消费主导型经济结构论文范文第1篇
【摘要】 与城镇居民消费结构相比,农村居民消费结构仍不合理,有待進一步优化提升。主要原因在于,居民收入水平仍较低,心理因素与消费预期对消费结构有一定的影响,消费观念制约着消费结构的优化升级,服务消费领域不太完善。这就需要建立稳定有效的收入增长机制,完善收入分配机制,优化产业结构,转变消费观念,规范市场秩序,从不同角度进行消费结构优化升级。
【关键词】 周口市;城镇居民;农村居民;消费结构
消费结构是指居民消费中不同商品或服务消费支出占家庭总消费支出的比例,包括食品消费、衣着消费、居住消费、交通通讯消费、医疗消费、家庭设备用品及服务消费、教育文化娱乐消费和其他消费等。
一、周口市城乡居民消费结构现状分析
(一)城乡居民消费结构变化分析
恩格尔系数是衡量一个国家或地区人民生活水平的重要测度,是食品支出总额占个人消费支出总额的比例。根据河南省统计年鉴(2003～2010),周口市城镇居民恩格尔系数由2002年的37.0%下降到2009年的35.2%,与全省城镇居民恩格尔系数相比,差距逐年减少,这意味着随着城镇居民收入的增加,用于食品支出的比例也相应下降;农村居民恩格尔系数由2002年的48%下降到2009年的36%,下降幅度较大,说明农村居民支出的一大部分已由食品支出转移到其他方面的支出上。无论是农村居民的恩格尔系数还是城镇居民的恩格尔系数,与全省相比,还有一定的差距。2002～2009年,周口市城镇居民食品、衣着支出所占比例呈下降趋势,家庭设备用品及服务、医疗保健支出稳步上升,交通和教育文化娱乐服务则呈下降趋势;农村居民食品支出所占比例呈下降趋势,居住支出所占比例呈明显上升趋势,本应该加大投入的医疗保健支出、教育文化娱乐服务支出所占比例却呈下降趋势,这表明农村的医疗保健和教育文化改革工作还有待进一步加强。城镇居民消费结构中,食品、衣着、居住和教育文化娱乐服务支出占了相当大的比例(约为70%),农村居民消费结构中,食品和居住支出就占了相当大的比例(约为70%),用于衣着和教育文化娱乐服务的支出所占比例还很小,这表明城镇消费结构已逐渐趋于合理,农村居民的消费结构欠合理,消费水平还有待进一步提高。
(二)居民消费结构的特点
1.城乡居民消费水平有较大幅度提高,但城乡差距逐年拉大。消费水平提高和消费结构变化的前提是收入的增加,随着周口市经济的发展,居民的收入水平也不断提高,消费结构也发生了明显的变化。根据河南省统计年鉴(2007～2010),2009年,周口市城镇居民人均可支配收入为11363元,比2006年增长57.4%,年均增长14.35%,城镇居民人均生活消费性支出由2006年的5269元增长到2009年的8879.3元,增长68.5%,年均增长17.125%;农村居民人均纯收入由2006年的2641元增加到2009年的3908元,增长幅度达48%,农村居民人均消费支出由2006年的1964元增加到2009年的3090元,增长幅度达57.3%。由此可以看出,农村居民收入与城镇居民收入差距进一步扩大,消费水平的差距也在进一步拉大,尤其是在医疗保健、教育文化娱乐服务支出上,农村居民的医疗保健和教育文化娱乐服务有待进一步提高。
2.消费层次不断提升,消费内容日益丰富。城镇居民消费层次的不断提升是消费水平提高和消费结构改善的重要标志。从居民家庭耐用消费品百户拥有量看,彩电、冰箱、洗衣机等家用电器的普及率已经很高,空调、电脑、移动电话等也已成为具有相当普及率的大众消费品。轿车、住宅等大宗商品正越来越成为周口市居民关注的热点,消费层次不断提升,与此同时,居民消费内容也逐步扩大到娱乐、休闲、文化、旅游和健身等方面,这些都是消费结构进一步升级的基础。对于农村居民来说,农民消费水平也不断提高,结构升级加快。2009年,随着收入的增加,农民平均每百户拥有彩色电视99.56台、洗衣机70.86台、电冰箱17.41台、移动电话98.3部、空调5台、摩托车30辆。农民居住环境也明显改善,2009年末人均住房面积达26.16平方米,比上年增加0.78平方米,增长3.07%。与此同时,住房质量也明显提高。2009年底周口市农民人均用于家庭设备、用品消费的支出达150.8元,比上年增加30.44元,增长25.2%。但与城镇居民相比,农村居民在电脑、轿车、住宅以及休闲娱乐等方面消费支出上还有较大差距。
3.居民平均消费倾向呈上升趋势,居民收入有待进一步提高。居民平均消费倾向是指消费支出金额占可支配收入的比例,即消费者根据个人收入形成的购买消费品的心理倾向,用来衡量消费者对购买行为反应的敏锐程度,公式为APC=C/Y(C表示消费支出,Y表示可支配收入)。凯恩斯理论认为,平均消费倾向APC是递减,即由于收入增加,消费也增加,但消费增长幅度要小于收入增长幅度(APC递减)。根据河南省统计年鉴(2007～2010),城镇居民平均消费倾向由2001年的0.7746上升到2009年的0.7814,略呈上升趋势,同期全省城镇居民平均消费倾向由2001年的0.7803下降到2009年的0.6657;周口市农村居民消费倾向由2001年的0.685上升到2009年的0.7909,同期全省农村居民平均消费倾向由2001年的0.6557上升到2009年的0.7048,都呈明显的上升趋势。由此可以看出,无论是城镇居民还是农村居民,与全省相比其收入水平都有待进一步提高。
二、制约周口市消费结构升级的主要因素
1.居民收入因素。收入对消费结构的影响主要表现在消费需求层次上。随着居民购买力的提高,消费需求层次也会不断提高,由此必然导致消费结构向较高层次跃进。对于周口市而言,平均收入水平较低制约了消费结构的提升。2009年周口市城镇居民人均可支配收入为11363元,低于全省(14372元)3009元;农村居民人均纯收入3908元,低于全省农村居民人均纯收入(4807元)899元。与全省相比,城乡居民收入的差距进一步拉大,导致周口市居民消费能力与全省居民相比有很大差距,2009年周口市城镇居民人均消费支出为8879元,与同期的全省城镇居民消费支出(9567元)相差688元;农村居民人均消费支出为3091元,同期全省农村居民消费支出为3388元,相差297元。
2.心理因素与消费预期的影响。人们在消费时,其兴趣、情绪或指导思想在很大程度上决定了他们消费的可能性,这种心理因素主要受社会、家庭和文化等方面的影响,决定着消费者在消费过程中是否理性,各种流行元素等是否在他们的消费过程中发挥着重要作用,消费预期也会影响人们的消费行为。周口市受整体收入水平的约束,消费结构还没有实现全面升级,大部分居民还无法在短期内改善住行条件,尤其是农村居民,他们在就业、医疗、教育、养老等社会保障制度改革方面还有待进一步完善。随着物价指数的不断上升,居民预期消费支出增加,会紧缩即期消费行为,使消费支出增长慢于收入增长,延缓了消费结构的升级进程。
3.消费观念的制约。传统消费观念及其对人们消费行为产生的消极作用,降低了居民对激活消费政策措施反应的灵敏度,在相当程度上抵消了经济政策措施的作用力并使其预期应有的作用强度减弱,从而成为制约周口市城镇居民消费结构升级的一个重要原因。它所带来的消费结构不合理,不仅弱化了消费对生产的刺激作用,而且偏误了消费对生产的导向作用,给社会生产和经济发展带来了负面影响。
4.服务消费领域问题较多。一是服务业发展不平衡,使居民服务消费需求难以得到满足,其中传统服务业所占比例较大,新兴服务业比例偏低,导致部门发展不平衡;城市发展速度快于农村导致城乡发展不平衡;中低档服务供给不足,满足不了广大服务消费需求导致消费结构不平衡;二是服务业社会化、产业化、现代化程度较低,影响了居民消费质量的进一步提高;三是服务价格持续上涨制约了居民的服务消费理念。
三、进一步促进周口市居民消费结构升级的对策建议
1.提高居民收入水平,缩小城乡居民之间、不同收入阶层之间的收入差距。居民收入水平的提高是消费结构升级和消费规模扩大的基础,要建立稳定有效的收入增长机制,完善收入分配机制,扩大中等收入阶层所占比例。这就需要建立完善规范的劳动就业中介机构,给劳动者提供就业信息及指导服务,以减少就业成本,提高就业率,使居民对就业有稳定的心理预期;坚持效率优先、兼顾公平的原则,制定出合理的收入分配机制;建立健全社会保障制度,加大社會保障资金的收集力度和筹融资能力,提高居民消费预期;通过各种途径提高农村居民收入水平,缩小城乡收入差距,使城乡居民消费结构更加趋于合理。
2.进一步完善社会分配体系。目前的社会分配体系在很多方面仍难以充分发挥收入分配对个人积极性的激励作用,杜绝不合理、灰色的甚至是非法的财富积累方式。通过财政税收政策,完善金融市场,发挥金融对改善收入分配状况的支持作用;通过对城镇或农村低收入家庭的财政支持等,改善低收入群体的收入状况,提高其收入水平,优化消费结构。
3.进一步优化产业结构,大力改善产品结构。一是完善消费政策,积极拓展消费领域,培育新的消费点,促进居民消费档次的提高。消费热点是带动消费增长的发动机,周口市的消费热点主要有住房、旅游、信息、汽车、文化教育等。通过消费热点形成新的经济增长点,引导产业结构调整,从而推动周口市经济的快速发展;二是要高度重视基本消费品产业的发展,使基本消费品和高档消费品的发展满足不同群体的消费需求。
4.转变消费观念,积极倡导现代消费新理念。一是引导超前消费观念。在收入来源较为稳定的条件下,可以采取信用手段,鼓励居民合理适度的超前消费,这对促进消费结构升级,促进本市经济发展也起着积极作用;二是要积极引导本市居民提高物质文化生活质量,鼓励消费,反对浪费;三是倡导消费效用新观念。通过改变消费方式,合理配置个人、家庭资源,争取消费效用最大化,优化个人消费供给结构,使各类消费支出所占比例与个人的需求结构相吻合,从而提高消费总效用。
5.规范市场秩序,积极改善消费环境。消费需求的扩大和消费结构的升级需要一个公平、有序的市场秩序和良好的消费环境,构建覆盖全社会的诚信体系。提高各公共服务部门履行职责的能力和水平,共同维护和建立良好的市场秩序和诚信体系,创建优良的消费环境,保证交易公平,保护消费者权益。营造鼓励消费、放心消费的大环境,最大限度地在消费环节上减少消费者与商家的交易成本。
参考文献
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注:本文系周口市社科联调研课题“周口市消费结构的实证分析与对策研究”(ZKSKDY-2010-013),河南省社科联调研项目“收入不平等、两极分化与增长经济——基于河南省的视角”(SKL-2010-2872)的阶段性成果。
消费主导型经济结构论文范文第2篇
摘要：分别引入标准消费人变量和非劳动年龄人口变量的消费函数及改进后的消费函数进行实证分析，结果显示非劳动年龄人口变量与代表居民消费的被解释变量呈显著负相关，在不考虑其他因素的前提下，劳动年龄人口的社会抚养压力增大和非劳动年龄人口消费能力的稳定性可能是抑制湖南消费水平提高的主要原因。
关键词：非劳动年龄人口;标准消费人;消费倾向;实证
普遍认为人口分为劳动年龄人口（也称生产年龄人口）和非劳动年龄人口（也称抚养人口）。劳动年龄人口通常指15—64岁的成年人口，非劳动年龄人口包括儿童和老年人口，通常0—14岁为儿童人口，65岁及以上为老年人口。根据联合国对老龄化社会的定义，65岁以上人口超过7%的地区或国家属于老龄化社会。“五普”、“六普”数据统计湖南省人口老化系数全国排名从第11位上升到第8位，增长速度快于全国平均水平。湖南省于2002-2011年间0-14岁人口比例在17.5%上下波动，非劳动年龄人口比例保持在28%上下波动。湖南总人口在2009-2010年湖南总人口减少较快，但是在2011年回升到最高点。1983年实施计划生育政策之后，人口增长速度明显放缓，家庭结构变化较大，但是在人口基数继续增大和社会抚养系数保持相对稳定的情况下，湖南省居民消费率逐年下降，从2000年的54.3%下降到2011年的35.3%，十一年间居民消费对GDP的贡献权重下降了19个百分点（34.99%），所以研究非劳动年龄人口对湖南居民消费水平的直接或间接影响对扩大内需、转变经济发展方式具有重要现实意义。
一、非劳动年龄人口与湖南居民消费的实证分析
（一）标准消费人消费函数分析
1.数据整理
通过查找湖南历年统计年鉴，能整理出1996-2011年间关于人均GDP、人均消费水平、非劳动年龄人口数据（见表1）。
在湖南，65岁老年人口与0-14岁人口成反向变动，0-14岁人口的消费基本上来自家庭收入的直接或间接转移消费，老年人口的收入水平和来源存在很大差别，根据“六普”中数据，城镇人口中有43.8%的老年人主要依靠家庭其他成员赡养，39.5%的老年人依靠退休养老金生活，仅有9%的老年人依靠劳动获得收入;63.8%的农村老年人口收入主要靠家庭供养，超过26.2%的老年人靠劳动获得收入，还有4.5%的老年人的生活依靠最低生活保障金;不同收入水平的群体或区域的消费水平确实存在差异，加上我国传统文化和消费习惯的影响，湖南非劳动年龄人口的消费水平一般要低于劳动年龄人口的消费水平。结合关于标准消费人的相关研究（G.J.Stolnitz，1992;于学军，1995;李建民，2001;王金营等，2006）可知，可以按标准消费系数0.7将老年人折算为标准消费人，同时将少年儿童的标准消费系数定为0.8。据此本文选取王金营（2006）的研究方法，将1996-2011年期间湖南非劳动年龄人口换算成标准消费人研究湖南非劳动年龄人口对消费水平的影响。
2.回归分析
首先在不考虑前期消费习惯前提下，利用已有数据对（4）进行回归检验结果如下：
act=1420.758+0.2874yt+μ（7）
（8.33）（17.67）
（0.00）（0.00）
第一行系数为各系数的t值检验值，第二行括号中的数值为个系数的显著性水平，D.W.（2，16）= 1.395955，查表可知：d1=0.737，du=1.252，可以明显看出：du
其次，将代表消费习惯的ACt-1纳入模型（7），回归结果如下：
act=1921.272+0.3887yt-0.37107act-1+μ（8）
（3.36） （3.31） （-0.84）
（0.006）（0.009） （0.415）
其中R2adj=0.9494，F（ 2，12） = 132.30，F = 0.0000，由此可知，湖南消费水平与人均GDP保持显著正相关性，由于序列自相关导致滞后项的系数没有通过显著性检验，D.W.（ 3，15） = 1.170915，查表可知d1=0.591，du=1.464，可以看出：d1
通过GLS消除序列相关的影响，其回归结果为：
act=2746.037+0.41812yt-0.795603act-1（9）
（4.52） （4.4） （-2.17）
（0.001） （0.001） （0.052）
其中R2adj=0.8304，F（ 2，1） = 32.83，F = 0.0000，sig=0.000，D.W.=1.530709，明显可知：du
将模型（7）回归结果所得变量系数代入模型（6），求得关于消费水平与人均GDP和非劳动年龄人口的消费函数：
ACt=1420.75+0.2874yt-0.3（1420.758+0.2874yt）agedt-0.2（1420.758+0.2874yt）childt
上述消费函数能说明一个社会现象，在人均GDP持续增长的情况下，目前大部分老年人的退休金有所提高，其次家庭收入增加，转移到非劳动年龄人口的收入将增加，但是由于老年人在自身习惯、消费需求及对子女的关心可能将转移过来的收入进行储蓄，同时年轻家长考虑到子女的生活压力（学习、工作、买房、结婚等）将维持或降低目前消费水平。结合已有数据和回归结果，在人均GDP不变的前提下，湖南65岁以上老龄化人口处于增长趋势，对湖南消费水平的影响还有可能继续增大，0-14岁人口比重在一定范围小幅波动，对湖南居民整体消费水平的影响可能削弱，该结论与王金营（2006）、李文星（2007）的研究如出一辙。因此随着非劳动年龄人口比例agedt+childt的波动，将一定程度上抑制湖南整体平均消费水平的提高，整体消费总额在增长可归结为湖南人口基数的增大;最后，
AC′t=0.2874-0.1487（agedt+childt）
是上述消费函数关于人均GDP的导数，同样可以看出非劳动年龄人口对湖南消费水平的影响。
（二）引入年龄结构变量的消费函数分析
根据有关的非劳动年龄人口与居民消费的研究，本文将建立非劳动年龄人口的相关变量与消费水平的关系模型式（10），实证结果如下：
act=1818.85+0.21yt-5489.5cht+11867.39agedt（10）
（0.82） （8.33） （-0.95） （0.86）
（0.428）（0.000） （0.363） （0.428）
其中拟合优度R2adj=0.963，F值=131.05，方程的拟合优度很高，但是D.W （ 4，16） = 2.23934，根据DW检验表可知：在α=0.01显著水平下，4-du≤D.W.≤4-d1，无法判断模型（10）回归过程是否曾在序列自相关。从回归结果可以看出，仅有剔除通胀的人均GDP对湖南省人均消费的影响是显著的，即居民消费与收入成正相关;ch变量系数为负，aged变量系数为正，但是都不显著，因此该模型不能反应非劳动年龄人口对湖南省消费水平之间的关系，有必要对直接引入非劳动年龄人口变量的模型进行改进，同时考虑加入其他影响消费水平的变量。
1.模型改进
参考王宇鹏、王森及李文星等人的研究成果，本文选取老少比、居民消费倾向分别代表非劳动年龄人口变量和代表消费水平的被解释变量，对消费函数模型改进如下：
CPt=β1LnDPIt+β2RUIt+β3Rt+β4Pt+β5OYt（11）
其中，CP为居民平均消费倾向，即消费支出与可支配收入的比值，这也是采取零截距的重要原因（王宇鹏，2011）;lnDPI代表人均实际可支配收入变量，即可支配输入的对数值;RUI代表城乡人口消费能力差异变量，即城乡人均纯收入的比值;R为实际利率水平;P为物价水平;OY代表老年人与少年儿童消费能力差异的变量，即65岁及以上老少人口与0-14岁人口的比值，数据来自于《中国统计年鉴》中的抽样数据计算所得。
2.数据整理与变量检验
对于改进后的模型，所有原始数据均来自于1991-2012年的《中国统计年鉴》。居民平均消费倾向是居民消费支出与可支配收入之比;居民人均可支配收入以1990年为基期，根据消费价格指数进行平减后的数据，再对居民人均可支配收入进行对数化处理，同时求出城乡人均可支配收入比;实际利率根据一年期加权平均的名义利率减去当年居民消费价格指数变化率计算的。
通过引入多个影响消费倾向的时间序列变量改进模型，为避免“伪回归”现象。首先有必要采用ADF检验方法对各时间序列进行单位根平稳性检验，结果见表3：
其中（C，T，K）表示ADF检验式是否包含常数项、时间趋势项以及滞后期数。
从表3的检验结果可知，变量经过一阶差分之后显示所有变量的时间序列都是一阶单整，即平稳时间序列。当序列都是同阶平稳时，为确定变量是否可能存在协整关系，对时间序列变量CP、lnDPI、RUI、R、P和OY进行Johansen协整检验，从表6检验结果可知，模型（11）包含的六个平稳变量存在协整关系。
3.回归结果及分析
由于序列变量检验结果可知，可选取普通最小二乘法对模型（11）进行回归，结果如下：
CPt=0.07633LnDPIt+0.175RUIt+0.02333Rt-0.60717Pt-0.70064OYt
（2.30348） （2.04991）（2.81840）（-1.71922）（-6.04530）
（0.035） （0.057） （0.012） （0.105） （0.000）
其中，R2adj=0.6517，相比标准消费人模型，模型（11）的拟合优度有所降低;D.W.=1.5525，在a=0.01的显著水平下有D.W.=1.5525>du=1.55，可判断模型不存在自相关。
由White异方差检验（表7）可知，模型White异方差检验中Obs*R2adj=7.348，取0.05为显著性水平，由于Obs*R2adj=7.348
从模型回归结果表5分析，老少比OY变量的系数为负，同时也是高度显著的，由表2可知，老少比还有继续提高的趋势，随着老少比的提高，非劳动年龄人口的消费能力的差距将进一步加大，随着湖南老龄化的加深，对居民平均消费倾向的抑制作用更加明显，同时0-14岁人口的增长速度变缓，目前0-14岁人口比重在一定范围内小幅波动，结合标准消费人模型可知，0-14岁人口对居民消费倾向的抑制作用将减弱，总体呈现出非劳动年龄人口抑制了湖南居民平均消费倾向的提高，非劳动年龄人口的年龄结构变化改变了整体消费结构，直接导致整体居民消费水平的下降。然后，变量lnDPI在5%的水平正显著，说明人均实际可支配收入的提高可以增加居民的平均消费倾向;变量R在5%水平正显著，说明降低利率水平将使居民预期收入的减少，加上物价水平的上升，居民将其他方式进行保值，可能提高居民的即期消费倾向，由于老年人的消费倾向基本保持不变，所以利率变化对其影响不大;变量RUI在10%的水平正显著，城乡人均纯收入比值是缓慢提高的，在2010、2011年有所降低，收入的差距扩大会与湖南省居民的平均消费倾向呈现同方向变化趋势，这与当前很多研究理论不符，可能的原因是城市居民的消费倾向大于农村居民的消费倾向，随着城镇化进程的加快，农村人口向城市流动导致城市居民的数量增加，而且这部分人口基本上处于14-64岁年龄段，为适应城市生活被迫提高消费倾向，所以RUI系数出现显著正相关也是情理之中的;变量P在10%的水平显著为负，可见物价上涨会降低湖南的居民平均消费倾向，与事实相符。
二、结语
本文在分析了湖南非劳动年龄人口现状及发展趋势、消费现状，结合已有设计非劳动年龄人口变量与消费有关的研究成果，同时选取两种消费函数，在新的背景下，从实证的角度研究湖南非劳动年龄人口对消费水平的影响，得出以下结论：在湖南人均GDP增长快于人口增长的情况下，目前湖南
非劳动年龄人口的城乡分布和收入来源存在较大差异，特别是65岁以上老年人口的现状，虽然社会抚养系数在缓慢减小，但是老龄化趋势加剧与0-14岁人口比例在经历缓慢降低后基本维持稳定，导致老少比不断攀升，也说明非劳动年龄人口的消费能力的差距将拉大;由于计划生育政策对人口增长的控制、城镇人口的增长、家庭收入的增加及家庭结构的改变，非劳动年龄人口的直接或间接收入将增加，但是老年人口在自身消费习惯、消费需求及出于对子女的关心爱护可能更倾向于储蓄，加上0-14岁人口基本上处于零收入状态，导致年轻的家长考虑到家庭生活和子女将来的生活压力也可能有意识的降低消费水平，所以非劳动年龄人口的消费能力、水平及倾向具有一定的稳定性;综上所述，非劳动年龄人口对湖南消费的影响首先是由于非劳动年龄人口数量的变化产生的，65岁以上老年人口的增长对湖南消费水平的抑制效应有增大趋势，2000年后，0-14岁人口基本上维持稳定，对湖南居民整体消费水平的抑制作用变化不大，总体而言，由于湖南老龄化加深，65岁以上老年人口对整体消费水平的抑制效应导致非劳动年龄人口变量与因变量呈显著负相关，劳动年龄人口的社会抚养压力增大和非劳动年龄人口消费能力的稳定性可能是真正抑制湖南消费水平提高的原因。
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消费主导型经济结构论文范文第3篇
摘 要 农村居民的消费结构是否合理直接关系到产业结构、流通结构、分配结构甚至整个国民经济结构的合理化程度。农村居民消费结构的合理，是拉动农村消费市场，实现我国经济持续增长的必然选择。本文利用1994-2013年来贵州省农村居民收入和消费结构的样本数据，通过一定的趋势分析和灰色关联度分析，对农村居民消费结构变化进行了实证研究。结果表明农民生活水平得到逐步改善以及农民的消费结构进入了转型期。
关键词 农村居民；消费结构；灰色关联度；贵州省
1、引言
“十二五”时期是我国整个全面建设小康社会承前启后的关键时期，继续较快增加农村居民收入、保持农村消费扩张是拉动内需、转变我国经济发展方式是实现我国经济持续快速健康发展的重要战略举措。消费是社会经济活动中最基本的经济活动，消费需求作为社会总需求的重要组成部分，对经济增长起着重要的拉动和导向作用。同时消费需求是拉动经济增长的“三驾马车”中最稳定的动力，消费增长也是刺激投资增长的直接动力，而且消费结构的优化升级是产业结构调整、优化、升级的原动力[1]。但如今农村市场需求远远没有饱和，农村消费对经济的带动作用具有巨大的潜力，扩大内需的政策仍需要向农村地区进一步辐射。
而要进一步开启农村市场，必须先要了解农村居民消费结构的变化及其特点。近年来贵州经济虽然取得长足发展，但是相对于全国，尤其是对比东部沿海城市而言，还存在比较大的差距，尤其在产业结构升级过程中转型升级比较缓慢。有研究表明，贵州省居民消费结构优化、恩格尔系数的下降，可以有效促进贵州第三产业比重上升，并且从长远看，城镇居民收入会转向第三产业消费，促使产业升级。因此，研究贵州省农村居民消费问题具有深远意义。本文主要对贵州省农村居民消费结构进行分析，对消费支出中的各个项目与纯收入的关系进行分析。
2、指标选取、数据来源
本文的数据来源指标选取消费者的消费水平和消费结构主要受消费者收入的影响。根据贵州省统计年鉴的指标分类，选取农村居民人均纯收入（X）、人均消费支出（Y）及恩格尔系数（EC）。农村居民家庭人均生活消费支出（Y）共分为：食品支出（Y1）、衣着支出（Y2）、居住支出（Y3）、家庭设备用品及服务支出（Y4）、交通和通讯支出（Y5）、文教娱乐用品及服务支出（Y6）、医疗保健支出（Y7）、其他支出等8项（Y8）。本文数据主要来自《贵州省统计年鉴》与国家统计局。另外本文所选取的研究方法是采用灰色关联度分析法对贵州省居民消费结构中各项目与农村居民纯收入之间的关系变进行研究。
根据对贵州省消费项目的分析，得到各消费项目占生活消费总支出的比重见图1、图2。
比重及变化趋势
从图1中可以看出，食品支出在农民消费支出中仍然占有主要地位，但其比重一直呈平稳下降的趋势，从1996年的72.52%下降到2013年的42.96%；在农民消费支出中所占比重同样呈下降趋势的还有衣着支出和家庭设备用品及服务支出其中衣着支出从1994年的6.40%下降到2013年的5.36%，尽管中间先呈一个下降趋势，再有一定的上升，但是总体上是呈一个下降趋势；而在农民消费支出中所占比重呈上升趋势的有居住支出、交通和通讯支出、文教娱乐用品及服务支出、医疗保健支出、其他支出5项等。
3、研究方法
影响贵州省影响农民居民消费的因素是很多的，而由诸多影响因素构成的系统是一个部分信息已知、部分信息未知或不完全明确的灰色系统，系统中各要素间是相互影响、相互制约的关系，存在着一定的不确定性，有些还无法找到对应的特定对象，只能凭经验得到一定的定性的认识。通过分析农村居民各项消费支出与农村居民纯收入的关联度，从而得出这些消费各项目分别同纯收入的定量关系。在客观事物之间及各种因素之间，相互关系非常的复杂，为了更好地明确变量之间的相互关联程度，为系统决策提供有效的依据，可以采用灰色关联分析法。该方法适用于对灰色系统有限数据序列进行分析，通过确定参考数列和若干比较数列几何形状的相似程度，判断灰色过程发展态势的关联程度。有助于研究系统内部各种因素之间关系，寻求影响目标值的主要因素。具体方法的有关基本步骤如下：
第一步为构造“参考序列”。所谓参考序列，是指由评价指标体系各指标的标准值所构成的一个序列，是作为判断被评价对象价值水平的一个参照系，可以视为一个虚拟的被评价单位。参考序列通常是由样本指标中的极值构成参考序列。若第i单位p项指标的实际值序列为：
第二步是对指标进行无量纲化处理。有关灰色系统评价方法文献中较多的采用“極值化”和“均值化”。每一个评价对象与“参考序列”之间存在着偏差，于是可计算如下的序列差：
记 （ ），它是样本单位实际价值水平离参考水平（通常是最优水平）的绝对距离序列。即：
第三步是计算第i单位第k指标与参考序列相比较的关联系数ξi（k）。灰色关联系数ξi（k）是灰色综合评价技术的关键。根据邓聚龙教授的最初定义，也是目前人们应用最多的一个定义：
上式中， 与 分别为所有单位的所有指标与参考序列之间的绝对差距中的最小值与最大值； 为第i单位第k指标与参考序列之间的绝对差； 为分辨系数， ，一般取 。
第四步是根据关联系数序列，计算关联度 ，并根据其进行综合评价排序。通常的关联度定义是采用算术平均方式，即
4、贵州省农村居民消费结构与纯收入的灰色关联度分析
按照上述灰度关联的计算方法和步骤，分别求得农村居民生活消费支出中的食品支出、衣着支出、居住支出、家庭设备用品及服务支出、医疗保健支出、交通运输有点通讯支出、文教娱乐用品及服务支出与农村居民纯收入的关联度 Ri分别为R1=0.967，R2=0.973，R3=0.922，R4=0.982，R5=0.765，R6=0.966，R7=0.851，R8=0.977。对上述关联度进行排序，得出 R4>R8>R2>R1>R6>R3>R7>R5排序结果。对比农村居民生活消费支出中的食品支出、衣着支出、居住支出、家庭设备用品及服务中出、医疗保健支出、交通运输邮电通讯支出、文教娱乐用品及服务支出与农村居民纯收入的关系，关系最紧密的是家庭设备及服务支出，其后依次是其他消费支出、衣着及食品支出、文教支出、居住支出、医疗保健支出、交通支出。
5、结论与建议
5.1、结论分析
从农村居民生活消费支出与纯收入的关联度来看，家庭设备及服务排序第1。由于受传统观念的影响，家电配套在贵州省农村居民的生活中占据着重要地位，在解决吃、穿等基本需求后，第1位的消费方向就是家庭设备以及服务问题，电视机、冰箱、电话这些所谓的家庭必备电器的拥有在贵州省农村居民看来是生活水平提高的基本特征。有关调查表明，如果有余钱，大部分的农民选择改善家里环境。由于农村居民生活的不断丰富，农村居民的消费方式也越来越多样化，因此其他支出所占比重上升，排名第二。另外衣着支出与食品支出分别排在第三、第四位。农村居民的文娱教育支出主要是子女的教育支出，随着农村居民收入水平的不断提高和国民对教育的重视，教育支出在农村居民消费总支出中的比重越来越大，所以文教娱乐用品及服务支出排序第五。而居住支出、医疗保健支出、交通支出排在后三位。按马斯洛的需求层次理论，人们的消费需求层依次为生存型、发展型和享受型。消费结构可以划分为多种，按消费满足居民生活消费的层次分为生存型消费、发展型消费和享受型消费。通常将吃、穿、住等方面的消费定义为生存型消费，将教育、交通通讯、医疗保健的定义为发展型消费，将娱乐文化服务、家庭设备用品、耐用消费品支出、其他商品和服务定义为享受型消费，用来大致反映消费层次的变化。根据农村居民生活消费支出与纯收入的关联度排序，可以看出，农村居民的消费需求正在由生存型向发展型过渡，最终向享受型消费发展。说明我国农村目前正在由温饱型进入小康型，农村整体消费结构正处入转型期，消费水平正在不断提升。从三种消费资料的发展趋势来看，生存资料的消费总量虽然会有所增长，但它在消费结构中的相对比重会呈下降趋势，相应的享受资料与发展资料不仅总量会上升，而且在消费结构中的比重也会逐步上升。其主要原因是，生存资料属于生活必需品，需求弹性较小，而享受资料、发展资料的需求弹性比较大。
5.2、政策建议
因此，根据上述实证研究及其结论，要根据农村居民消费结构变动的特点， 有针对性地开启农村消费市场。
5.2.1、优化国民收入分配格局，提高农民收入水平
农民收入增加缓慢，是当前居民收入分配领域中最为突出的问题，它已成为制约在我国国内消费需求增长的主要因素。若不采取有针对性的措施促进农民收入增长，国内消费需求启动将难以实现。一方面，要加大对“三农”的财政支持力度。另一方面，要加强政策、技术、融资、培训等组织引导措施。采取综合措施，着力夯实农民收入基础，尤其是要通過财产性收入的增加，提升其消费能力。这些都是当前迫切需要解决的问题。
5.2.2、优化贵州省农村居民消费环境，刺激农村居民消费需求
通过对商业场所的分布选址、配套设施、周围环境等因素的综合考虑，使居民潜在的消费意愿被充分发掘，为消费者创造更好的购物环境及消费空间。政府直接对消费环境投资的同时，还应积极加强对民间商业投融资活动的引导和调整。城乡商业网点的选择既要科学规划、合理布局，同时还要加强对乡镇及农村地区消费硬件设施的建设和改造，避免消费需求受到消费硬件环境不足的制约。与城镇相比，农村的基础设施仍然比较薄弱。因此，要加强农村基础设施建设，特别是加大对农村地区水、电、路、通信和交通等基础设施建设的投入，从而促进交通通讯等发展型、享受型消费需求的增长。
5.2.3、开展农村居民消费教育，倡导合理的消费观
要根据贵州省农村居民消费的特点，针对性地开发适应其需求的产品，并通过消费教育与宣传，使农村居民掌握更多的现代消费知识和技能，进而通过对新型消费品和服务知识的及时了解和高效应用，改变既有消费观念，推进农村居民消费结构不断调整和升级。
注释：
[1] 洪名勇.贵州消费问题研究[M].北京：中国经济出版社.2012.
参考文献：
[1]李燕桥，臧旭恒.中国城镇居民预防性储蓄动机强度检验[J].经济学动态，2011（5）：31～36.
[2]洪名勇.贵州消费问题研究[M].北京：中国经济出版社.2012.
[3]李翔.农村居民收入与消费结构的灰色关联分析[J].统计研究.2013（20）：76-78
[4]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，2012，07：4-14.
[5]肖立. 我国农村居民消费结构与收入关系研究[J]. 农业技术经济，2012，11：91-99.
[6]李翔，朱玉春. 农村居民收入与消费结构的灰色关联分析[J]. 统计研究，2013，01： 76-78.
作者简介：杜瑞贇（1991-），女，贵州遵义人，贵州大学经济学院统计学学专业在读研究生。
消费主导型经济结构论文范文第4篇
摘要：人口年龄结构转变本身具有动态性，与消费的关系也随之变化。文章基于1987-2011年时间序列数据对中国城乡人口年龄结构与居民消费之间的关系进行了比较研究。结果发现：城、乡居民消费率与少儿抚养比之间均具有显著正相关关系，少儿抚养比越低，城、乡居民消费率越低，但少儿抚养比的降低对城、乡居民消费率边际变化的影响差异不大;现阶段整体来看老年抚养比对城、乡居民消费率的作用并不显著;人口年龄结构对消费的影响具有时期效应，与进入人口老龄化阶段之前相比，我国城、乡老年抚养比相对于少儿抚养比对消费变化的影响更大;此外，少儿抚养比通过家庭收入增长率对城镇居民消费具有显著偏效应，老年抚养比则通过家庭收入增长率对农村居民消费具有显著偏效应，这说明伴随着人口年龄结构的转变，城、乡居民分别在子女照料、老人赡养等方面作出了消费倾斜。
关键词：人口结构;抚养比;城镇居民消费;农村居民消费
DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2015.02.002
收稿日期：2014-08-20; 修订日期：2015-01-21
基金项目：江苏高校哲学社会科学重大项目“江苏人口老龄化对经济社会发展影响及其对策研究”（2010ZDAXM004）;教育部人文社会科学研究项目“社会养老服务体制机制创新研究——基于江苏苏南、苏中、苏北的调查与比较”（13YJA840008）。
作者简介：王欢，河海大学公共管理学院人口研究所博士研究生;黄健元，河海大学公共管理学院人口研究所所长、教授、博士生导师。
An Empirical Study on the Relationship between Population Age Structure
and Household Consumption in Urban and Rural China
WANG Huan，HUANG Jianyuan
（Population Research Institute， Hohai University， Nanjing 210098， China）
一、引言
消费是经济增长的“三驾马车”之一。1978年改革开放以来，在投资需求拉动和生产主导型经济发展模式的支撑下，我国经历了一段令世界惊叹的经济持续高增长期。然而，随着经济模式逐渐向消费主导型转变，储蓄持续偏高、消费持续低迷带来的问题逐渐显露，消费需求不足已经成为当前制约我国经济快速发展的重要原因。现阶段，尽管我国经济增长率仍保持在年均7%以上的较高水平，高于美国、英国等西方发达国家，我国居民消费率却以每年约1个百分点的速度持续下降，甚至低于部分发展中国家，形成了特有的“高储蓄-低消费”局面<sup>[1]</sup>。
对于消费不足的原因，学界进行了多方面探讨，认为影响消费的因素是复杂的：从利率水平、物价水平、消费行为习惯、收入支出不确定性，到历史及文化传统、经济增长速度、社会保障制度、收入分配制度，都可能是消费率变动的重要原因。但随着世界范围内人口结构转变进程的加速，人口年龄结构与消费之间的关系也逐渐被纳入消费影响因素的研究范畴。莫迪利安尼（Modigliani）和布伦贝格（Brumberg）提出生命周期假说，为人口年龄结构对消费的影响提供了一个解释框架<sup>[2]</sup>。生命周期假说认为，消费者一生的财富是封闭的，消费者只在其生命周期内享用所有财产，财产不会发生代际转移，且消费者各阶段的消费水平取决于其一生的总收入，消费水平与其生命周期密切相关，消费者将自己一生的预期收入在不同年龄段进行最优配置，以取得跨期效用最大化<sup>[3]</sup>。一般情况下，劳动年龄人口的收入在满足自身消费之外，一部分用于抚养下一代，另一部分用于储蓄以供退休后使用。劳动年龄人口对应于正储蓄，而少儿人口和老年人口对应于负储蓄。当一个经济体中劳动年龄人口比重上升时，经济体总储蓄率上升;当少儿人口和老年人口比重上升时，经济体总储蓄率下降<sup>[4]</sup>，即人口年龄结构的变化会引起消费率和储蓄率发生相应改变。
然而，国内外学者对中国人口年龄结构变动与消费之间关系的研究却作出了不尽相同的解释，得到与生命周期假说并不完全一致的结论。结论一，人口老龄化对消费有正向影响。汪伟通过对中国1989-2006年经济增长、人口年龄结构的省际面板数据研究，认为抚养比下降是中国储蓄率上升的原因，伴随着抚养比的下降，经济增长对储蓄率上升的贡献会不断强化，反之则弱化<sup>[5]</sup>。谭江蓉、杨云彦基于1%人口抽样调查数据和人口普查省域截面数据研究，认为我国农村人口老龄化对农村居民消费倾向具有显著的正向影响，与生命周期假说的结论一致，但对生命周期假说在我国农村地区的适用性提出了质疑<sup>[6]</sup>。结论二，人口老龄化对消费有负向影响。莫迪利安尼等人使用中国1953-2000年有关储蓄的时间序列数据发现，储蓄率和长期经济增长率及负担系数之间存在显著的协整关系，认为人均收入增长率和少儿抚养系数的变化能够解释中国的高储蓄率<sup>[7]</sup>。李春琦、张杰平则根据1978-2007年我国宏观年度数据研究指出，少年抚养系数和老年抚养系数对居民消费均有显著负向影响，农村居民消费习惯非常稳定，研究结论不支持生命周期假说<sup>[8]</sup>。万克德等人通过对山东省1995-2010年城镇居民消费的时间序列数据分析发现，人口老龄化将会引起城镇居民储蓄率降低，同时人口年龄结构的转变也会带来消费结构的变化<sup>[9]</sup>。毛中根等人利用1996-2010年省际面板数据研究发现，老年抚养比的提高是导致居民消费降低的一个重要原因<sup>[10]</sup>。结论三，人口老龄化对消费无明显影响。科里（Kraay）基于1978-1989年中国分省居民储蓄家庭调查面板数据的研究认为，在统计意义上，样本期间抚养系数对储蓄并不存在显著影响<sup>[11]</sup>。李文星等人利用中国1989-2004年的省际面板数据，研究指出我国儿童抚养系数对居民消费具有负向影响，但这种影响并不大，老年抚养系数变化则对居民消费的影响不显著，因此认为中国人口年龄结构的变化并不是中国目前居民消费率过低的原因<sup>[12]</sup>。结论四，人口老龄化对消费具有阶段性变动影响。于潇、孙猛研究发现，在人口老龄化起步阶段，老年人口比重快速提高的同时会伴随着少儿人口比重的迅速下降，当少儿消费系数低于老年消费系数时，人口老龄化对消费的影响为正向，当人口老龄化进入中期阶段时，会对消费产生负向抑制，当人口老龄化为晚期时，不会对消费产生影响<sup>[13]</sup>。综合来看，上述研究大多支持了人口年龄结构与居民消费具有相关关系的观点，但是由于研究方法、模型建构和变量选取等方面的原因，人口年龄结构转变对居民消费的影响仍然尚无定论。
近年来，我国人口年龄结构转变进程不断加速。笔者根据《中国统计年鉴2013》及国家统计局网站公布的数据计算得出，2012年底，我国65岁及以上老年人口已经达到12714万人，比2000年净增加3893万人，老年人口占比达到9.4%，超过人口老龄化国际标准2.4个百分点;14岁及以下少年儿童人口减少到22287万人，比十年前净减少6725万人，少年儿童人口占比降低6.4个百分点至16.5%;城乡人口年龄结构转变差异则持续扩大，截至2012年底，农村地区65岁及以上人口占比高出城镇地区将近4个百分点。在这样剧烈的人口年龄结构变化过程中，我国经济和社会发展势必会受到一系列深刻而长远的影响。本文关注的是，我国城乡居民消费是否会因人口年龄结构转变而产生相应的变化？如果是，人口年龄结构转变与城乡居民消费的关系如何？为回答这些问题，本文基于1987-2011年我国城乡人口年龄结构与消费的时间序列数据进行实证分析。与以往研究相比，本文主要有以下几个特点：一是现有文献多对我国城乡居民消费情况进行分别研究，而本文则在同一分析框架下对我国城乡人口年龄结构与居民消费关系进行比较研究，挖掘共性与异性;二是已有研究多采用截面数据或面板数据，缺乏就人口年龄结构因素对消费影响的动态分析，本文将基于协整理论进行更深入的探讨;三是本文将采用更新的数据，做到规范分析和实证分析相结合。
二、我国人口年龄结构与消费变动
1.人口年龄结构不断老化
自20世纪70年代以来，在计划生育外力遏制下，我国总和生育率不断降低，由高位水平下降至超低生育率范畴，2010年全国第六次人口普查数据显示，我国育龄妇女总和生育率仅为1.18。持续超低生育率所带来的，是人口年龄结构的剧烈转变。笔者根据历年《中国统计年鉴》以及国家统计局公布的第五、第六次全国人口普查数据计算得出，20世纪90年代初期，我国人口年龄结构相对年轻，65岁及以上老年人口占比仅为5.6%，少儿抚养比为41.5%，老年抚养比为8.3%，于2000年正式跨入老龄化队伍之后，我国人口年龄结构进入加速转变阶段。截至2011年底，少儿抚养比进一步减少到22.1%，比1990年减少近20个百分点，而老年抚养比则上升至12.3%，比1990年增加了5个百分点。与此同时，我国城乡人口结构转变差距也在不断扩大，20世纪90年代初期我国农村地区65岁及以上人口占比仅高于城镇地区0.6个百分点，而到2011年这一差距进一步扩大到2.4个百分点;在抚养比上，城、乡少儿抚养比分别由1990年的30.77%和45.75%下降到2011年的8.39%和26.57%，城、乡老年抚养比则分别由1990年的7.03%和8.87%上升到2011年的10.27%和14.62%。由此可见，在整体人口年龄结构快速老化的进程中，与城镇地区相比，我国农村地区正在经历更为剧烈的人口转变过程。
2.消费率持续下降
改革开放以来，伴随着我国经济的持续快速增长，城乡居民收入也呈现明显的上升趋势。根据历年《中国统计年鉴》中的数据可知，2011年底，我国城镇居民实际人均可支配收入已经达到7980.03元，是1990年的5.2倍，年均增长率为8.24%，农村居民实际人均纯收入也从1990年的686.3元增加至2011年的2696.17元，翻了两番，年均递增6.08%。但与此同时，我国居民消费总额占国内生产总值的比重却逐渐降低，由1990年的48.85%下降到2011年的35.75%，降低了13.1个百分点。2011年城、乡居民平均消费倾向仅为0.70和0.75，比1990年分别降低了0.15和0.90。尽管近年来我国居民平均消费倾向仍然处于相对较高水平，约将2/3的收入用于消费性支出，但从居民消费总额占国内生产总值比重持续下降的变化趋势来看，消费不足仍然会对我国经济持续快速增长造成不利影响。
三、模型构建与数据选取
1.模型构建
霍尔（Hall）在理性预期理论和生命周期理论基础上构建了个人消费的随机游走模型，认为个人当期消费主要是受到前期消费的影响，个人消费行为具有一定的稳定性<sup>[14]</sup>。基于霍尔的个人消费模型，本文将居民消费率作为对个人消费的度量，构建居民消费率的随机游走模型：
conrt=conrt-1+ε（1）
其中，conrt为当期消费率，conrt-1为前期消费率，ε为随机扰动项。为考察人口年龄结构对消费率的影响，本文将少儿抚养比（fyr）和老年抚养比（for）作为解释变量纳入霍尔随机游走模型之中，得到如下模型：
conrt=α0+α1conrt-1+α2fyrt+α3fort+ε（2）
在模型（2）的基础上，进一步考虑其他一些对居民消费率有影响的因素。莫迪利安尼等人在其对生命周期理论的扩展研究中发现，居民收入增长率会对居民消费率产生影响，两者存在负相关关系<sup>[7]</sup>。凯恩斯（Keynes）也认为消费与收入密切相关，并存在消费倾向随收入增加边际递减的可能<sup>[15]</sup>。因此，本文将人均收入增长率（incgr）纳入模型以考察其对消费的影响。此外，本文还引入通货膨胀率（ifr），以反映物价及宏观经济环境不确定性对居民消费的影响;同时，考虑到城镇化进程中城乡居民生活交集逐渐扩大，消费的示范效应可能会影响居民消费行为，故引入收入比（incr）反映这一生活变化对居民消费的影响。综上，得到基本模型如下：
conrt=α0+α1conrt-1+α2fyrt+α3fort+α4incgrt+α5incrt+α6ifrt+ε（3）
人口年龄结构转变意味着人口群体正在经历一个青壮年人口逐渐减少、中老年人口不断增多的动态变化过程，这一人口年龄结构转变过程相应会引致人口群体消费行为的改变，从而使得整体人口群体在人口年龄结构不同转变时期表现出不同的消费倾向。在分析人口年龄结构转变与居民消费关系的时候，为对比不同人口年龄结构转变时期消费行为的差异及变动方向，有必要引入人口年龄结构变量与时间变量的交互项。在式（3）中引入时间变量time与人口抚养比的交互变量，构成扩展模型1：
conrt=α0+α1conrt-1+α4incgrt+α5incrt+α6ifrt+α7time*fyrt+α8time
*fort+ε（4）
消费行为不仅与人口年龄结构有关，同时也受到收入水平的影响。无论是凯恩斯的绝对收入假说，还是弗里德曼的持久收入假说等，都认为消费与收入、收入增长率有密切关系。由此，收入很可能会将人口年龄结构对消费的影响进行强化，即在居民收入增长率越高的情况下，人口年龄结构对居民消费的影响可能就越显著 <sup>[16]</sup>。本文在基本模型中加入人口结构与居民收入增长率的交互项，以反映收入因素对人口年龄结构与消费之间关系的影响，从而构成扩展模型2：
conrt=α0+α1conrt-1+α2fyrt+α3fort+α5incrt+α6ifrt+α9fyrt*incgrt+α10fort*incgrt+ε（5）
2.数据选取
本文数据来自1987-2011年中国城、乡时间序列数据。居民消费率（conr）为居民平均消费倾向×100%，城镇居民平均消费倾向为家庭人均消费支出与家庭人均可支配收入之比，农村居民平均消费倾向为家庭人均消费支出与家庭人均纯收入之比。人均收入增长率（incgr）为经过价格平减后（以1986年为基期）的实际人均收入增长率，城镇居民家庭人均收入增长率为家庭人均可支配收入增长率，农村居民家庭人均收入增长率为家庭人均纯收入增长率。城乡居民收入比（incr）为城镇居民家庭人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比。通货膨胀率（ifr）由消费价格指数增长率近似替代，城镇通货膨胀率和农村通货膨胀率分别由城镇居民消费价格指数增长率和农村居民消费价格指数增长率得到。少儿抚养比（fyr）为0-14岁人口占15-64岁人口比重，老年抚养比（for）为65岁及以上人口占15-64岁人口比重。时间虚拟变量time，取值为0和1（2000年之前time=0，2000年及之后time=1）。城乡居民消费率、城乡居民人均收入增长率、城乡收入比、城乡通货膨胀率由1988-2012年《中国统计年鉴》中相关数据整理计算得到，少儿抚养比和老年抚养比由1988-2012年《中国人口和就业统计年鉴》、《中国人口统计年鉴》相关数据整理得到。
四、 实证分析
1.平稳性检验
平稳时间序列是对时序变量采用传统最小二乘法（OLS）进行回归的必要前提条件，对于非平稳时间序列而言，传统OLS估计会导致伪回归，产生对结果的解释偏差。因此，对时序变量进行计量建模分析前，应对各变量平稳性进行检验。本文采用ADF单位根检验方法，对消费率及相关解释变量的平稳性进行检验。城镇居民消费率、农村居民消费率、老年抚养比、少儿抚养比、家庭人均收入增长率、收入比和通货膨胀率均为非平稳时间序列，但上述各变量的一次差分序列为平稳时间序列。限于篇幅，检验结果略。
2.Johansen协整关系检验
由单位根检验可知，城乡居民消费率及各解释变量均为I（1）过程，为同阶差分平稳时间序列，符合协整关系检验的前提条件。协整分析的经济意义在于揭示各时间序列变量之间存在长期稳定关系。进一步地，对于非平稳时间序列变量，只要变量之间存在协整关系，就可以建立动态回归模型，这时模型残差为平稳时间序列从而不会导致因虚假回归引致的结果解释谬误<sup>[17]</sup>。通常情况下，用于变量之间协整关系的检验有恩格尔-格兰杰（EG）两步法和基于向量自回归模型（VAR模型）的约翰逊（Johansen）极大似然法，前者主要用于两变量之间的协整关系检验，而后者则可以用于多变量之间协整关系的检验。本文基于赤池信息准则（AIC）及施瓦兹准则（SC），确定滞后阶数为1，分别得到城镇居民消费率、农村居民消费率、老年抚养比、少儿抚养比、家庭人均收入增长率、收入比和通货膨胀率各变量之间协整关系检验结果，详见表1。
3.模型估计结果
基于OLS法，采用1987-2011年数据对我国城镇、农村居民消费基本模型和扩展模型进行参数估计。从测算结果（初始模型）可以看出，虽然模型整体拟合效果较好，但是仍然存在部分变量不能通过统计检验的情况。说明模型解释变量之间存在多重共线性，需要对部分变量进行适当剔除，否则会导致回归系数估计失真，影响对模型结果的解释。本文采用逐步回归法剔除初始模型中的变量，得到修正模型估计结果，可以看出模型整体拟合效果均有较大提升;模型残差序列的ADF检验结果显示各残差均为平稳时间序列I（0）过程（限于篇幅，具体检验过程略）。对于时间序列数据建模，最重要的是保证残差序列非自相关性[18-19]，鉴于本文模型中将滞后一期的因变量conrt-1作为解释变量，违背了杜宾-瓦特森（D.W.）检验的原假设，这里采用拉格朗日乘数检验法对模型残差序列的自相关性进行检验。残差相关性的拉格朗日乘数统计检验结果显示，不能拒绝模型不存在3阶及以下残差序列自相关的原假设，说明修正后模型的残差不具有显著的自相关性（见表2及表3），这些均反映出修正后模型估计结果的有效性。本文重点关注少儿抚养比、老年抚养比及其交互作用结果，具体参数估计结果见表2及表3。
表2及表3模型参数估计结果显示，我国城、乡人口年龄结构变动对居民消费率的影响并不完全一致。
基本模型修正估计结果表明，少儿抚养比对城、乡居民消费率均具有显著的正向影响，少儿抚养比越低，消费率越低。根据历年《中国统计年鉴》中的数据，20世纪70年代以来，严格计划生育政策的实施使得我国城乡生育率大幅度下降，平均每个家庭拥有孩子的数量急剧减少，少儿抚养比由
表2城镇居民消费率估计结果（被解释变量=conr）
80年代初期的54.6%下降到2012年的22.2%。在以质量替代数量的动机下，孩子数量的减少促使城乡居民加大对子女人力资本投资，更加注重对孩子的教育和培养。然而，从绝对数量上看，计划生育政策下孩子数量大幅减少家庭的即期消费支出仍然会低于拥有较多孩子的非计划生育家庭的即期消费支出。此外，在孩子数量减少的情况下，“养儿防老”无法得到充分保障，增加储蓄就成为我国城乡居民普遍的替代选择，这也是用于抵御老年风险的一种现实策略。由基本模型修正估计结果可知，城镇地区少儿抚养比每降低一个单位，居民消费率将减少0.3961个单位，农村地区少儿抚养比每降低1个单位，居民消费率将降低0.3280个单位，可见人口年龄结构转变并没有造成我国城乡居民消费率边际变化的显著差距。对于这个结果的一种合理解释是，相对于城镇居民，我国农村居民更怀有一种希望子女摆脱农村生活环境、真正成为城里人的心态。面对城乡生活水平上的显著差异，他们不得不在现有相对较低的生活水平基础上大量减少消费，增加家庭储蓄，以便在子女学习、工作、婚姻和住房等方面作出更多贡献。这使得农村居民消费率与城镇居民消费率对人口年龄结构的边际变化率基本处于同一水平。
生命周期假说认为老年人处于生命历程的负储蓄阶段，其消费来源于劳动年龄阶段的储蓄积累，老年抚养比与消费率应具有显著的正相关关系，然而实证分析结果并不支持这一结论。模型估计结果显示，无论城镇还是农村，老年抚养比对消费率的影响均不具有统计上的显著性。虽然在城乡人口年龄结构转变过程中，老年人口增多可能会促使家庭成员对其的赡养支出增加，然而在我国社会保障不健全、谨慎消费习惯及赠遗动机等因素的影响下，老年人也具有较强的储蓄动机。现阶段我国人口年龄结构转变过程仍处于起步阶段，可能是这两方面的效应相当，两者相互抵消后使得人口年龄结构转变并不对总体消费率产生明显影响。但是，随着人口年龄结构转变的进一步加速，老年抚养比对消费率的影响将逐步显现。
在城乡消费率扩展模型1的修正结果中，时间变量与抚养比交互项time*for和time*fyr均能通过显著性检验但符号不同，说明时间与抚养比之间存在交互作用，即在人口年龄结构转变进程中的不同阶段上，抚养比对消费率作用不同。对于城镇居民，time*for系数为负，time*fyr系数为正，说明与2000年之前我国尚未进入人口老龄化社会这一时期的消费率水平相比，人口年龄结构转变带来的老年抚养比的上升导致消费率减少，而少儿抚养比的增加则导致消费率增加;对于农村居民，time*for系数为正，time*fyr系数为负，说明进入21世纪之后，老年抚养比、少儿抚养比的上升则分别导致了消费率的上升、下降，人口年龄结构对消费率的时期作用与城镇居民相反。由此可见，与进入人口老龄化社会之前相比，现阶段人口结构转变在城、乡区域对消费的影响是有差异的。此外，由扩展模型1的修正结果可知，对于城、乡居民均存在time*for系数绝对值大于time*fyr，说明人口年龄结构转变进入加速期后，相对于少儿抚养比，我国老年抚养比对消费率影响更大。
进一步地，修正扩展模型2的估计结果显示，城乡人口年龄结构均通过家庭人均收入增长率对消费率具有偏效应，但具体作用变量不同。对于城镇居民，存在少儿抚养比对消费率的偏效应，具体为：conrfyr=0.4833-0.8901*incgr，城镇居民家庭人均收入每增长1个百分点，偏效应增加0.4744个百分点。且随着家庭人均收入增长率的提高，少儿抚养比对消费率的偏效应呈现线性递减趋势，当家庭人均收入增长率达到54.29%时，少儿抚养比对消费率的偏效应达到拐点。近年来，我国城镇居民家庭人均收入增长率持续保持在8%左右，这意味着现阶段城镇少儿抚养比对消费的偏效应为0.4120，具有正向影响，说明城镇居民家庭消费存在向子女倾斜，而老年抚养比对消费的偏效应不显著可能与城镇老年人具有相对完善的社会保障制度有关。对于农村居民而言，则存在老年抚养比对消费的偏效应，
具体为conrfor=1.7429+4.1930*incgr，即家庭人均收入增长率每增加1个百分点，偏效应增加1.7848个百分点，老年抚养比对消费率的偏效应随农村居民家庭人均收入增长率的增加而上升。进入21世纪以来，我国农村家庭人均纯收入连年增长，根据历年《中国统计年鉴》数据，增长率由2000年的4.18%增加至2011年的11.42%。然而在现阶段尚不健全、水平较低的农村社会保障制度不能充分发挥作用的情况下，家庭对老人赡养的责任不断加重，可能会在较大程度上影响农村居民家庭消费支出决策，出现对老年人生活消费支出的家庭负担水平随老年人口数量上升而不断增加的现象，这与农村老年抚养比对消费偏效应的线性增长模式是一致的。由上述偏效应分析可见，消费与人口年龄结构之间的关系在收入增长这一因素的影响下得到了强化与凸显。
此外，基本模型中城、乡居民消费率的一期滞后（conrt-1）系数均为正，且能够分别通过显著性检验，说明我国城乡居民消费习惯较为稳定，虽然消费水平能够随收入水平增加而上升，但整体消费决策仍然比较谨慎。收入比（incr）对城乡居民消费具有显著影响，收入差距的扩大会导致消费率增长，这一点可能与城镇居民对农村居民的消费示范效应有关。城乡通货膨胀率（ifr）与居民消费率之间不具有显著相关关系，说明目前通货膨胀率并不是消费率变动的主要原因。
五、结论与讨论
总体而言，我国城乡人口年龄结构与居民消费具有密切关系。本文利用1987-2011年时间序列数据，在单位根和协整理论的基础上，基于OLS模型对我国城乡人口年龄结构与居民消费之间的关系进行了实证研究，得到以下结论。
第一，城、乡居民消费率与少儿抚养比之间均具有显著的正相关关系，少儿抚养比越低，居民消费率越低，少儿抚养比的降低对城、乡居民消费率边际变化的影响差异不大;但现阶段老年抚养比对城、乡居民消费率的作用并不显著。
第二，人口年龄结构与时间的交互作用显示：与进入人口老龄化时期之前相比，对于城镇居民而言，老年抚养比的上升导致消费率减少，少儿抚养比的上升则导致消费率的增加;对于农村居民而言，老年抚养比、少儿抚养比的上升则分别导致了消费率的上升、下降;但无论是对于城镇居民还是农村居民，当人口年龄结构转变进入加速期后，老年抚养比对消费率的影响均大于少儿抚养比。人口年龄结构与收入增长率的交互作用显示：城镇、农村居民人口年龄结构通过家庭人均收入增长率对消费具有偏效应，其中少儿抚养比对城镇居民消费率具有显著偏效应，老年抚养比对农村居民消费具有显著偏效应，这表明在家庭收入增长的情况下，城、乡居民家庭消费分别存在向照料子女、赡养老人方面的倾斜。
第三，扩大内部消费需求是促进我国经济增长的关键。根据我国人口年龄结构与城乡居民消费关系的实证研究结果，本文认为现阶段政府首先应该加大对现代农业发展的支持力度，向农村居民作出政策倾斜，减轻农村居民的家庭负担，增强农村居民的消费信心;其次，应尽快完善城乡社会保障制度，特别是建立一体化的城乡养老和医疗保障体系，缩小保障水平差距，降低城乡老年居民对未来不确定性的担忧;最后，政府还应宣传、倡导积极的老年消费观念，对老年市场的发展给予正确引导，大力扶持老龄产业发展。
本文在同一框架下对我国现阶段城、乡人口年龄结构与居民消费关系进行了比较分析。但由于人口老龄化是一个动态发展过程，人口年龄结构转变与消费之间关系也并非一成不变。随着人口老龄化程度进一步加深，城、乡居民消费情况会如何变化，又会有哪些新的差异，这是需要长期动态研究的内容。在平均受教育年限延长、平均预期寿命延长等多方面因素的综合影响下，现阶段国际通用定义下人口抚养比等人口结构指标的适用性也值得进一步商榷。此外，本文主要讨论了人口年龄结构与消费之间的关系，但由于影响消费变动的因素具有高度复杂性（比如人口因素方面可能还与人口性别结构、空间结构等具有密切关系），同时也会受到如经济发展水平、城镇化与现代化水平、社会保障水平、收入分配制度、政府支出结构等诸多因素的影响，这些均决定了将消费问题放入一个更丰富的研究框架中进行讨论的可能性，相关内容尚待进一步展开深入的研究。
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[责任编辑冯乐]
消费主导型经济结构论文范文第5篇
摘 要：文章就经济发展与人民生活水平的关系进行了一系列讨论与分析，运用统计检验，为部分经济发展带来的现象进行分析，探讨这些现象存在的原因，从而为复杂的经济发展问题提供参考。
关键词：经济增长 可支配收入 消费支出 幸福感
消费主导型经济结构论文范文第6篇
关键词：商品保险;消费;经济
一、研究背景
当前，经济迅速发展，随着2007年美国次债危机爆发，保险业也开始进入人们的视线。保险产业作为金融的重要一部分，其最为主要的作用就是降低社会的风险，从而进一步促进金融行业的发展。但是，因为保险行业天生所具有的不确定性的风险，所以其优势并不能被人们所重视，因而就在很大程度上受到了制约。保险在中国已经有大致20多年的时间，到现在已经形成了一套完整的保险体系和竞争局面，保险经纪在国民经济中占据越来越重要的位置。保险的种类和形式也随着时代的进步而不断进步，商品保险就是随着互联网购物的盛行而出现且不断完善。商品保险是一种新型的保险模式，能为网购消费者所购买的商品提供全方位的保护。商品保险的出现不仅是网购消费者和商家互惠互利的工具，还能够进一步促进市场消费行为，大大促进了消费经济的增长。
二、商品保险对消费经济影响的理论阐述
1.商品保险的理论阐述。对于保险业而言，商品保险也是一种全新的保险形式。商品保险主要是指为了商品所购买的保险，而该保险由第三方保险公司提供，能够作为中间方为发生纠纷的消费者和商家进行调解和鉴定，并且在鉴定之后能够对消费者所购买的商品进行赔偿。当前，商品保险主要有三种形式，一种是对消费者所购买的商品提供货运保险，避免消费者因商品质量不理想退货而造成经济损失。另一种则是对提供商品的商家而制定的保险，避免商家因为消费者的退货行为而产生经济损失。最后一种则是最为完善的商品保险，这种商品保险虽然能够对商品从发货、收货直至退货的全过程进行保护，但是却还没有被广泛使用，并且因为对每件商品进行投保所需要的保费较为高额，这样也就会相应提升商品的成本。因为成本原因，虽然此种保险形式能够大大提升商品的市场竞争力，但是却不能够被市场接受，因而此种模式并未被广泛利用。
2.消费经济的理论阐述。消费经济主要是指在市场消费领域和过程中，人、节约以及经济利益之间的关系。可以说，消费经济是经济社会最为主要的内容。当前，市场主要是以消费为导向的，消费在很大程度上会对经济进行引导。因此，随着社会经济的不断发展和完善，消费经济也就越来越重要了。消费经济最早产生于西方，主要是指生产和消费之间的矛盾，以及个人与社会消费之间的关系。通过研究人在经济管理活动中的消费行为，分析出当前阶段我国消费者行为的实现、消费者权益的内涵、维护以及制约因素等问题，这样不仅能够体现出经济的全面性与系统性，还能够与我国的社会主义经济相结合，对我国的经济发展具有十分重大的贡献。
三、商品保险市场的需求分析
需求主要是指在特定的时间和环境下，消费者愿意且能够购买的一种商品或劳务的要求。保险市场的需求主要有两种表现形式，第一是指有形的需求保障，即用货币的形式来对各种灾害或意外状况进行经济补偿;第二则是指无形的需求保障，即指在人生安全得到保障之后所获得的心理保险。这两种保险形式就构成了保险市场的主要需求。商品保险也属于这一范畴，保险的需求者可以分为自然人和法人。无论保险主体的需求是源于自身的生存还是发展都会促进消费经济的增长。可以说，无论何种主体都具有商品保险需求或者具有潜在的需求。当然，并不是所有的需求都会转化为实际的商品保险消费，这在很大程度上受到需求的驱动，而商品保险需求主要包括：
1.商品所包含的风险。不同的风险类型会对同一种商品产生不同的影响，且同一种风险对于不同商品也会产生不同的影响。总体而言，风险对于商品保险的需求主体具有很大程度的影响。风险影响程度越大，主体的保险需求也就越大;反之则比较小。而商品保险的主体抵抗风险的能力则会对风险产生反向影响。如果商品保险需求主体的风险抵抗能力较强，即使风险的破坏程度较大，也不会产生强烈的需求;反之，需求则会较强。
2.商品保险的价格。无论是何种类型的商品保险，想要对商品进行投保就必须付出一定的成本。商品保险的需求者必须付出一定的经济成本才能获得保障，可以说，保险的价格也成为了保险需求的主要影响因素。根据经济影响因素分析，在相同的条件下，商品保险的费用越高，保险的需求也就越弱;反之，需求则会越强。商品保险的价格已经成为了调节保险需求的重要方法，对于相对要求较低的需求，价格就较为低廉，而要求较高的需求，价格也就较高。这样的商品保险需求定价方式不仅能够抵消成本，还能够对不同类型的保险需求进行平衡和分散。
3.商品保险的货币利息。保险需求的主体想要获得一定的保障，一般需要支付一定的货币资金来支付一定的成本，而货币资金也具有相应的成本，这就构成了利息。可以说，利息就是商品保险需求的成本的成本。利息越高，商品保险的保障成本就越高，那么需求就会相应降低;反之，需求则会增加。当前，保险的范围已经扩展到了投资领域。同时，保险需求的驱动因素还包括市场的经济发展水平、收入和文化等。
四、经济增长的促进因素分析
1.以消费为导向促进经济增长。近几年，国家改变自身的市场发展策略，将原本的以出口为导向的经济增长方式转变为以消费为导向的消费经济增长方式，不断促进国内百姓提升消费能力，大力鼓励百姓进行消费，进一步促进经济增长。以前，我国经济经济增长寄托于对外出口，这样就导致经济增长的关键被其他国家所控制，这是一种十分被动的经济增长方式。所以，当前的主要任务就是能够让百姓开放消费观念，增加消费。
2.以出口为辅助促进经济增长。许多年前，我国一直是以出口为导向促进经济增长，但是出口现在已经成为了辅助经济增加的重要因素。当我国的出口增加，这样也就会为我国提供更多的就业机会，工人会因为得到更多的机会和收入而更多地进行消费，这也就会促进其他领域的发展，也就间接地促进了经济增长。但是，随着经济的增长，我国的劳动力价格上升，这时我国只能从现实状况出发，鼓励经济转型。
3.资本促进经济增长。资本一直都是能够促进经济增长的重要因素。以日本为例，虽然二战后，日本的经济遭受了极为严重的打击，这样也就致使日本的投资效用较低，经过不断的刺激和改革，日本已经成为了亚洲极为重要的经济体系，虽然近些年日本遭受金融危机而产生了一定的消极影响，但是也具有投资边际效用递减的影响，投资往往只能带来短期的经济增长。
4.技术促进经济增长。当前社会经济发展中，技术是推动资本积累的重要手段之一，因而也就可以说技术是推动经济增长的重要因素。以卢卡斯为主的理论学派得出技术进步是推动全球经济发展的重要因素。
五、商品保险的功能与作用分析
保险之所以会产生就是因为有人想要以此来降低和分散风险，所以，可以说降低和弥补风险是保险最初的作用，也是能够体现保险价值的重要内容。随着经济的发展，保险有了越来越多的功能，已经成为了不可或缺的行业。尤其，当前消费过程中，商品可能会带给人们的偏差也造就了保险的又一功能。总体而言，商品保险主要具有以下功能：
1.风险管理。风险管理是保险从诞生之处就存在的风险，而分散风险也是保险最为根本的特点。在日常社会生活中，总是会有各种各样的风险存在，而保险也就成为了整个社会生活中最可能降低和分散风险的力量。保险最初产生的原因也因为此。最初，商人是为了在自己遇到困难时，能够有人帮助自己而发起的具有行业性质的基金，当自己遇到困难时，该基金就会拿整个行业的基金去救他，这样也就帮助商人能够无后顾之忧的扩大生产经营活动。商品保险是为了分散消费者和商家的风险而存在，能够作为第三方帮助消费者减少因商品问题而出现的经济损失。
2.经济补偿。经济补偿功能也一直都是保险业最为主要的功能。经济补偿不仅指保险公司会向投保人收取一定的费用，在投保人遭受损失时，就应当对其进行相应的经济补偿。保险的经济补偿功能对于促进经济增长和稳定发展具有十分重要的意义。保险公司对于投保人的经济补偿能够帮助投保人度过难关，并且帮助社会生产和生活都能够继续运转。商品保险的经济补偿功能也源于此，它不仅能够帮助消费者减轻经济负担还能够帮助商家减少因为商品退回而造成的损失。
3.社会的稳定作用。保险对于社会经济的调节是具有稳定性作用的，而社会也会对保险产生相反的作用。当社会经济发展较好时，保险业就会受到一定的制约;而社会经济发展遭遇低潮时，保险业则会因为人们的心理预期得到更好的发展。这也说明保险会对社会产生润滑的作用。
(1)促进社会稳定。商品保险的经济补偿功能可以将保险基金运用到真正需要的人身上，能够降低消费者因商品出现问题而造成的经济损失，这也在一定程度上缓解了消费者的经济压力，能够促进消费者的购物欲望，给予消费者精神上的安慰，有了于消费经济的增长。
(2)减少经济纠纷。随着人们生活水平的提升，人们的法律意识也能够得到相应提升，这时保险也就能够社会减少经济纠纷。例如，当前的车辆责任险能够帮助被害人及时得到帮助和补偿，减少责任双方的纠纷，维护社会的稳定。对于商品保险也是如此，及时弥补消费者的经济损失能够减少消费双方的经济纠纷，维护社会稳定。
(3)维护交易。在当前社会经济环境下，商品保险的交易双方的诚信越来越受到重视，缺乏诚信的行为会造成交易无法顺利进行，而保险正好能够弥补这一问题。通过保险公司对商品做出保证，可以提高交易双方的诚信度，减少经济纠纷，从而促进消费经济的增长。
六、商品保险对于消费经济的影响分析
1.商品保险会改变消费者的心理，并以此来促进消费经济增长。消费者的心理是指消费者在事情还没有发生时，根据自身的经验和所处的环境对未来事情所进行的主观判定。消费者的预期心理会指导其未来的消费行为。因此，当消费者对商品进行投保后，由于保险的经济补偿功能，就可以消除消费者对于商品的担忧，而消费者的担忧消除后，很可能促进其消费支出，进而促进了消费经济的增长。
2.商品保险会使社会消费资金的比例剧增。消费者对商品投保后，其心理的预期就会改变。这时预留的防范风险的资金就会相应减少，而减少的资金在一定程度上就会促进消费。对于全球经济而言，健康的保险体系是维持社会稳定的基础。许多家庭为了未来生活而选择购买保险，这样不仅增加了稳定性，还在一定程度上增加了消费，刺激了经济需求。
3.商品保险的消费水平也会使消费经济快速增长。当社会经济发展较好时，人们对于未来的心理预期也会随着变好，此时市场消费会增加，直接对消费经济产生积极影响，但是因为预期较好，人们却会减少对于商品保险的需求，这也在一定程度上制约了保险行业的发展;反之，当经济社会发展不良时，人们因为心里预期的原因反而会购买保险以保障自身的利益。这时，保险和社会经济的发展之间不仅具有相互制约关系还具有相互促进的关系。
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