农村科技、教育、医疗、文化、体育等公共事业建设的力度。在新形势下，政府应该把城乡公共服务均等化作为目标，将城市生活方式引入农村，让农民享受到与城市居民一样的文化娱乐生活。在一些较大规模的村子，建立农村影院、农村戏楼、乡村活动室等。同时，培育农村旅游消费市场，通过发放旅游消费券，调动广大农民休闲旅游的积极性。

参考文献：

1.Zeldes and Jappelli，Zelds，S.P. Consumption and Liquidity Constraints:An Empirical Analysis[J]. Journal of political Economy，1989，97

2.尹世杰.中国农村居民消费的几个问题[J].湖南农业大学学报（社会科学版），2001（1）

3.李锐，项海容.不同类型的收入对农村居民消费的影响[J].中国农村经济，2004（6）

4.李谷成，冯中朝.中国农户消费—收入结构的实证分析[J].农业技术经济，2004（6）

5.胡绪华.基于误差修正模型的江苏农村居民消费与收入研究[J].商业研究，2009（12）

6.刘晓红.后危机时代江苏农村居民消费结构模型研究[J].商业时代，2011（20）

7.江苏省统计局.江苏统计年鉴（1992-2009）[M].中国统计出版社，2009

消费支出论文篇4

关键词：政府消费；民生性财政支出；平均消费倾向；挤入效应

中图分类号：F812.4 文献标识码：A 文章编号：1002-0594（2013）09-0036-11

众所周知，对于绝大部分国家而言，居民消费支出始终是国民经济中占比最大的支出项，同时也是最稳定的支出因素。近10多年来，欧盟成员国的居民消费率总体上比较平稳，但自2009年欧洲债务危机爆发以来，债务危机发生国的财政政策正逐步从宽松的财政政策转换为紧缩的财政政策，紧缩的财政政策从长期来看将通过逐步缓解债务危机来促进经济结构调整，但短期内可能影响居民消费储蓄行为，进而对宏观经济产生负向冲击。关于采用跨国数据对居民消费行为研究的国内外文献主要可以分为以下几类：（1）基于收入增长与经济发展阶段视角（比如Carroll与Weil，1994；Modigliani与Cao，2004；He和Cao，2007）；（2）基于人口年龄结构与性别结构视角（比如Loayza、Hebbel与Serven，2009；Modigliani与Cao，2004；Wei与zhang，2009）；（3）基于收入分配视角（比如Schmidt-Hebbel与serv6n，2000；Jin、Li与Wu，2010）；（4）基于不确定性与预防性储蓄动机视角（比如Summers、CalTOU和B1inder，1987；Supan，2002）；（5）基于文化差异视角（比如Carroll等，1999；Wisman，2008；叶德珠、连玉君、黄有光等，2012）：（6）基于金融发展与金融深化视角（比如Jappelli和Pagno，1994）。现有文献已经从多个方面对居民消费率与消费储蓄行为的国别差异进行了研究，由于民生性财政支出与居民的消费支出紧密相关，民生性财政支出的压缩可能增强居民的预防性储蓄动机，从而导致居民平均消费倾向的下降。本文拟从财政支出的角度出发研究政府消费与民生性财政支出对欧盟居民平均消费倾向的影响效应，并结合欧盟国家的现实情况提出相应的政策建议。

一、相关文献回顾

（一）财政支出影响居民消费的相关文献回顾

从财政政策角度进行居民消费储蓄行为研究的文献最早可追溯到李嘉图等价定理。因为李嘉图等价定理是对凯恩斯主义扩张性财政政策的一种否定，政府无论用债券还是税收筹资，其效果都相同或者等价，因为居民预期政府会在未来通过提高税收而补偿当期支付的债券利息，因此消费者会缩减当期的支出来应对未来的税收。Kormendi（1983）基于持久收入假说并利用美国1929～1976年的数据进行了实证检验，结论表明在政府财政预算平衡的前提下，财政支出对社会总需求影响不显著，税收并不对居民消费起作用。但Modigliani和Sterling（1986）认为Kormendi（1983）的研究存在如下问题：方程设定偏差、数据处理误差以及未遵循生命周期假说。纠正这三个问题后的实证检验结果否定了李嘉图等价定理，因为结果显示税收显著降低居民消费，但是财政支出显著促进居民消费，且这两种影响并没有相互抵消。另外有部分文献使用跨国面板数据进行了实证检验，比如Evans（1993）在Blanchard（1985）世代交叠模型基础上使用了19个国家1960～1988年的数据对李嘉图等价定理进行了检验，通过对居民消费是否受到政府税收以及债务影响来判断李嘉图等价定理的成立与否，分国别进行的时间序列回归结果表明只有小部分国家与李嘉图等价定理相悖，但利用跨国的面板数据进行实证估计的结果却显著拒绝李嘉图等价。H0（2001）对24个OECD国家从1981-1997年的数据进行了实证检验，结果表明政府在以增加税收和发行债券的前提下增加财政支出，则会导致居民减少消费以应付当前和未来更高的税收。

鉴于李嘉图等价定理成立的前提条件比较严格，并且模型设定偏差可能将导致不同的结果，因此大部分文献用财政支出是否显著影响居民消费来判断李嘉图等价是否成立，由此又产生了三种不同的结论：一是财政支出对居民消费显著存在挤出效应。比如Aschauer（1985）在跨期最优模型的框架下对美国1948年第一季度到1981年第四季度的时间序列数据进行了研究，回归结果显示政府支出与居民消费存在显著的替代关系；Ahmed（1986）使用跨期替代模型研究了英国财政支出对居民消费的影响，也认为政府的临时性支出和持久性支出均会对经济产生较大影响，最终结果则是导致了对居民消费的挤出效应。二是财政支出对居民消费显著存在挤入效应。比如Ihori（1990）认为财政支出的效应应该取决于居民的预期，其在Djajic（1987）的财政支出动态模型中加入居民预期，模型结论表明如果政府永久性增加支出被完全预期，那么居民消费就会上升，但是这种影响效果取决于政府支出的初始状态相对于最优水平的位置；Karraas（1994）曾使用30个国家1950-1987年的数据，通过构造消费函数模型使用两阶段最小二乘法进行实证，研究结果表明对大部分国家来说政府财政支出与居民消费之间存在互补关系。三是政府支出对消费的影响两种效应同时存在。Amano和Wirjanto（1997）构造了两时期持久收入模型，在理论上分析了政府支出的影响存在私人消费的跨期替代与期内替代的情形，并使用了美国1953第一季度到1994第四季度的时间序列进行了实证检验，结果显示当私人消费的跨期替代弹性大于两者的期内替代弹性，政府与私人消费成互补关系：而当跨期替代弹性小于（或等于）期内替代弹性，两者成替代（或无）关系。随后Ho（2001a）结合马尔科夫体制转换模型对台湾1960年到2000年的数据分析显示，在1980年以前政府支出对居民消费由挤入效应主导；但在1980年后则刚好相反，由挤出效应变为了主导。对于这样几种不同的实证结果，选取数据的样本国家或地区不同会产生一部分偏差，但Douglas和Mankiw（1998）认为主要在于实证模型设定存在差异，不同的理论模型所对应的假设前提也不一样，这样在变量的选取与处理上又会生产不同，又或者在回归中某些解释变量之间存在着高度相关性等使得结果不一致。

（二）关于欧洲国家财政支出影响居民消费的相关文献回顾

对于欧洲国家财政支出对居民消费储蓄影响的研究较多，也存在两种不同的实证结果，如Alessandro（2010）对意大利20个地区1980～2003年间数据进行的实证检验结果表明，政府支出显著促进居民消费，但是与政府财政支出的增加速度成反比；另一种观点则是财政支出提高了居民储蓄率从而降低了消费，如Ho（2001b）使用欧洲国家1981-1997年的数据进行DOLS（Dynamic Ordinary Least Squares）分析时发现财政支出挤出了消费；另外Castro（2003）对西班牙1980年第一季度到2001年第二季度的时间序列数据进行VAR分析说明，政府的财政支出虽然在短期内能提高消费，但是在中期和长期则会提高储蓄降低消费。

另外还有一些研究通过对财政支出的分解项来对居民消费储蓄行为进行研究，而这些分项主要集中在养老金支出方面。如Bosworth和Burtles（2003）对欧洲国家实行量入为出（Pay as You Go）养老金政策的国家进行过研究，时间跨度为1970～2000年，固定效应回归结果表明政府养老金支出越多则居民储蓄率越低，且政府公共储蓄率越高也会使得居民储蓄率升高；Attanasio和Rohwedder（2001）则对英国的养老金制度与居民储蓄率关系进行了研究，数据采用了1974～1987年的家庭支出调查数据（FES），最终结果显示英国在1975与1981年的改革中短时间地调低公共养老金使得居民储蓄率迅速上升，表明公共养老金与居民消费存在显著的正相关关系。

以往的研究大多集中在财政支出的有效性、财政支出的挤出或挤入效应这两方面，虽然也有从民生性财政支出分解后的教育、医疗以及社会保障分别进行的研究，但较少在同一样本中同时考虑这三方面的对比性研究。本文准备使用1996～2009年的跨国面板数据，对欧盟国家的财政支出结构与居民平均消费倾向的关系进行实证探究。由于选取的样本时间段正值欧洲债务危机发生前夕，更能对其影响效应做出更合适的估计，同时以往的研究大多使用了时间序列或是横截面数据，使用面板数据更能控制未观察到的个体或时间偏差，以避免设定误差，改善估计效率方面更有优势。

二、计量模型设定、变量选择与描述性统计

（一）计量模型设定

本文的计量模型将居民的平均消费倾向（居民人均消费占居民人均可支配收入之比）作为因变量，自变量的选择按照理论关联性和数据可得性原则进行，计量模型设定如下：

APCit=β0+α*fiscalit+Xit*δ+ηi+νt+εit（1）

其中APC为居民平均消费倾向，i、t分别代表国家（或地区）以及时期，fiscal为主要关注的财政支出变量，X为影响消费的其他控制变量（包括收入变量、人口结构变量、金融政策变量与经济结构变量等等），ε为残差项，η代表不随时间变化的不可观测的国家（或地区）个体效应，ν代表年度效应。

（二）数据来源、变量选择与统计性描述

本文所采用的面板数据主要来源于世界银行发展数据库、国际货币基金组织的政府财政统计（GFS）数据库以及OECD统计数据库，在数据可得性的基础上，同时考虑到平衡面板数据的要求，我们选择了9个欧洲国家1996-2009年间的面板数据。

方程（1）中的被解释变量为居民平均消费倾向，我们重点关注的解释变量fiscal分别为教育支出、医疗卫生支出与社会保障支出占GDP之比，我们将主要关注这三个变量对居民储蓄率的影响情况。其他控制变量X代表如下几个方面：（1）收入变量，包括人均GDP、人均GDP平方以及人均GDP增长率。根据杨天宇、朱诗娥（2007）对边际消费倾向与收入水平之间的关系的理论推理，边际消费倾向与收入水平可能存在U型和倒U型特征，我们加入人均GDP及其平方项；根据Modigliani与Cao（2004）的理论模型，收入增长率与居民储蓄倾向之间呈现正相关关系，因此引入人均GDP的增长率，人均GDP增长率的系数预期为负。（2）人口结构变量，包括少儿抚养比与老人抚养比、城市化率。根据生命周期假说，少儿抚养比及老年抚养比越高，居民平均消费倾向越高，因此它们的系数均预期为正；城市化率代表人口密集程度以及城市发达程度，但基于流动性约束的原因系数可能为负也可能为正。（3）产业结构变量，本文拟采用第二产业增加值占GDP之比。许多发展中国家的产业结构并不合理，根据万广华（2008）的研究，将产业结构引入不平等分解式函数，认为产业结构变化也能引起收入的不均等，而收入的不平等很容易引起消费失衡，因此加入产业结构变量的预期系数为负。（4）不确定性变量，本文拟采用通货膨胀作为宏观不确定性的替代变量，根据预防性储蓄理论。不确定性将降低居民的消费倾向，因此通货膨胀率的系数符号预期为负。（5）金融政策变量，本文采用实际利率作为对现期消费的机会成本，因为现期消费就意味着未来消费的利息损失，而这取决于消费者的选择偏好。（6）经济结构变量，本文拟采用政府消费率、净出口占GDP之比，基于Karras（1994）以及Ho（2001a，2001b）等研究，政府消费率的系数不确定，净出口占GDP之比的系数预

三、实证检验结果及其解释

（一）基准回归：面板数据模型的回归结果及其解释

首先本文对方程（1）进行没有添加国家虚拟变量和年度虚拟变量的混合OLS回归（即将多期的横截面进行混合），结果报告于表2的第1列；然后在控制年度效应基础上进行了混合OLS回归，结果报告于表2的第2列，并且报告了年度效应的联合显著性检验，结果表明年度效应联合显著。表2第3列是随机效应的估计值，且报告了年度效应的联合显著性的p值和个体效应的联合显著性检验的p值，结果验证了年度效应的联合显著性以及个体效应的联合显著性。第4列是固定效应的估计值，我们报告了年度效应的联合显著性的p值和个体效应的联合显著性检验的p值，以及豪斯曼（hausman）检验结果的p值，结果显示年度效应和个体效应都是联合显著的，且豪斯曼检验结果（p=0.000）强烈表明应该采取固定效应模型来进行估计，即不可观测的国家固定效应与可观测的解释变量之间存在显著的相关性。由于伍德里奇（2003）指出，如果不可观测的国家固定效应与可观测的解释变量是相关的，那么混合OLS估计就是有偏误且不一致，同时面板数据模型可以控制个体或国家之间的异质性（巴尔塔基，2010），因此本文进行结论解释时候所指的估计量是固定效应估计值，混合回归和随机效应估计值仅仅作为参照系。

从表2固定效应的估计结果来看中可以看出，控制变量中收入的两个变量人均实际GDP及其平方项的系数分别为正和负，也就是说居民平均消费倾向与收入水平之间存在倒U型关系，最低收入与最高收入人群之间的居民平均消费倾向较小，只有中等收入的人群平均消费倾向最高。人均GDP增长率的系数虽然为负但不显著。人口结构变量少儿抚养比和老年抚养比的系数都为负，但只有老年抚养比系数显著与生命周期理论不符，可能是由于养老成本的提高使得居民需要进行提前储蓄。城市化率系数为正但不显著，可能与城市聚集生活成本提高与流动性约束有关。作为不确定性变量的通货膨胀率的系数为负鞍钢显著，说明居民为应对未来存在的支出与消费不确定性而进行储蓄。利率的系数为负，说明居民更加偏向于未来消费从而缩减现期消费。经济结构变量中工业增加值占GDP比重、净出口占GDP之比的系数均不显著，但政府消费明显挤出了居民消费。

（二）添加财政支出结构变量的OLS回归与固定效应回归结果

表3中分别加入了教育支出、医疗支出、社会保障支出占GDP之比三个变量，基于上一节中的回归结果和说明，我们选取随机效应作为对比，还是关注固定效应的回归结果。从结果上来看其他控制变量的系数变化不大，因此回归方程是较稳健的。我们主要关注的财量中，教育支出占GDP之比的系数并不显著，可能的原因在于，在发达国家中居民的教育支出并不像发展中国家那样占总支出较大的比例，且发达国家的居民更倾向于进入师资力量等条件更好的私立学校就读，因此政府在非公立学校上的支出较小且作用有限。在包含医疗支出占比的第3、4列中我们去除了时间效应，因为联合显著性检验并未通过，医疗卫生支出的系数为正且显著，说明医疗卫生支出对居民消费是存在促进作用的。虽然欧洲国家在医疗上的支出比重比教育支出比重高出不多，但医疗体系的发达还是让居民降低了在这一方面的储蓄。最后是社会保障支出占GDP比重变量，对居民人均消费倾向的作用也为正，根据Page（1998）的统计，社会保障支出对居民消费的影响可归纳为以下5种理论：退休性储蓄与生命周期理论、预防性储蓄动机理论、遗赠储蓄动机、拇指规则以及消费者短视理论，但是健全的社会保障体制有利于居民形成良好的未来预期与消费习惯，因而能有效地促进居民消费。另外从表中我们可以看出未来实际收入不确定性的变量通货膨胀的系数始终为负且显著，再结合财量对居民平均消费倾向的正效应，居民的心理预期中应该是存在预防性储蓄动机的。健全的医疗体系本身就能显著地降低居民的不确定性支出，而社会养老金更是居民退休后生活资金的主要来源，因此医疗支出以及社会保障支出实际上降低了居民的预防性储蓄。

四、结论及政策含义

本文利用1996-2009年9个欧盟国家的跨国面板数据，在考察居民平均消费倾向基本影响因素的基础上重点研究了政府消费与财政支出中教育、医疗卫生以及社会保障支出对居民消费行为的影响效应，主要得到以下结论：

第一，在欧盟国家财政消费对居民消费存在显著的挤出效应，财政消费率的提高显著降低居民的平均消费倾向；

第二，医疗支出以及社会保障支出对居民消费倾向存在显著的正效应，每增加1个百分点会分别提高人均消费倾向0.31和1.00个百分点。我们发现教育支出占财政支出比重的系数为负且不显著。

消费作为一国经济增长中最稳定的一个方面，国家进行宏观调控时必须考虑各种政策对居民消费的影响，欧盟中一些国家长期以来一直在实行扩张性的财政政策，对居民消费结构实际上产生了一定的影响，而近两年欧债危机之后，部分国家陆续宣布开始实行紧缩性的财政政策，这一方面有利于财政收支的平衡，但另一方面政策制定者们也需要考虑到财政支出中民生性财政支出部分的调整对居民消费行为的影响。从文中我们可以看到医疗以及社会保障支出对居民消费是存在促进作用的，那么在实施紧缩性财政政策时如何调整民生性财政支出的结构，或如何对社会保障机制进行调整非常关键，因为保持居民消费的稳定增长是经济恢复平稳增长的必要条件。

（易行健电子邮箱：）

参考文献：

巴蒂·H.巴尔塔基.2010.面板数据经济计量分析[M].白仲林译.北京：机械工业出版社.

万广华.2008.不平等的度量与分解[J].经济学季刊（2）.

伍德里奇.2003.计量经济学导论：现代观点[M].费剑平、林相森译.北京：中国人民大学出版社.

杨天宇.朱诗娥.2007.我国居民收入水平与边际消费倾向之间倒O型关系研究[J].中国人民大学学报（3）.

叶德珠，连玉君，黄有光，李东辉.2012.消费文化、认知偏差与消费行为偏差[J].经济研究（2）.

Ammano R.A.，and Wirjanto T.S.，1997，Intratemporal Substitution and Government Spending[J]，Review of Economics and Statistics，Vol.79，No.4，pp.605-619.

Attanasio O.and Rohwedder S.，2001，Pension Wealth and Household Saving：Evidenee from Pension Reforms in the United Kingdom[J]，IFS Working Papers，W01/21.

Alessandro.A，2010，How Can Government Spending Affect Private Consumption？A Panel cointegration Approach[J]，European Journal of Economies，Finance and Administrative Sciences，Issue 18（2010）.

消费支出论文篇5

论文关键词：非基本生活消费，ELES模型，贡献率，自适应预期模型

问题的提出[①]

消费是经济发展的动力，是拉动经济增长的三驾马车之一。2008年按支出法计算，河南省国民生产总值18473.14亿元，居全国第五位，最终消费支出为7759.33亿元项目管理论文，占国民生产总值的42.0%（最终消费率），低于全国最终消费率平均水平6.6个百分点，居全国第25位。2007年河南省政府消费支出2011.27亿元，占国民生产总值的13.4%（政府消费率），居民消费支出4820.00亿元，占国民生产总值的32.1%（居民消费

图1 河南省消费不足的逻辑推理

率），按照著名发展经济学家H.钱纳里等实证研究，政府消费率一般维持在11.9%―15.0%之间，河南省政府消费率符合H.钱纳里的标准结构（箭头 1），但是居民消费率却远低于标准结构中的居民消费率大于60%的水平论文服务。在居民消费支出中，河南省城镇居民消费支出为8837.46元项目管理论文，占城镇居民收入的66.793%，低于全国平均水平4.5个百分点，居全国倒数第5位。据初步统计2009年河南省城镇居民家庭恩格尔系数为34.2%，依据联合国粮农组织提出的恩格尔系数标准，河南省城镇居民生活水平自1996年已进入小康层次，消费方式已经开始由生存型向享受发展型转变，基生活消费已经基本稳定且弹性较低（箭头2），所以非基本生活消费低是才是问题的根源（如图1）。

一、基于非基本生活消费模型分析

1、非基本生活消费的概念及界定

生活消费按满足人们需要的顺序，可分为基本生活消费和非基本生活消费，基本生活消费是维持劳动力再生产所必须的、最低限度的消费。非基本生活消费则是基本生活消费的对称，是超出维持劳动力再生产所必需的消费。一般而言项目管理论文，人们只有在满足了基本生活消费的条件下，才有可能发展非基本生活消费。本文参考了《消费经济学大辞典》的合理词义解释部分，并对非基本生活消费做了一定的延伸和补充论文服务。非基本生活消费是指在满足人们维持和延续其生命的基本生活消费的前提下，用于满足自身发展和发挥其体力、智力以及为使生活舒适的物质消费、精神消费和劳务消费的总称。生活消费支出、基本消费支出、非基本生活消费支出分别用CE(consumption expenditures)、BLC(basic living consumption)、NBLC(non-basic living consumption)表示。

2、扩展线性支出系统（ELES）下非基本生活消费的模型构建

假定某一时期人们对各种商品(服务)的需求量取决于人们的收入，而且人们对各种商品的需求分为基本需求和超过基本需求之外的需求两部分，居民在基本需求得到满足之后才将剩余收入按照某种边际消费倾向安排各种非基本消费支出。非基本生活消费的ELES模型需求函数[②]：

参数是边际消费倾向，满足：0<βi<1，<1

对模型的进行变形：

令V=；a=；b=

对方程式进行回归可得a*和b*，进一步可求出：

3、非基本生活消费的计量分析

模型采用1993―2008按收入水平分组的河南省城镇居民消费支出的截面数据，为了修正和避免数据出现异方差，本文采用了加权最小二乘估计（WLS）法对方程参数进行回归估计项目管理论文，权重W=resid^(-2)。显著水平选取为0.05。t(d)是β*i的t观测值，R2为方程的可决系数论文服务。

通过EVIEWS软件进行WLS回归结果如下[③]：

2008年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=598.6320 R2=1.000000 D-W=2.276046 F=358360.2

2007年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=31.44564 R2=0.999890 D-W=2.310967 F=988.8286

2006年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=59.77045 R2=1.000000D-W=1.776125 F=3572.506

2005年河南省城镇居民消费ELES模型的回归估计参数

tβ=2019.675R2=1.000000 D-W=1.427389 F=4079087.

2004年河南省城镇居民消费ELES模型的回归估计参数

tβ=239.4272R2=1.000000D-W=1.674908 F=57325.39

2003年河南省城镇居民消费ELES模型的回归估计参数

tβ=128.6925R2=0.999795D-W=1.609279 F=16561.75

2002年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=180.7875R2=0.999991D-W=1.718861 F=32684.13

2001年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=175.2843R2=0.999999D-W=1.181300 F=30724.59

2000年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=30.37496R2=0.999990D-W=1.323353 F=922.6385

1999年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=445.2760 R2=1.000000 D-W=2.680368 F=198270.7

1998年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=133.6603R2=0.999997D-W=1.623019 F=17865.07

1997年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=341.95878R2=0.999954D-W=1.505179 F=1760.539

1996年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=99.82376R2=0.999999 D-W=1.794003 F=9964.783

1995年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=1196.196R2=1.000000D-W=1.504203 F=1430885.

1994年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=3144.5403R2=0.999990D-W=2.396234 F=20891.89

1993年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=42.16312R2=0.999993D-W=2.142866 F=1777.729

1992年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=202.8902R2=0.999990 D-W=1.223436 F=41164.42

汇总回归方程估计结果，通过Excel软件处理结果如下：

表1 1993-2008年河南省城镇居民基本消费和非基本消费支出情况单位：元

类别

年份

b*（β*i）

BLCi(BLC)

NBLC

2008

8837.46

1475.782

0.562177

3370.727

5466.733

2007

7826.72

1268.192

0.593939

3123.156

4703.564

2006

6685.18

1603.482

0.511453

3282.145

3403.035

2005

6038.02

1209.152

0.541007

2634.358

3403.662

2004

5294.19

1197.215

0.522404

2506.753

2787.437

2003

4941.60

955.1838

0.562634

2183.946

2757.654

2002

4504.68

1417.536

0.480717

2729.795

1774.885

2001

4110.17

676.3441

0.651922

1943.082

2167.088

2000

3830.71

814.1469

0.633153

2219.309

1611.401

1999

3497.53

745.6160

0.607170

1898.063

1599.467

1998

3415.65

882.5848

0.605248

2235.796

1179.854

1997

3378.02

590.5870

0.681768

1855.838

1522.182

1996

3009.35

596.1219

0.635379

1634.908

1374.442

1995

2673.95

622.2854

0.615177

1617.069

1056.881

1994

2155.15

359.2111

0.684511

1138.585

1016.565

1993

1609.26

393.4778

0.608181

1004.234

605.0264

1992

1342.58

260.5322

0.674353

消费支出论文篇6

关键词：生命周期假说；消费函数；心理和预期因素

文章编号：1003―4625(2007)03―0019―03

中图分类号：F832．31

文献标识码：A

[收稿日期]2006-12

[作者简介]高玉成(1963-)，男，河南郑州人，本科，政工师；赵庆光(1976-)，男，河南濮阳人，硕士，经济师；张群(1963-)，男，河南郑州人，本科，经济师。

国民经济的增长源于投资、消费和净出口，目前我国消费对经济增长的贡献率不到40％，而在发达国家高达70％。长期以来，我国“投资拉动型”经济增长特征十分明显，同时外贸顺差的快速扩大也给宏观层面带来巨大的压力，因此扩大消费和增强消费对经济增长的推动力将是未来我国持续发展应解决的重要问题。

一、研究背景和思路

(一)消费理论的历史沿革和发展

消费理论经历了四个重要的发展阶段，并形成了四个最主要的消费理论框架和消费函数形式：

一是凯恩斯提出了绝对收入假说，该假说认为人们的当期消费支出(C，下同)是由当期可支配收入决定的，函数表示形式为C=a+bY；二是1949年美国经济学家杜森贝里(J．Duesenberry)提出相对收入假说，该假说认为消费具有“示范效应”和不可逆性的“棘轮效应”，消费支出受现期收入、过去消费和周围人的消费行为的影响，函数表现形式为C/Y=(1-a0)a1*Y/Y，其中，Y是现期收入，Y是从前的高峰收入；三是弗里德曼首先提出了持久收入假说，他认为持久消费取决于持久收入，暂时消费由暂时收入决定，函数表现形式为C=a+hYp+cYt，其中Yp是持久收入，Yt是暂时收入；四是50年代初美国经济学家莫迪利亚尼(F．Modigliani)和布伦伯格(R．Brumberg)等人共同提出生命周期假说，该假说认为，消费者是有理性的，总是根据一生的收入水平安排最佳的消费和储蓄，居民的当期消费支出Ct与其未来收入的现值PVT有关，其函数表现形式为：CTk*PV

(二)国内相关研究概况

消费问题一直是经济学界研究的重点和热点，国内许多专家学者从收入、消费支出、物价、贫富差异、地区和行业等因素人手，以上述四个理论为依托，对影响居民消费支出的因素进行大量的实证研究。如王军(2001)对我国的消费函数进行了实证分析和探讨，但是没有找到一个适合我国经济实际状况的消费函数；姜波克、陈学彬(2005)从货币政策效应的微观基础方面对居民的消费进行了研究，研究结果认为影响居民消费的主要因素是持久收入；刘颐权(2005)从消费主体结构和消费客体结构探讨影响居民消费支出的因素；冯鑫明、田剑(2005)从改革预期角度提出了预期因素对居民消费支出的作用，等等。

(三)本文的研究价值和思路

在目前国内关于城镇居民消费函数的相关研究中，很少考虑心理和预期变量，或者仅对其进行定性的描述性分析，少有从实证角度进行定量的分析，这一方面由于研究中对该因素的忽略，另一方面拘囿于缺乏相关的数据信息。本文首先采取严谨的比较研究，通过实证比较确定最能解释我国城镇居民消费实际的理论框架；然后引入消费者心理预期变量，实证比较加入新变量后的城镇居民消费函数的效果，并依据引入心理预期变量后的消费函数，解释、分析和预测我国城镇居民消费的变化和趋势，进而对未来我国居民消费政策提出建议。

二、消费理论假说在我国适用性的实证比较

(一)消费理论假说在我国适用性的一般实证比较

本文首先利用国家统计局1996年1季度到2005年4季度的城镇居民人均可支配收入Y和人均消费支出C(扣除价格因素)数据，对消费函数在我国的适用性进行实证比较，找出比较符合我国现实经济状况的城镇居民消费函数。

利用SPSS统计软件对上面四个消费函数进行回归，将居民消费与居民收入正相关关系作为经济意义检验条件。实证结果显示，相对收入假说不适合作为我国城镇居民消费函数的理论参考，而绝对收入假说、持久收入假说和生命周期假说可作为进一步研究我国城镇居民消费函数的理论参考。

为了进一步验证绝对收入假说、持久收入假说和生命周期假说对我国城镇居民消费的适用性，根据行为经济学理论，居民的消费行为除了受制于收入变量外，还与其消费心理有关，因此我们引入居民消费心理变量对该三个函数进行进一步的实证比较。

(二)引入心理变量以后的消费函数在我国适用性的比较

本文利用中国人民银行“全国城镇储户问卷调查”中的城镇居民消费意愿(CE)作为新增自变量，分别对绝对收入假说、持久收入假说和生命周期假说下的消费函数在我国的适用性做进一步的比较。

根据行为经济学理论，一般来讲，消费意愿与消费支出呈正相关，即在同等收入条件下，消费意愿越强，消费者的消费支出越多，本文将以此作为消费函数适用性比较中另一个经济意义检验条件。实证结果显示，在引入消费心理变量后，生命周期假说通过了各种统计检验和实际经济意义检验，因此该理论最适合作为研究我国城镇居民消费函数的理论参考。下面将基于生命周期假说对我国城镇居民消费函数做进一步的优化研究。

(三)对生命周期假说下的消费函数的进一步实证比较

随着信息化技术的发展，居民对于信息的收集和处理能力增强，消费行为更趋理性化，其中对未来收入的预期和物价的预期将对城镇居民的当期消费行为形成较大的影响。在此前国内外关于居民消费的研究中，由于研究数据的缺失等因素很少将预期因素纳入居民消费函数的定量研究中。我们利用中国人民银行“全国城镇储户问卷调查”数据中1996年1季度至2005年4季度的居民对未来收入及物价的预期值，在消费函数中逐步引入收入预期(YE)和物价预期(PE)变量，对我国城镇居民的消费函数做进一步实证比较研究。

引入城镇居民收入预期变量后的回归结果为：

CT=0．229PVT+233．158CE+448．392YE　(1)

(34．687)　(3．438)　(2．648)

R2=0．98 调整R2=0．971 F=4984．362 DW=2．8

回归结果显示，引入收入预期变量后的消费函数(1)式能通过统计检验，拟合优度较高，消费意愿、收入预期和消费支出正相关，可以通过实际经济意义检验。

再引入物价预期变量后的回归结果为：

CT=0．233PVT+166．763CE+702．908YE-232．323PE　(2)

(33．821)　(2．137)　(3．073)　(-1．611)

R2=0．998 调整R2=0．99 F=3914．481 DW=2．521

回归结果显示，引入物价预期变量后的消费函数(2)式能通过统计检验，收入、消费意愿和收入预期与消费支出正相关，物价预期与消费支出负相关，表明物价预期因素对我国城镇居民消费影响中财富效应大于替代效应，可以通过实际经济意义检验。引入物价预期变量后的消费函数拟合优度更高，达到0．999。因此，对于我国城镇居民消费函数，引入消费意愿、物价预期和收入预期变量后，可以更好地解释我国城镇居民消费支出的变化情况。

以下我们将利用加入心理预期变量后的城镇居民消费函数，对我国城镇居民的消费行为进行更合理的解释。

三、心理和预期因素对城镇居民消费行为的解释

收入作为居民消费的硬约束，其是居民消费最关键的影响因素毋庸置疑，但近年来居民消费出现了难以用传统的收入决定理论充分解释的现象。如2002年城镇居民消费出现了高速增长(见图1)，但收入决定理论不能充分解释这种现象。即使2002年第8次降息对刺激消费有所帮助，但从前7次的降息效果看，其作用也是有限的。下面我们从城镇居民的心理预期和消费意愿角度解释这种现象：

从图1可见，首先，居民在2002年对物价的预期相对处于低谷，根据前面生命周期假说理论下的我国城镇居民消费函数，城镇居民物价预期的财富效应大于替代效应，居民未来收入现值增加，消费能力增强；其次，居民在2002年期间的收入预期较2001年及以前明显上升，增强了居民即期消费的能力；再次，2002年居民消费意愿处于高位，促使居民消费能力得到充分释放。从上面的分析可以看出，城镇居民的心理预期和消费意愿促使2002年消费增速出现高于收入增速的超速增长。

2006年上半年，我国GDP实现了10．9％的近年来最高增幅，居民名义收入保持了11．59％的稳定增速，但居民名义消费支出增速仅为9．57％，低于GDP和收入的增速，这不能用传统的收入决定理论充分解释，然而考虑到居民的心理及预期因素，可以更好地解释此现象。

首先，尽管居民的收入预期相对平稳，但教育、居住、医疗等刚性消费支出较大，在相关社会保障尚不健全的情形下，居民不得不为未来的刚性支出进行足够的储备，进而缩减当前的消费支出；其次自2003年物价走高以来，物价调控效果并不明显，固定资产投资速度居高不下，居民物价预期总体呈高位振荡，未来收入现值减少，抑制居民的当期消费能力；最后，居民消费意愿出现持续下降，在2006年二季度中国人民银行城镇储户问卷调查中，我国城镇居民的消费意愿降至26％的历史新低，从而严重抑制了居民的实际消费支出水平(见图2)。

四、对我国城镇居民消费支出的预测和政策建议

利用加入心理预期变量后的城镇居民消费函数(2)式，本文力求寻找一种有效的方法增强该研究结果对未来居民消费的预测能力，以增强文章对宏观决策提供前瞻性参考的效果。

考虑(2)式中自变量与因变量在时点上的同步性，但在我国统计体系中，除居民心理及预期变量在当季中期能有效获得外，其他统计结果较滞后，不能为宏观政策及时调控经济运行赢得时间。为了达到预测效果和增强预测的前瞻性，我们在预测时对相关数据进行如下处理：当期收入值可获得时采用当期数，不可获得时采用上年同期值乘以平均增长率，未来一期和二期收入值采用去年同期值乘以平均增长率；消费意愿、收入预期和物价预期可获得时采用实际值，不可获得时，基于消费者的心理和预期变量在短期内具有黏性，采用上期值。

利用该预测方法，对近期及2006年4季度和2007年1季

预测结果表明：1．2006年1季度到2006年3季度的预测误差在4．5％以下，预测结果可信度高；2．2006年年底和明年年初我国城镇居民的消费支出将会小幅增加。

根据本文的研究结果，结合当前宏观政策取向和宏观经济运行特点，要实现经济的持续、稳健增长，控制固定资产投资增速和外贸顺差的快速扩大，改善国内商品生产相对过剩，都需要消费的快速增长作为有力支撑。

第一，继续努力实现经济增长由“投资拉动型”向“消费推动型”转变、大力提高居民收入是促进居民消费的根本所在。一方面保持经济稳健增长以增强国民财富的总量，并致力改变在国民收入宏观分配关系中居民实际人均可支配收入长期低于GDP增长的相对劣势；另一方面改善国民收入微观分配关系中居民收入差距扩大问题，根据边际消费率递减规律，降低居民收入分配的基尼系数有利于促进居民总体消费水平。

第二，加强国民收入二次分配的调剂作用，提高社会保障水平，改善居民消费环境，扭转居民消费意愿持续下降势头。一是通过税收及转移支付等国民收入二次分配政策，有效提高居民收入分配的整体公平；二是通过提高社会保障水平和推进住房、医疗保险与教育体制改革，切实解决居民对教育、养老、医疗、住房等未来开支的担忧而形成的储蓄刚性，以及挤出效应下降低的消费需求；三是改善居民消费环境，促使居民刚性支出成本减少和对物价的满意程度提高，扭转居民消费意愿长期低迷和持续下降之势，让居民消费潜力得到有效释放。

第三，加强对居民预期的引导，降低居民物价上涨预期。治理通货膨胀必须考虑经济成本和时间成本，要尽量减小牺牲经济增长速度的代价，在居民心理承受期内实现物价的平稳回落。若单纯采取紧缩货币供给，在微观主体预期高位粘住时，物价仍会继续上扬。经济因为严厉紧缩会出现衰退，甚至会出现滞胀，因此应将降低微观主体预期和货币政策手段相结合。降低居民预期，在预期黏性下可为温和的货币政策赢得时间。同时政府要增强政策的信用度和持续性，实现微观主体的良好预期，刺激消费合理增长和经济持续性发展。

参考文献：

[1]姜波克，陈学彬，货币政策效应的微观基础研究――我国居民储蓄消费行为的实证分析[J].复旦学报(社会科学版)，2005，(9)．

[2]耿莉萍，抑制我国居民消费增长因素的经济学分析[J].消费经济，2005，(2)．

[3]王军，中国消费函数的实证分析及其思考[J].财经研究，2001，(7)．

[4]汪翔，理性预期宏观经济学[M].中国人民大学出版社，1989．

消费支出论文篇7

论文关键词：ELES消费结构升级，消费信贷，住行消费革命

一、我国消费结构及消费结构升级现状

消费结构反映人们的消费水平、消费质量、和消费需求的满足状况，其变化对社会经济的发展起着举足轻重的作用。

(一)、消费结构的升级也称“消费革命”，是指一个社会的消费需求的变化与发展，即代表一个消费时代的主流商品的升级和变革的过程。所谓主流商品，也就是大多数消费者已经或即将把主要支付集中在其身上的商品。这里的革命更多地体现出的是外延型的跃迁，即从无到有的过程。当然也包括了消费重点和热点的变化。

改革开放后我国消费结构升级的阶段性特点

以满足吃穿为重点的温饱型阶段（1978 ― 1984 年）。在这一阶段，随着居民收的增加，居民消费的重点主要是满足基本的生活需求即解决温饱问题，所以这一阶段食品和衣着消费占到居民消费支出的70% ― 80%。自行车、手表和缝纫机是该时期的主要消费热点或标志性商品。

一般耐用消费品普及阶段（1985 ―1991 年）。这一阶段是我国城镇居民在解决温饱之后，随着收入水平的上升而进行的第二次消费结构升级过程免费论文下载。在这次升级过程中，城镇居民的边际消费倾向呈明显的上升趋势毕业论文题目，彩色电视机、电冰箱、洗衣机是该时期的主要消费热点。城镇居民消费从千元级迈向万元级，形成了以家用电器普及为代表的耐用消费品热潮。

以居住、家庭设备等为重点的优化生活品质阶段（1992 ― 2000 年）。在这一阶段，我国正式确立了市场经济体制，商品市场化程度迅速提高，劳动力等要素的市场化也逐步展开，城镇居民收入水平迈上新的台阶，家庭消费呈现出新的变化趋势：居民的住房消费支出增加，居住条件得到明显改善；空调、大容量冰箱、影碟机、组合音响、家庭影院、高清晰度彩电、中高档乐器（如钢琴）、健身器材、手机、个人电脑等多种新一代消费热点产品大量进入寻常百姓家庭；城镇居民用于通讯、旅游和健康的支出增加。

以住房、汽车、教育文化、旅游等为重点的享受型和发展型阶段（从2001 年起）。新一轮消费结构升级是指本阶段的完成过程。这一阶段，家用汽车、住房至今等十万元至几十万元的大型耐用消费品成为城镇居民关注和消费的热点，以教育为龙头的教育、通信、文化娱乐、旅游等服务类消费大幅攀升。对我国城镇居民而言，新一轮消费结构升级的本质是生活质量从小康向富裕的过渡和转变。

(二)、目前我国所处的消费结构升级阶段是“住行消费革命”，顾名思义，与住行直接关联的产业面临大力度的改革和发展。那么，这些产业即现阶段培育出的市场热点，已经具备了主流商品的市场。但这些商品在现有的市场运行和操作中，亟待解决的一些问题成为其发展的瓶颈。住房，截至2008年底，我国已竣工的通过房地产开发商经营的积压房为9124万M2,市值大约为2000亿元。而我国的住房消费支出使用恩格尔系数计算不足5%，与国际标准的20%相差甚远。房屋的价格畸高，需要住房的人绝非少数，却没有足够的支付能力，只能表明这个市场还不够发达，市场化程度低。在这种情况下毕业论文题目，住房信用贷款就可以缓解供需矛盾，从2000年起个人按揭贷款购房已经成为市场主流。有资料表明，个人购买商品住房占商品房销售总量的90%，而且代表着未来的发展趋势。同时，商业银行也向消费者以自有产权的房屋为抵押申请用于装修房屋、购置家家电支出发放的一次性贷款。这些新的贷款办法的出台，在一定程度上也将这些商品的需求能量逐渐释放，不失为一个一举两得的好方法。同等道理也适用于我国的轿车行业，我国目前人均保有量为20辆/万人，与世界平均水平的1辆/11人的差距是巨大的。当然，也从另一个角度反映出中国轿车市场潜力的巨大。

二、分析方法

扩展线性支出系统模型(Extend Linear Expenditure System，ELES)是经济学家Luch于1973年在美国经济计量经济学家Stone的线性支出系统模型的基础上推出的一种需求函数系统免费论文下载。目前被广泛用于对消费结构的研究中，本文也将采取这一分析定量实证研究方法，用数据说明消费结构升级问题及亟待解决的消费信贷问题。该系统假定某一时期人们对各种商品(服务)的需求量取决于人们的收入和各种商品的价格，而且人们对各种商品的需求分为基本需求和超过基本需求之外的需求两部分，并且认为基本需求与收入水平无关，居民在基本需求得到满足之后才将剩余收入按照某种边际消费倾向安排各种非基本消费支出。

假设将人们的消费支出具体划分为I类，则各类商品的消费支出可以用模型表示为：

Vi=Piqi+βi(Y-V0) (1)

其中，Vi是对第I类商品的消费支出， Pi和qi分别为第I类商品的价格和基本需求量，βi为边际消费倾向，V0为基本需求总支出，Y为收入水平。该模型即为“扩展线性支出系统模型”（ELES模型）。

如果样本数据为横截面数据，可用最小二乘法对模型进行估计毕业论文题目，则可以设：

αi=Piqi-βiV0 (2)

则模型（1）可以表示为：Vi=αi+βiY (3)

对公式（2）两端求和得：V0=Σαi/(1-Σβi) (4)

由公式（2）也可以得出：

Piqi=αi +βiV0 (i=1,2,3,...m)(5)

然后利用弹性公式计算相关系数

收入弹性= βiI/Vi 其中，I取平均收入

自价格弹性=-βi（1- V0+ Piqi）/ Vi

互价格弹性=-βiPjqj/ Vi (i≠j)

本文以2001~2008年的中国城镇居民的收入与消费支出情况（数据来源于《中国统计年鉴》）并2001年为基年进行了处理，（表略），对城镇居民消费结构及其变化进行定量分析。

三、消费支出构成分析及边际消费倾向实证分析

（一）、消费支出构成

表1 城镇居民家庭平均全年消费性支出的构成（%）

年份

食品

衣着

家庭设备用品及服务

医疗保健

交通通讯

娱乐教育文化服务

居住

杂项商品及服务

2000

39.18

10.01

8.79

6.36

7.9

12.56

10.01

5.17

2005

36.69

10.08

5.62

7.56

12.55

13.82

10.18

3.5

2007

36.29

10.42

6.02

6.99

13.58

13.09

消费支出论文篇8

关键词：城乡居民消费消费倾向消费差距消费满足 ELES模型

引言

消费不仅在影响和决定一国或者一个地区宏观经济增长中具有非常重要的作用，而且在改善和提高居民生活水平与质量方面具有显著意义。相对于投资需求和政府消费，在“十二五”时期，扩大我国居民消费需求成为增加内需的战略重点。其中，如何缩小城乡消费差距、提高城乡消费水平、实现消费结构升级已经成为统筹城乡发展、拉动内需迫切需要研究和解决的现实问题。

浙江是我国典型的经济社会发展相对发达的省域，城乡居民的收入和消费水平分别领先全国约4年和6年，据2012年中国统计年鉴，2011年末全国城镇居民人均可支配收入和消费分别为21810元、15161元，从绝对数上大约相当于浙江省城镇居民2007年的水平，2011年全国农村居民人均纯收入和消费分别为6977元、5221元，从绝对数上大约相当于浙江省农村居民2005年的水平，相当于领先全国一个“五年规划”期，且城乡差距小于全国平均水平。以当年价格计算，1995-2011年间，浙江城乡居民的消费差由2885元扩大到10793元、消费比由2.21缩小到2.12，其中，2002年和2005年的消费比分别达到相对高点2.36和2.35，若以1995年为基期的不变价格计算，城乡居民消费差距变动态势基本一样。从消费差距的年度序列图来看，自“九五”以来，浙江城乡居民的消费差额呈阶梯式扩大态势、消费比呈“缩小――扩大――缩小”的变化态势，且与“九五”、“十五”、“十一五”三个五年规划期基本吻合。

“五年规划”是我国国民经济和社会事业发展的重要举措，不同规划期的政策目标和措施存在差异，可能会对该规划期内的居民消费支出产生多方面的影响。本文基于扩展线性支出系统（简称ELES）模型对“九五”以来浙江城镇和农村居民的消费支出与收入关系进行实证分析，从而较为全面地把握和比较“九五”以来及各个“五年规划”期城镇和农村居民消费的收入影响效应。本文以经济发展水平较高、城乡差距较小的浙江作为分析样本，相关研究成果可能对于同类省份具有参考价值，对于全国“十二五”时期的城乡居民消费及其差距预测具有借鉴意义。

文献综述

消费是经济学研究的重要命题，西方经济学理论关于消费的研究从1936年英国经济学家凯恩斯在其著作《就业、利息与货币通论》中提出绝对收入假说开始，历经杜森贝里的相对收入假说、弗里德曼的持久收入假说、莫迪利安尼等的生命周期假说等，形成了丰富的消费经济理论成果，这些理论重点探讨了收入如何影响消费及其效应。收入始终是消费函数的最主要解释变量，如凯恩斯绝对收入假说消费理论认为消费是收入的函数，随着收入增长，消费支出增长，但消费支出的收入占比会降低。袁志刚、朱国林（2002）基于对国内外消费理论和计量研究的文献回顾，认为收入分配会影响总消费，合理的转移支付和收入再分配政策有助于提高总消费。方福前（2009）基于1995-2005年中国城乡居民省级面板数据的研究证实居民可支配收入是居民消费的最主要决定因素，居民收入在收入分配中的份额不断下降是中国1997-1998年以来居民消费需求持续低迷的原因之一。

国内关于城乡居民消费差距的研究在方法上可主要归结为三类：第一类是描述性统计分析，即分别对城镇和农村居民消费的支出水平、支出结构、消费倾向等指标进行统计并对比，进而分析城镇和农村居民消费差距的现状与演化，如张启春、冯晓莉（2007）基于1985-2005年和薛鹏、王倩（2009）基于1978-2008年的全国城镇和农村居民消费支出和收入的序列数据多指标统计和对比分析；第二类是指数测度，即采用指数方法计算城乡居民消费差距，通过多时期的计算结果反映差距大小变化情况，如解垩（2008）利用泰尔指数、基尼系数和阿特金森指数测度1993-2006各年城镇内部、农村内部及城乡之间的居民健康消费不平等状况，张东辉和孙华臣（2010）利用泰尔指数测度1978-2007各年的城乡居民消费支出水平差距；第三类是计量模型实证分析，即基于消费函数理论的回归模型、扩展线性支出系统（ELES）模型或AIDS（Almost Idea Demand System）模型等运行横截面数据、时间序列数据或面板数据进行计量实证分析，其中以ELES模型方法最为常用。如张红伟、吴瑾（2011）应用ELES模型，基于2008年截面数据，实证比较分析了城乡居民各类消费品的基本生活支出、边际消费倾向、收入弹性、自价格弹性、互价格弹性等。温涛、孟兆亮（2012）应用ELES模型，基于“九五”、“十五”、“十一五”期末截面数据，实证分析了我国农村居民的消费结构。臧旭恒、孙文祥（2003）应用ELES 模型和AIDS 模型基于不同收入组截面数据实证比较分析我国城乡居民消费结构。也有研究是基于更富有信息的面板数据及其模型方法，如黄梅、黄文辉（2006）基于面板数据建立变系数和变截距模型对1993-2004年云南省城乡居民消费支出水平和结构的实证比较分析。

综上所述，采用ELES模型计量实证对比分析城镇和农村居民消费支出水平差距和消费结构差异是研究城乡消费差距的主流方法，但已有研究主要采用分等收入数据，样本量过少，这可能影响计算结果的准确性；已有研究也很少对不同阶段的城乡消费差距及其演化进行分析。本研究应用ELES模型方法，通过增加浙江省地级市城镇和农村居民的消费收入数据提高了模型参数计算的准确性，且实证分析贯穿“九五”、“十五”、“十一五”三个五年规划期，可以动态比较城镇与农村居民消费的收入效应，从而克服已有研究可能存在的不足。

基于ELES模型的城乡居民消费差距实证分析

（一）ELES模型方法

扩展线性支出系统（ELES）由C.Lluch（1973）在R. Stone（1954）的线性支出系统（LES）基础上提出的一种需求函数系统。ELES认为基本需求与收入水平无关，满足基本需求后的剩余收入按照某种消费偏好即边际消费倾向安排到超额需求中。扩展线性支出系统的表达式为：

（1）

在式（1）中，νi是各类消费支出， ρiγi是生存消费，且νi-ρiγi ≥0，βi 是边际消费倾向，y 是居民收入。将方程（1）写成计量模型形式，即：

（2）

式（2）中，εi 为残差。获得线性支出系统估计值最直接和常用的方法是普通最小二乘法（OLS）估计，这种方法的优点是简单，不需要知道误差结构的先验信息。根据众多消费者购买第i类商品的消费支出数据，对式（2）应用最小二乘法估计，令αi 和βi 分别是参数的估计值。则：

生存消费支出为：（3）

消费者的总体消费意愿为：（4）

第i类消费的收入弹性为：（5）

（二）参数估计与指标计算

1.“九五”以来浙江城乡居民的消费差距。将1995-2011年城镇和农村居民的人均收入和分类消费支出的时间序列数据代入ELES模型计算，主要计算结果见表1，平均意义上反映了浙江省城镇和农村居民自“九五”以来的总体消费和各类消费的偏好及其差异。

1995-2011年间，平均意义上农村居民的边际消费倾向为0.736高于城镇居民的0.609，这是符合低收入时消费倾向偏高的一般规律。从分类消费来看，农村居民在食品、居住、家庭设备、医疗保健等类别上边际消费倾向要高于城镇居民，尤其是居住和医疗保健；而城镇居民在衣着、交通通讯、文教娱乐等类别上边际消费倾向高于农村居民，尤其是交通通讯和文教娱乐。

2.不同规划期城乡居民消费差距。选择“九五”末、“十五”末和“十一五”末三个时点反映城乡居民消费差距的演进状态，为了克服样本量少可能导致的模型参数计算不准确，本研究数据样本由浙江省城乡居民2000年、2005年、2010年收入分等的人均收入和各类消费支出数据、以及省内11个地级市的人均收入和各类消费支出数据构成，样本量扩大了两倍。

城乡居民消费偏好。不同规划期末城乡居民消费的ELES模型参数计算结果见表2。“九五”末和“十五”末的城镇居民边际消费倾向分别为0.609和0.637，均高于农村居民，但到“十一五”末，农村居民的边际消费倾向0.567高于城镇居民的0.513。从分类消费来看，城乡居民对食品的边际消费倾向均呈下降趋势，但仍处于较高水平；城镇居民在衣着、家庭设备、文教娱乐上的边际消费倾向一直高于农村居民，农村居民对居住的边际消费倾向一直远高于城镇居民，到“十一五”末时，农村居民对居住的边际消费倾向超过食品，在分类消费中最高；城乡居民对医疗保健的边际消费倾向一直均较低，且相对稳定，这可能说明浙江居民已具有较高的医疗保障程度；城乡居民在交通通讯上的边际消费倾向在提高，到“十一五”末，农村居民已超过城镇居民。

城乡居民的消费满足程度。根据表2的参数估计值和方程（3），计算了各类消费的生存消费支出水平，并以“实际消费/生存消费”表示居民消费的满足程度，计算结果见表3。在居民总体生活消费方面，城镇居民的消费满足程度一直高于农村居民，但仅“十五”末的满足程度城乡差距较大，到“十一五”末，城乡居民的消费满足程度更为接近。从分类消费的满足程度来看，在食品、医疗保健方面，城镇居民略高于农村居民，差距较小；在衣着、家庭设备和文教娱乐方面，城镇居民都是显著高于农村居民；在居住方面，农村居民的满足程度都是远高于城镇居民；在交通通讯方面，“九五”末和“十五”末城镇居民高于农村居民，到“十一五”末，农村居民高于城镇居民。

城乡居民消费支出的收入弹性。基于表2参数估计值和方程（5），计算城乡居民各类消费支出的收入弹性见表4。到“十一五”末，除其他类消费外，城镇居民对各类消费支出的收入弹性基本都小于1，农村居民除居住和交通通讯外，其他分类消费的收入弹性也均小于1，综观三个规划期的计算结果，农村居民在居住和交通通讯上的消费基本是富有弹性的。从各类消费支出的收入弹性来看，城乡居民对食品和医疗保健支出的收入弹性最小；在衣着、家庭设备和文教娱乐方面，城镇居民消费支出的收入弹性一直高于农村居民，但农村居民对居住支出的收入弹性一直高于城镇居民；在交通通讯方面，城乡居民均具有相对较高的收入弹性，且在“九五”末和“十五”末，城镇居民均高于农村居民，但到“十一五”末，农村居民的该类消费收入弹性高于城镇居民。

结论与启示

“九五”以来，总体上我国农村居民的边际消费倾向高于城镇居民，但并不完全是因为收入水平的高低，在“九五”末和“十五”末，城镇居民边际消费倾向都是高于农村居民的。农村居民将增长的收入更多用于食品、居住、交通通讯等消费，而城镇居民则更多用于食品、交通通讯、文教娱乐等消费。考虑城乡收入差距的因素，可推断城镇居民消费结构侧重生活舒适和文化满足、而农村居民处于生活条件改善和物质满足阶段，三个规划期末的实证研究结果也都能佐证这一推断。城乡居民医疗保健的边际消费倾向均处于低水平稳定状态，这可能反映了浙江较高的医疗保障水平。

浙江城镇居民的消费满足程度一直是高于农村居民的，且在“十五”规划期是拉大的，但到“十一五”末，农村居民的消费满足程度更加接近城镇居民，但城乡居民的消费满足是有具体类别差异的，基本上与城乡居民的消费结构特点相一致，农村居民仅在居住消费上的满足程度远高于城镇居民。浙江城乡居民消费的必需性特征较为显著，城乡居民对食品和医疗保健支出的收入弹性均最小，城镇居民衣着、家庭设备、文教娱乐、交通通讯等4类消费以及农村居民居住、交通通讯等2类支出的收入弹性相对较大。

基于上述研究结论，为了持续缩小城乡消费差距，挖掘居民消费增长潜力，应在保持收入增长的条件下，对于城镇居民，继续优化消费结构，引导和支持居民实现消费品质升级；对于农村居民，加快推进农村消费城市化，以优化消费结构为主，引导居民从消费的物质满足转向精神文化满足，提高消费层次。在拉动居民消费方面，政府应根据当前城乡居民消费所处的不同阶段，采取有区别的针对性引导措施和支持政策。

参考文献：

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5.温涛，孟兆亮.我国农村居民消费结构演化研究[J].农业技术经济，2012（7）

消费支出论文篇9

关键词：财政支出结构；居民消费；挤出效应；挤入效应

作者简介：陈凯（1983-），男，山东武城人，山西财经大学统计学院博士研究生，主要从事经济计量模型及应用的研究。席晶（1983-），女，山西运城人，暨南大学经济学院统计学系博士研究生，主要从事宏观经济数量分析。

中图分类号：F810.4文献标识码：A文章编号：1006-1096（2012）06-0122-05收稿日期：2012-07-25

一、文献综述

国外有关政府支出对居民消费影响的研究有两种截然相反的结论：一种观点认为政府支出对居民消费是挤出的（替代的）；另一种观点认为是挤入的（互补的）。Bailey最先研究了政府支出和私人消费之间的关系，构造了有效消费函数，对政府支出对个人消费支出可能存在的挤入或挤出效应进行了分析，结果发现政府支出存在挤出效应。Barro拓展了Bailey的研究，通过建立一般均衡宏观经济模型研究政府在消费和服务上的支出对居民消费的影响。随后西方学者运用不同的经验数据和理论假设对政府支出与居民消费之间的关系进行了研究，得出了不同的结论。Ho TsungWu（2001）等运用不同国家的经验资料检验得出政府支出对居民消费存在挤出效应结论；Karras等利用世界上30个国家数据得出了政府支出对居民消费存在挤入效应的结论。

随着研究的不断深入，国内学者们也开始从财政支出总量和结构上分别考察对居民消费的影响。在政府支出总量层面：胡东书（2002）、马栓友（2003）、李广众（2005）、杨子晖（2009）等分别基于不同的理论模型，采用不同的数据进行研究，结果均表明政府支出对居民消费有挤入效应，二者之间成正向的互补关系。然而谢建国等（2002）在Ho TsungWu跨期替代模型的基础上分析二者间的长短期效应，发现在短期内，政府可以通过增加政府支出的方式增加总需求，但在长期政府支出却挤占了消费支出；黄赜琳（2005）在RBC模型中引入政府支出变量来判断政府支出与居民消费之间的效应关系，并对改革后的中国经济进行了实证检验，实证结果表明，政府支出的增加导致居民消费的减少，二者存在一定的替代关系，即财政政策存在一定的挤出效应。

在政府支出结构层面：胡东书（2002）指出，经济建设和教科文卫支出与居民消费存在正相关，国防和行政管理支出则与居民消费的关系不显著；石柱鲜等（2005）认为如果把政府支出划分为消费支出和投资支出，无论是长期还是短期政府消费支出对居民消费均是替代关系，而政府投资支出则与居民消费是互补的；王宏利（2006）指出经济建设支出无论在长期或是短期均挤出了居民消费，文教支出和行政管理支出则是刺激了居民消费。

通过对现有研究成果的梳理发现，国内外学者对于政府支出与居民消费之间的关系存在着许多争议。从研究角度来看，现有研究既有基于政府支出总量与居民消费关系考量，也有从政府支出结构层面考察政府支出不同的部分对居民消费的影响。这些研究仅考察了政府财政支出某一部分，而未考虑财政支出的不同部分对居民消费的综合影响。有些学者虽然综合考虑了财政支出的不同部分对居民消费的影响，但在具体财政支出结构指标的设计上并没有结合目前中国财政支出所面临的突出问题和特点，即行政管理性支出和经济建设支出占比过高，但社会性支出占比过低。

为此，本文拟通过跨期替代模型，紧密结合目前中国财政支出的突出问题和特点，从政府财政支出总量和结构层面上，定量考察政府财政支出总量和结构对居民消费的影响。通过使用面板数据模型来考察地方政府财政支出总额、行政管理性支出、经济性支出以及社会性支出对居民消费的影响，检验地方政府财政支出总额和财政支出不同部分对居民消费的挤入及挤出效应、从而为转变政府职能，调整财政支出结构，引导居民消费，促进经济增长提供一定的理论依据。

二、理论框架及模型拓展

根据Baily的观点，本文将有效消费定义为C*t=Ct+α*Gt，0

MaxE0[∑∞t=1βtU（Ct）]

S.t.At+1=[At+Yt-C*t-（1-α）Gt]（1+r）（1）

其中E0为基于0时刻信息的期望，β为主观贴现因子，At为t时期初实际金融资产或财富，r为不随时间变动的实际利率。最后我们假定效用函数U（·）是递增且严格下凹，并且U（·）/C*∞。基于Barro的观点，可将有关G的一个函数加入效用函数以便使得政府消费的边际效用为正，因此最优问题的拉格朗日函数可由下面的式（2）给出：

E0[∑∞t=1βtU（C*t）+λt{At+1-（1+r）[At+Yt-C*t-（1-α）Gt]}] （2）

在这里λt与上面的预算约束方程相关，被称之为拉格朗日乘子，用来测度财富的边际效用。那么t时期最优问题的一阶必要条件包括以下两个方程：

Ut/C*t=λ （3）

E0[β（1+R）λt+1]=λ （4）

t=1，2…，Ut/C*t=Ut（C*t）/C*t。将式（3）中的λt和λt+1代入式（4），可以得到最优消费的路径C*t必须满足的欧拉方程：

U′（C*t）/[βEtU′（C*t+1）]=1+r （5）

即在最优路径上，跨时替代率和跨时转换率必须相等。若边际效用的变化很小，则式（5）可以写成：E0C*t+1=[β（1+r）]σC*t，其中σ=-U′（C*t）/（C*tU″（C*t））为跨期替代弹性。

由此可以推导出相应的计量经济关系式：

C*t=γC*t-1+ξt，ξt～i.i.d

其中γ=β（1+r），且假设消费的跨期替代弹性为1。进而有：

Ct+αGt=γ（Ct-1+αGt-1）+ξt，ξt～i.i.d

整理可得：

Ct-γCt-1=-α（Gt-γGt-1）+ξt，ξt～i.i.d （6）

为了进一步简化模型，假定主观贴现因子β=1/（1+r），有：

ΔCt=-αΔGt+ξt （7）

式（7）即为政府支出与居民消费之间的计量经济学基本关系式。由于在实证分析时，如果其他经济变量不满足模型的隐含前提或遗漏了其他重要的解释变量，将会使得估计的结果打折扣。因此在进行实证分析时，本文将加入一些控制变量。

Graham（1993）的研究结果表明，可支配收入被排除出模型外将会削弱政府支出与私人消费之间的关系。在式（7）的基础上加入可支配收入，发现可支配收入对消费具有显著的正向影响。同时为了探讨地方政府支出的不同部分对居民消费的影响，分别将人均行政管理性支出、人均经济性支出以及人均社会性支出作为解释变量引入模型，利用原理论方程式建立如下面板数据模型：

lnCit=αit+ηitlnXit+β1itlnX1it+β2itlnX2it+β3itlnX3it+β4itlnYit+ξit （8）

其中Cit表示第i个省第t年城镇居民人均消费性支出，Xit，X1it，X2it，X3it分别表示第i个省第t年人均财政总支出、人均行政管理性支出、人均经济性支出以及人均社会性支出，Yit表示第i个省第t年城镇居民人均可支配收入，所有数据均取对数。

三、数据来源及实证分析

（一）数据来源

本文使用的数据包括中国大陆除重庆、外（由于数据不全）的29个省（市）自治区的人均财政支出总额、人均行政管理性支出、人均经济性支出、人均社会性支出、城镇居民人均可支配收入、城镇居民人均消费性支出指标，所需数据均来自于《中国统计年鉴》（1997年～2009年），并在数据分析时采用城镇居民消费价格指数（1997年为基期）对各指标进行价格缩减。

（二）数据说明

由于《中国统计年鉴》对我国地方财政支出按用途划分的方法过于笼统，本文按照政府支出的职能对政府支出类别进行划分，一般来说政府职能包括政治、经济和社会三个方面，因此从政府职能角度对政府支出分类，分为行政管理性支出、经济性支出和社会性支出，并在本文中采用人均支出的形式，可以使用各类支出除以总人口数获得。具体指标说明及计算方法如下：

1.行政管理性支出（用X1表示）。由于我国财政支出口径在1997年有部分改变，2007年财政支出口径发生了较大的变化，因此不同年份根据财政支出口径采取了如下的计算方式：

1997年～2006年的行政管理性支出=行政管理费+武装警察部队支出+公检法支出+行政事业单位退休经费；2007年～2009年的行政管理性支出=一般公共服务支出+公共安全支出。

2.经济性支出（用X2表示）。不同年份根据财政支出口径的不同采取了如下的计算方式：

1997年～2006年的经济建设支出=基本建设+企业挖潜改造资金+简易建造费+地质勘探费+科技三项费用+流动资金+支援农业生产+农业综合开发支出+农林水利气象等部门事业费+工业交通部门事业费+流通部门事业费+城市维护费+支援不发达地区资金。

2007年～2009年的经济建设支出=环境保护+城乡社区事务+农林水事务+交通运输+工业商业金融等事务。

3.社会性支出（用X3表示）。

1997年～2006年的社会性支出=教育事业费+卫生经费+抚恤和社会福利救济费+社会保障补助支出+政策性补贴支出；

2007年～2009年的社会性支出=教育+社会保障和就业+医疗卫生。

4.人均财政支出总额（用X表示）、城镇居民人均可支配收入（用Y表示）以及城镇居民人均消费性支出（用C表示）。

（三）模型设定

1.模型的选择

本文使用个体固定效应变截距模型，同时为了在研究各地区消费差异的同时能够进一步分析1997年～2009年的各时期的消费状况，将模型拓展为含有时期影响的个体固定效应变截距模型。本文设定的城镇居民人均消费性支出与地方政府人均财政支出总额、人均行政管理性支出、人均经济性支出、人均社会性支出以及城镇居民人均可支配收入的含有时期影响的个体固定效应变截距模型如下：

lnCit=α+α*i+γt+ηlnXit+β1lnX1it+β2lnX2it+β3lnX3it+β4lnYit+ξit （9）

其中，α为29个省市自治区在样本期间的平均自发消费，α*i为第i个地区自发消费对平均自发消费的偏离，用以反映省市间的消费差异，γt是反映时期影响的个体恒量，用来反映时期变化所带来的消费变化，Xit，X1it，X2it，X3it，Yit的含义与式（8）相同。

2.估计结果及结果说明

由于各省市的城镇居民消费存在一定的差异，因此在本文中使用广义最小二乘估计法来对上面设定的模型进行估计，结果见表1。结果表明：地方政府人均财政总支出、人均行政管理性支出、人均经济性支出、人均社会性支出以及城镇居民人均可支配收入对城镇居民人均消费性支出具有显著的影响，其中仅人均行政管理性支出对城镇居民人均消费性支出具有负向影响。反应个体消费差异α*i以及反映时期消费差异γt的估计结果见表2和表3。从模型的估计结果可以看出：

表1模型估计结果

XitX1itX2itX3itYit0.0115***

（40.84）-0.0190***

（-47.31）0.0207***

（66.30）0.00487***

（13.02）0.8458***

（97.68）注：表中参数估计值下面括号中的数字是t统计值，***表示在1%显著性水平下显著。

表2个体消费差异α*i估计结果

地区α*i地区α*i地区α*i北京0.0624浙江0.0364海南-0.0192天津-0.0016安徽-0.0092四川0.0601河北-0.0400福建-0.0013贵州-0.0163山西-0.0451江西-0.0838云南0.0010内蒙古-0.0339山东-0.0376陕西0.0458辽宁0.0309河南-0.0548甘肃0.0106吉林0.0071湖北0.0323青海-0.0177黑龙江-0.0493湖南0.0376宁夏-0.0005上海0.0327广东0.1053新疆-0.0090江苏-0.0332广西-0.0101

（1）从支出结构层面上来讲，地方政府财政支出的不同部分对居民消费具有不同的效应。

地方政府行政管理性支出对城镇居民消费具有挤出效应，地方政府人均行政管理性支出每增加1个百分点，会使城镇居民人均消费性支出减少0.0190个百分点。

行政管理性支出的快速增长、政府机构人浮于事、生产效率低下，所提供的公共物品的数量和质量不能满足居民需要，导致对居民消费产生了一定的挤出效应。

表3时期消费差异γt估计结果

时期t（年）γt估计值时期t（年）γt估计值19970.993520041.001219980.984220051.004219990.978820061.001920000.996720071.001920010.983220080.994820020.998920091.003020030.9956

（2）地方政府经济性支出增加对城镇居民消费具有一定的挤入效应，即经济性支出每增加1个百分点，会带动城镇居民消费同方向变动约0.0207个百分点。

改革开放以年来，中国逐步形成了一个“经济建设型政府”模式，政府长期主导资源配置，长期充当经济建设主体和投资主体的角色，这使得中国的经济建设支出比重远高于发达国家，也高于发展中国家的平均水平。不可否认，中国政府在经济建设支出方面的巨大投入对经济增长以及人民生活水平提高所作的贡献。在当前中国经济全面转型的关键时期下，短期内政府的经济性支出可能对于经济增长、居民收入水平进而居民消费具有挤入作用，但是这种作用从长期来看并不具有可持续性，这就需要政府逐步实现经济建设职能的不断压缩和公共服务职能不断扩张并重的结构调整。

（3）地方政府在民生方面社会性支出的增加对城镇居民消费具有挤入效应，但这种效应目前来说还比较弱，即社会性支出每增加1个百分点，会带动城镇居民人均消费性支出同方向变动0.0049个百分点。近年来，随着我国财政收入的快速增长，政府用于民生方面的投入也在不断增加，教育、卫生、医疗、社会保障等方面的公共服务总量有了较快增长，这对拉动内需起到了一定的作用。但是，长期以来以经济增长为纲的政府业绩考核机制不断激励地方政府大搞建设，预算分配的“政府自肥”模式导致行政管理性支出居高不下，在政府财力有限的情况下，经济性支出的快速增长、行政管理性支出的不断膨胀，大大挤占了用于民生方面的社会性支出的资金，导致民生方面的社会性支出相对不足的问题显得十分突出。

而且我国居民消费率过低与目前的消费环境和经济转型中的不确定息相关，改变目前的居民消费环境、减少经济改革中居民消费预期中的不确定性，与政府的社会性支出联系十分密切。显然政府目前在民生方面的投入力度还远未达到居民的期望，并未起到改变居民消费预期的目的，尽管各级政府一直表态要增加民生投入，但看病难、上学难、住房难、社保难等一系列突出的民生问题至今未能有效解决，笔者认为正是由于政府在民生方面的投入不足，导致了目前政府社会性支出对居民消费挤入效果较小。

（4）从地方政府财政支出总量层面上来讲，地方政府人均财政支出总额对居民消费具有挤入效应，但是这种挤入效应不是特别明显，即地方政府人均财政支出总额每增加一个百分点，会带动城镇居民消费同方向变动0.0115个百分点。

在中国包括政府经济性支出在内的投资支出一直是推动中国经济增长的主要力量，但由于资金使用结构的不合理，效率比较低下。政府行政机构规模与经济发展水平不匹配，行政机构人员急剧膨胀，而政府各部门对经济运行的监管能力和水平的提高无法与经济发展水平相适应，造成了政府对私人部门经济活动的过度干预阻碍。政府在公共产品和公共服务的供应方面与人民生活的要求还相差甚远，并且政府在这些方面的支出还受到经济性支出以及行政管理性支出的挤占。正是由于目前政府财政支出结构的不合理，致使政府财政支出总量对居民消费的挤入效果不是很明显。

在模型设定过程中采用了个体固定效应变截距模型，估计结果显示我国各地区城镇居民的平均消费倾向为0.8458，各地区城镇居民的自发消费在1997年～2009年间存在着显著的差异，其中东部沿海发达地区较高，中部地区城镇居民的自发消费最低。笔者认为导致城镇居民自发消费差异的原因可能主要与经济发展、风俗习惯以及消费观念等因素有关。北京、上海等经济发达地区，居民消费观念比较超前，从而其城镇居民的自发消费水平也相对较高。而对于反映时期消费差异的估计值来看，总体呈上升趋势，笔者认为，导致这种趋势的原因可能在于，一方面随着生活水平的提高，人们自发性消费随着时间的推移会有相应的提高；另一方面，由于政府支出结构的不合理，使得本应由政府提供的公共产品如医疗、教育、住房等，推向市场，推向社会，使得居民被迫增加在这方面的支出，从而使得反映时期消费差异的估计值随时间推移而上升。

四、小结

虽然中国政府财政支出规模相对于目前的人均收入水平来说并不算低，目前问题在于政府财政支出结构不尽合理，表现在行政管理性支出以及经济性支出占比较高，而社会性支出占比较低。由于政府行政管理性支出对居民消费具有挤出作用，经济性支出虽对居民消费具有挤入作用，但在中国经济全面转型的时期，经济性支出对居民消费并不具有持续的挤入作用。目前政府社会性支出对居民消费的挤入效果较小，这主要是由于政府用于民生方面的投入资金不足，不足以改变居民消费预期所致，使得居民在消费时有所顾虑，瞻前顾后，解决这一问题的关键在于增加政府在民生方面的投入力度，真正解决居民在消费时所面临的后顾之忧。

因此，需要政府适时退出经济建设领域，向公共服务型转变，调整政府支出结构，压缩政府经济建设支出，削减行政管理费用，将更多的钱用于民生。只有这样才能够使得改善居民的生活条件不会仅仅停留在文件上，使中国经济增长回到更多地依靠内需尤其是居民消费的轨道上来，以实现经济的可持续增长。

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（编校：少卿）

The Effect of Local Government Expenditure On Urban Residents

Consumption In the Progress of Chinese Economic Transition：

——An Empirical Study with Panel Data of Provinces from 1997 to 2009

CHEN Kai1， XI Jing2

（1.Department of Statistics of Shanxi University of Finance and Economics； Taiyuan 030006， China；

2.Department of Economics of Jinan University Guangzhou 510632， China）

消费支出论文篇10

关键词：财政支农人口转变抚养比农村居民消费

统计资料显示，2010年我国农村人口为6.71亿，占总人口的50.05%。而同时期，农村居民消费性支出总额为2.94万亿元，只占居民消费总额的24.58%，远低于城镇居民的消费水平。庞大的人口规模与极低的消费总量很不对称，所以如何提高农村居民的消费水平就显得尤为重要。另外，从宏观层面讲，后金融危机时代，实体经济受到不利影响，所以，长期以来，我国依靠出口拉动经济增长的发展模式受到较大限制，扩大内需成为我国经济发展的首要政策之选。而发展潜力较大的农村消费市场应该受到关注。