居民消费统计分析篇1
关键词：居民消费价格指数；统计分析；理论知识；预测
一、引言
近几年，随着我国经济的不断发展，我国居民的物质消费水平也越来越高，居民消费价格指数也越来越得到人们的重视。居民价格消费指数是反应人们消费水平状况的重要指标，注重对居民的消费价格指数的研究可以增加政府对我国居民消费状况的了解，对我国政府的政策制定、经济宏观调控等都有重要的参考价值。
二、居民消费价格指数的理论知识
居民消费价格指数英文全称为Consumerpriceindex，缩写为Cpi，它是度量消费商品及服务项目价格水平随着时间变动的相对数，反映居民购买的商品及服务项目价格水平的变动趋势和变动程度。居民消费价格指数在整个国民经济价格体系中占有重要的地位，对于我国经济宏观调控具有正要的指导作用。
另外，Cpi的计算采用的是是固定权数按加权算术平均指数公式计算，Cpi=（一组固定商品按当期价格计算的价值/一组固定商品按基期价格计算的价值）×100%。同时，居民消费价格指数还与经济通货膨胀有关，加深对居民消费价格指数的研究可以一定程度上抑制经济通货膨胀。有学者认为，当居民价格指数>3%就表示本地区已经发生了通货膨胀。
三、居民消费价格指数的统计分析
下面我们以我国今年来的居民消费价格指数为例从总体、结构、影响因素、以及动态预测四个方面进行深入分析。
1.居民消费价格指数的总体分析
近几年，我国居民消费价格指数一直处速上涨的状态，据国家统计局的数据显示，单2012年12月份全国居民消费价格指数同比上涨2.5%，涨幅比上月扩大0.5个百分点。下图是节选我国2008年—2012年我国统计局统计的Cpi的增长率：
总体分析，我国居民消费价格指数上涨有以下三个明显的特征：（1）我国物价涨幅逐步的扩大；我国近几年居民消费价格指数的运行轨迹一般都呈现前低后高的态势。以肉类为代表，我国猪肉价格一直处于稳步上涨的状态。（2）全国居民消费价格指数结构性上涨明显；（3）促进我国居民消费价格指数上涨的因素变多。
2.居民消费价格指数的结构分析
我国居民消费价格指数在结构上包括食品、饮酒、居住、医疗保健个人用品等。近几年我国居民消费价格指数结构性涨幅很大，并且结构性涨幅不平衡。例如2011年全国居民消费价格指数个部分构成与所占比重是：食品31.79%，烟酒及用品3.49%，居住17.22%，交通通讯9.95%，医疗保健个人用品9.64%，衣着8.52%，家庭设备及维修服务5.64%，娱乐教育文化用品及服务13.75%。2012年5月份，全国居民消费价格总水平同比上涨3.0%。其中，城市上涨3.0%，农村上涨2.9%；食品价格上涨6.4%，非食品价格上涨1.4%；消费品价格上涨3.6%，服务项目价格上涨1.7%.1-5月平均，全国居民消费价格总水平比去年同期上涨3.5%。
3.居民消费价格指数的影响因素分析
影响我国居民消费价格指数增长的因素有很多，总结概括起来，我认为主要由以下几点：
（1）近几年经济发展的推动是居民消费价格指数增长的重要因素之一；经济的发展，我国制造业飞速发展，对于原材料需求量很大，这就促进了人们对于资源的需求和消费。
（2）国际市场价格的导向作用；我国加入世贸组织之后，我国经济进一步融入了世界市场，国际市场物价的波动同样会带动我国物价的浮动。近几年，世界粮食和石油价格一直处于持续上涨的状态，这也带动了我国国内相关产业物价的上涨。
（3）受我国国内供需不平衡的影响；受近几年我国自然灾害的影响，以及国际市场的影响，我国很多地方市场都总体呈现出供求失衡的状况。例如像生猪养殖业，近几年瘟疫发生，养殖户减少，导致猪肉市场供低于求，猪肉价格持续上涨。
4.居民消费价格指数的动态预测分析
从以上推动价格上涨的因素来看，我国在最近的一段时间里，物价还是会持续上涨，尤其是资源类的产品。从物价稳定的因素来具体分析，近几年我国政府在经济调控方面也出台了一系列的政策，继续实施适度从紧的财政和货币政策，像2008年央行连续多次上调存款准备金率和存贷款利率，运用特别国债等财政政策，这些宏观调控“组合拳”。这些政策都将有利于缓解货币流动性过剩问题，避免经济过热，同时对稳定我国市场的物价水平起到举足轻重的作用。
总而言之，要想从根本上控制我国物价水平，我国应该对目前的企业经济制度做更深一层次的改革。否则，在未来的时间内我国物价还将处速增长的状态，像房地产，虽然国家多次出台控价规定，但是依旧飞速增长。
四、总结
总之，我国统计部门应该注重对Cpi的研究分析工作，并且根据Cpi反映的居民消费状况，研究、制定并调整我国的消费政策、居民工资政策、物品价格政策以及我国货币政策等，这才是Cpi研究的真正意义所在。
参考文献：
居民消费统计分析篇2
一、相关理论介绍
1.1城镇居民文化消费的界定
文化消费[1]是一个精神活动过程，它包括图书、文学、广播、电视、、教育、网络、科技、体育、旅游等。文化消费必须通过一定的载体表现出来。而载体又分为实物形态和虚拟服务形态。实物形态包括光碟、书本、手机、音像制品等，服务形态包括教育服务、咨询、文化娱乐服务等。随着互联网和智能手机的快速普及，网络成为人们了解世界，学习知识的主要工具。手机上网浏览新闻、购物、看视频在年轻一代更是司空见惯，所以笔者把通信消费支出也列入文化信息消费的范畴。根据以上分析，本文把文化消费划分为以下几类：通信、教育、文化娱乐用品和文化娱乐服务。这四方面基本上涵盖了实物形态和服务形态的大部分。
二、参数估计及实证分析
本文通过《中国统计年鉴》获取1996-2000年和2006-2010年全国各地区城镇居民家庭人均文化消费性支出和可支配收入数据。具体将城镇居民文化消费结构划分为通信消费支出、文化娱乐用品消费支出、教育支出以及文化娱乐服务支出。为了适应本文对文化消费结构的研究要求，重点从城镇居民的eLeS模型进行相关估计和检验。
2.1城镇居民信息消费结构分析
2.2边际消费倾向
边际消费倾向是指居民每增加一单位收入中用于增加消费支出的部分[4]。边际消费倾向能反映出居民各类消费需求的顺序和新增加购买力的投向。从表1对比1996-2000年和2006-2010年的边际消费倾向可以看出，第九个五年计划时期的文化边际消费倾向（0.26）明显高于第十一个五年计划时期（0.078）。这说明在十多年前文化消费受收入高低的影响明显大于近五年。再分别对比各项消费的边际消费倾向发现除了文化娱乐服务其它各项消费的边际消费倾向都明显降低。一方面说明我国城镇居民对通信、教育和文化娱乐用品的消费占可支配收入的比例在减少，另一方面说明文化娱乐服务的消费比例在增加。
具体来说，通信的边际消费倾向由之前的（0.088）降低为（0.023），原因在于我国邮电事业的不断发展和通信工具的不断普及，通信需求也会由爆炸性增长越来越趋于平常。随着人们通信消费意愿降低，通信消费支出也会减少，这与我们的实际感受相符；文化娱乐用品的边际消费倾向由0.037降低为0.013，说明随着收入的增加，居民对文化娱乐用品的消费意愿在降低。进一步说明我国加大公共设施建设（包括高校校园对社会开放和博物馆免费开放等）取得了成效。教育的边际消费倾向由0.113降为0.006，降低幅度最大。这与国家的相关政策有关，一是因为近几年中小学学费的减免，二是由于从05年起国家对高校的收费也开始控制。文化娱乐服务的边际消费倾向的增加，说明我国城镇居民消费结构已经摆脱了以吃、穿、住为标志的低级层次改为追求精神娱乐的较高层次生活水平，人们追求的不再是衣食住行等物质消费，而更多的是精神层面的享受[5]。
2.3基本文化消费支出
由表1对比两个时间段的文化消费基本需求可得，1996-2000年的文化消费基本支出是-782.675，而2006-2010年文化消费基本支出是815.906。说明文化消费在城镇居民消费结构中由较高级需求转为一般需求。其中，通信、文化娱乐用品和教育的消费需求缺口都有大幅度减小，而文化娱乐服务的消费需求缺口由-25.182增加为-155.608。当城镇居民基本生活用品、服务需求得到满足后，额外的收入就会被考虑消费在较高级的商品和服务上。文化娱乐服务的消费缺口增大正是人们生活水平提高的实际论证。
2.4需求收入弹性
对比表1两部分各项文化消费的收入价格弹性可以看出，各项消费的收入弹性都明显减小。文化消费在1996-2000年期间对于我国城镇居民来说是奢侈品，各项消费弹性系数都大于1。在2006-2010年，通信、文化娱乐用品和教育的弹性系数都小于1，说明它们对于居民来说是正常商品消费，作为一种基本需求已经得到满足。镇居民对通信、教育和文化娱乐用品的投资会随着收入的增加而变大，但其占总本文转自ter-spacing:normal;color:rgb(51,51,51);word-spacing:0px;-webkit-text-size-adjust:auto;-webkit-text-stroke-width:0px"/>
2.5需求价格弹
三、结论与建议
3.1结论
在对我国城镇居民文化消费种类界定的基础上，运用eLeS模型对居民文化消费结构变动进行了分析。主要结论如下：
通过分析比较边际消费倾向得出，人们随着生活水平的提高，对文化娱乐服务的消费比重在增加，对文化娱乐用品、通信和教育的消费倾向都有所减少。
从基本文化消费支出来看，我国现阶段的文化消费水平不高，还停留在基本的教育支出占主要地位。从需求收入弹性分析可以得出，我国现阶段的文化消费结构不稳定，受收入影响较大。并且随着收入的增加，对文化娱乐服务的消费比重要的增加量要大于对其它三种消费的增加量。从借个弹性分析可以看出，各类文化消费品的需求量受价格影响较大，且对自身价格变动更为敏感。
3.2政策建议
政府部门应该努力提高城镇居民收入水平。收入是影响消费最直接、最根本的因素，并决定着居民的消费水平和消费结构。其次应该加强监督管理，让社会主义文化建设的各项措施落到实处；充分发挥市场经济价格体制在社会主义经济中的作用，合理的文化娱乐商品价格会促进消费需求。最后，政府应该加大对文化娱乐服务业的投资和监管，因为文化娱乐服务类消费将会成为文化消费的主流。
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居民消费统计分析篇3
关键词：城镇居民农村居民消费面板数据
中图分类号：F124.7文献标识码：a
文章编号：1004-4914（2013）04-014-04
消费是生产的目的，对社会经济发展起着重要的作用。目前，我国成为世界主要国家中消费率最低的国家之一，消费需求与经济发展不匹配，严重影响了我国经济增长的持续性与稳定性。与发达国家总需求不足主要是投资需求不足相比，我国总需求不足主要是消费需求的不足，表现为我国最终消费率（最终消费支出占支出法GDp比重）偏低，从1990年的62.5%逐渐降至2010年的47.4%（2011中国统计年鉴），而发达国家最终消费率都在80%左右。我国总需求不足，特别是居民消费需求不足始于1997—1998年，此后一直存在，成为制约我国经济健康发展的重要因素。从有关数据（均采用名义数据）来看，自1997年以来，无论是城镇居民还是农村居民，消费的增速低于收入的增速，而收入的增速又低于GDp的增速。有关数据显示，我国最终消费率结构变化中，政府消费比重不断增加，表明我国居民消费需求的不足主要是消费倾向的下降，并且居民收入在国民收入分配中比重下降。针对有效需求不足的问题中央采取了许多措施提升居民的消费需求，但收效甚微。因此，研究我国居民消费的影响因素，分析我国居民消费不足的原因，具有重要意义。
近几年来，针对我国居民消费需求不足，国内外学者进行了大量的研究，得出了很多不同结论。主要有以下几个方面：（1）中国社会保障制度的原因。我国不断深化经济体制改革，而社会保障制度建设的落后增加了居民收入和支出的不确定性，导致居民预防性储蓄动机加强，消费减少。韩冰、臧旭恒（2006）运用消费计量模型得出城镇居民消费与社会保障支出呈正相关，二者的相关系数为0.171125。张继海（2006）研究得出，随着城镇社会保障水平的增加，城镇居民的消费支出也随之增加，即居民人均消费增加与养老金财富增加相对应。王智慧（2002）也认为我国就业、退休、医疗、住房、教育等制度的变迁，增加了居民生活中的不确定性，而我国社会保障制度的不健全造成消费预期支出上升，使居民不敢即期消费。袁志刚、宋铮（1999）认为在计划经济体制向市场经济体制转轨中，城镇居民的平均消费倾向出现较大幅度的下降。1997年比1987年下降7个百分点，为0.807。（2）居民收入差距扩大的原因。收入差距的扩大，限制了广大低收入者的消费需求。李军（2003）认为改革开放后收入分配差距不断扩大，使得中低收入者的支付能力受到限制，他们的消费需求增长缓慢，从而造成中国居民的消费需求不足。陈斌开（2012）认为收入差距越大，居民消费需求越低，城乡收入差距扩大导致居民消费率在2000—2008年间下降了3.42%，可以解释这一期间30.8%的居民消费率下降。（3）中国传统思想的原因。中国的传统文化与西方不同，导致了我国居民节俭并喜欢储蓄，消费倾向较低。wei和Zhang（2009）从人口统计学方面对中国居民消费率下降提出了一种新颖的理论。他们认为，因为中国的传统思想与计划生育，导致新生儿中男孩比重越来越高，使得家庭为提高男孩在将来婚姻市场上的竞争力而进行更多储蓄，更少消费。但是，这种机制可能更适用于农村地区，对城镇居民消费的影响有限。（4）其他方面的原因。方福前（2009）运用面板数据对我国城乡居民消费需求进行计量分析，得出1995—2005年以来我国居民消费函数比较稳定；医疗、教育和住房体制改革对城乡居民消费的影响不同；并运用资金流量表（实物交易）进一步得出在国民收入分配中，政府所占份额越来越大，而居民所占份额越来越小是我国居民消费需求持续低迷的原因之一。李文溥、龚敏（2011）认为Cpi的上涨对城乡及不同收入群体的冲击不同，对农村居民与低收入群体影响更大。通胀差异会扩大城乡及不同收入群体的实际收入，并抑制居民的消费需求，使最终消费对经济增长的贡献率持续下滑。路易斯（LouisKuijis）运用世界银行数据库对中国的私人储蓄进行了经验研究，得出中国的高储蓄主要是企业的高储蓄，再次是政府的高储蓄，中国居民的储蓄水平虽然高于大多数西方国家，但低于像印度等国家。因此，他认为企业储蓄过多是中国的消费需求不足主要原因。路易斯进一步指出，中国居民高储蓄水平的原因部分是要支付譬如医疗和教育支出，而这些在国外多数是由政府或者保险公司支付的。此外，中国居民还要在住房投资上花费将近一半的储蓄。
上述观点各从一个方面反映了居民消费不足的问题，在前人研究基础上，本文综合影响城乡居民消费的因素，运用面板数据来比较分析它们对城乡居民消费的不同影响，以及各自的影响方向与强度，探明抑制我国居民消费的真实原因，进一步提出扩大内需的政策建议。
一、数据的选择与处理
本文选取1997年至2010年的30个省分城乡年度面板数据（paneldata），由于数据不全所以不予包括。出现在本文中的变量有：人均消费支出（城镇与农村）、人均可支配（纯）收入（城镇与农村）、人均财富水平（城镇与农村）、物价指数（城镇与农村）、人均财政性教育经费、老年人抚养比、少儿抚养比、医疗状况、一年期平均存款利率、国内生产总值（GDp）、财政收入等。
其中物价指数以1997年为基期，为100%，并以此对以后年份进行调整。一年期平均存款利率为央行公布的一年期银行存款基准利率的加权平均值，由于医疗支出数据难以取得且准确率不高，而医疗机构床位数统计已有多年，所以本文采用医疗机构床位数千人每张作为医疗状况的代替变量。人均财富水平为城乡人均储蓄存款余额。为便于分析及减小变量异方差，本文对于人均消费支出、人均可支配收入、人均财富水平、人均财政性教育经费均取对数。
本文的数据来源是中国国家统计局编写的相关年份的《中国统计年鉴》和各省的统计年鉴、中华人民共和国教育部编写的相关年份的《中国教育统计年鉴》和各省教育统计年鉴、中华人民共和国卫生部编写的相关年份的《中国卫生统计年鉴》和各省卫生统计年鉴、中国人民银行公布的相关年份的金融机构一年期人民币存款基准利率。
二、面板数据模型
由于本文采用1997—2010年的30个省、自治区和直辖市的面板数据，所以采用面板数据模型分析。研究居民消费需求，既要考虑短期因素，如可支配收入（农民纯收入）、财富水平、医疗状况、通货膨胀、利率；也需要考虑长期因素，如未成年人口抚养比和老年人口抚养比。本文构建的模型包含8个解释变量，将影响我国居民消费需求的主要因素尽可能地纳入模型。
面板数据基本模型为：
yi，t=C+αi+γt+x'i，tβ+μi，ti=1，2……n，t=1，2……t
其中，y表示被解释变量，C表截距项，x'为k维解释变量向量，i表示横截面数据，t表示时间序列数，β为回归系数向量；其中，αi度量个体间的差异，γt度量时间上的差异；μi，t表示随机误差项。
面板数据模型主要有三种形式：
1.普通混合回归模型。此类模型假设αi和γt不随个体i和时间t变化。即α1=α2=α3=……=αn，γ1=γ2=γ3=……=γt。此时模型可以写为yi，t=α+x'i，tβ+μi，t
2.固定影响模型。此类模型假设αi和γt随个体i和时间t变化，并认为αi和γt与解释变量相关，具体可分为如下三种情况。（1）个体固定影响模型。即αi在个体i上变化，而γt在时间上无变化。（2）时期固定影响模型。即αi在个体i上无变化，而γt在时间上变化。（3）个体和时期固定影响模型。即截距项αi在个体i上变化，且γt在时间t上变化。
3.随机影响模型。此类模型假设αi，γt，μi，t均服从于正态分布，且相互独立，即各自不存在截面自相关、时间自相关、混合自相关。
三、面板数据模型设定分析
对于以上三种模型的选择，可以采用以下方法判断：
1.固定影响模型检验。由于固定影响模型分三种情况，所以检验也相应可分为以下三种情况。
（1）个体固定影响检验。原假设为αi不随个体i变化，即α1=α2=α3=……=αn=0。若原假设成立，则服从F分布：
F=（SSer-SSeu）（n-1）SSeu（nt-n-k）～F（n-1，nt-k）
其中SSer为普通混合模型的残差平方和，SSeu为个体固定影响模型的残差平方和。若F大于临界值，则拒绝不存在个体固定影响的原假设。本文中，城镇居民回归方程F统计量为24.5521，大于1%的临界值，即认为可以建立个体固定影响模型；农村居民回归方程中，F统计量为39.85917，大于1%的临界值，同样可以建立固定影响模型。
（2）时期固定影响模型检验。原假设为γt不随时间t变化，即γ1=γ2=γ3=……=γt=0。依然构造F统计量，但其中的SSeu改为时期固定影响模型的残差平方和。若F大于临界值，则拒绝无时期固定影响的原假设。在本文城镇居民和农村居民的回归模型中，由于存在奇异矩阵，所以无法建立时期固定影响模型，也无法检验。
（3）个体和时期固定影响检验。原假设为αi和γt不随个体i和时间t变化，即α1=α2=α3=……=αn=0，γ1=γ2=γ3=……=γt=0。构造F统计量，此时的SSeu为基本模型的残差平方和。如果F大于临界值时，则拒绝不存在个体和时期固定影响的原假设。同样由于存在奇异矩阵，因此无法检验。
2.H检验。在利用面板数据建模时，可用Hausman来确定选用固定影响模型或是随机影响模型，并且随机影响模型优先考虑。Hausman检验的原假设为：随机影响模型中个体影响与解释变量不相关。构造统计量：
w=[b-β]'VaRb-β[b-β]
其中b为固定影响模型中回归系数的估计，β为随机影响模型中回归系数的估计。在原假设下，统计量w服从χ2（k），k为模型中解释变量的个数。无论在城镇和农村居民的模型中，Hausman检验结果p值均大于10%，不能拒绝原假设，所以都可以选用随机影响模型。本文决定采用随机影响模型估计。
四、实证分析
基于以上检验分析，运用面板数据的随机影响模型，分别建立城镇居民与农村居民的消费方程，计量结果如表1和表2所示。城镇和农村居民人均消费支出为被解释变量，人均可支配收入、老年人口抚养比、未成年人口抚养比、通货膨胀率、人均财富水平、人均财政性教育经费、医疗水平、利息率为解释变量。回归方程的F统计量的p值均接近于0，R2均大于0.9，说明方程整体上显著。
由以上计量结果可知：
1.居民人均可支配（纯）收入对居民消费有着决定性作用，其中对城镇居民的影响程度大于农村居民，0.918844对0.785993。这种影响程度的不同可能是城镇居民消费更无后顾之忧，收入稳定性高，且福利等社会保障因素好于农村，还有一部分原因可能是农村居民的消费有一部分是自给自足的缘故，数据上显示不出来。
2.老年人抚养比、少儿抚养比对城镇居民和农村居民影响不同。对城镇居民消费无显著影响（10%显著性水平上不显著），原因可能是城镇居民大部分均有退休金，而少儿支出占比较小；但老年人抚养比对农村居民消费影响显著，有着促进作用，而这也符合我们的预期，农村老年人大都是活到老忙到老，对于家庭的负担很小，而少儿抚养比对农村居民消费影响不显著，表明社会福利如养老保险等对我国现期居民消费影响不大。
3.物价指数（Cpi）对城镇居民、农村居民消费均有明显影响，但作用的方式却不一样。对城镇居民消费抑制，系数为-0.2363，表明城镇居民对物价水平的高度敏感的，主要原因是城镇居民大都靠货币计量的工资；而对农村居民却有着明显促进作用，系数为0.3882，可能由于知识水平的不同，农村居民整体有着习惯性预期，在价格未升时加快消费。
4.财富水平对城镇居民和农村居民也有着不同影响。对城镇居民在10%水平下显著，但却是抑制作用，一个重要原因是我国城市房价的高涨，居民存钱买房，抑制了城镇居民的消费；对农村居民消费影响不显著，原因之一是农村居民财富水平普遍较低，且农村预防性储蓄动机很强。这与路易斯的结论相吻合，居民将大量储蓄用在住房投资而不是消费上。
5.财政性教育经费与医疗状况对城镇和农村居民消费影响情况不同。对城镇居民消费的影响不确定，对农村居民有显著影响，但影响程度不大，原因可能是现阶段我国教育与医疗支出水平都还很低，对于农村居民的低收入而言比较重要，但对城镇居民却无明显影响；也可能是因为数据的粗糙性，财政性教育经费只占居民教育支出的一部分，且医疗情况这里是用床位数代替的。
6.一年期平均存款利率对城镇居民影响不确定，对农村居民消费有促进作用，但作用都不明显，系数分别为0.002769和0.009904。整体上看，利率对居民消费有着轻微促进作用，表明利率对农村居民的收入效应大于替代效应。
为进一步探明医疗支出对我国居民消费的影响，特别是近几年来我国推行的新型农村合作医疗制度对农村居民消费的影响，我们通过城乡居民消费结构来分析。
由表3可知，无论城镇居民还是农村居民在医疗方面的支出都呈显著增长趋势，而且增长率很多都超过了收入的增长，表明我国居民在医疗保健方面需求的强烈。而农村居民医疗保健支出的增长更快，表明医疗保健是影响我国特别是农村居民消费的重要因素。
五、Cpi程度对消费的影响
通货膨胀一直是我国比较关注的问题，通货膨胀对我国居民消费的影响到底如何也值得我们关注。通过以上的分析我们得出通胀对我国城镇居民农村居民消费都有显著的影响，但以上分析并没有考虑通胀程度。政府从2005年开始确定通货膨胀目标，为4%，以后每年都有变动；2006也为3%，以点目标的形式；2007年设置了3%的通货膨胀上限；2008年确定通胀水平为4.8%附近（周好文，2010）。因此本文在这里将Cpi增长率按5%分为两个部分：超过5%和低于5%，并运用邹至庄检验来比较两者对消费的影响是否显著不同。此处选择数据对象为全国范围。
邹至庄（Chowtest）检验：
若回归方程不存在结构变动，则分解后的两个回归方程其RSS之和RSSUR与总体回归方程RSSR在统计上不应该不同。因此可以构造如下统计量：
F=（RSSR-RSSUR）/kRSSUR/（n1+n2-2k）～F[k，（n1+n2-2k）]
其中，n1、n2分别表示子回归方程的观测次数，k表示所估参数个数。
通过邹至庄检验得：城镇居民F=2.235，农村居民F=1.230，而F[4，16]在5%显著性水平临界值为3.26，不拒绝无影响的原假设。所以无论城镇还是农村居民消费水平对5%通胀标准均不敏感，Cpi程度对居民消费影响不显著。
六、收入分配的分析
消费有政府消费和居民消费，在一国经济水平的情况下，政府消费的过高必然抑制居民消费。在收入分配中，政府财政收入高，居民消费就必然会低。通过本文分析，收入是对居民消费有着决定性影响，而我国需求不足始于1997到1998年。
从有关数据可知，从1997年开始，我国财政收入增长率开始大于居民可支配收入增长率，并一直持续到现在，而从本文前面分析知：居民消费与可支配收入均也是从1997年起低于GDp增速。这与我国需求不足始于1997年正好吻合。在经济总量一定情况下，居民消费与政府消费之间存在此消彼长的关系，政府收入太多，但教育、医疗、养老等福利制度的建设却滞后，严重打压了居民的消费热情。因此，扩大内需必须改变收入分配格局，藏富于民是提高居民消费的重要手段，无论是对城镇还是农村居民。
七、结论与政策建议
我国经济增长过于依赖投资与出口，消费不足，所以，研究我国居民消费的制约因素非常重要。通过以上分析，本文得出收入是当期消费的决定性因素，而城镇居民消费对收入更加敏感；政府收入与支出过高挤出了部分居民消费，降低了居民消费率。Cpi也是影响我国居民消费的原因，但对城乡居民消费的影响不同，对我国城镇居民消费有明显的抑制作用（-0.2363），对农村居民消费有促进作用（0.3882），并且无论城镇居民还是农村居民能容忍较高的通胀水平（5%）。所以，Cpi对全国范围内居民消费而言，不是一个重要指标。社会保障如医疗、教育制度建设的滞后制约了我国特别是农村居民的消费；此外城市的高房价抑制了城镇居民的消费，以至于城镇居民存钱买房，放弃当期消费。老年人的增加与少儿的减少对我国内需的影响不确定；利率整体上对内需有着正的影响，高利率政策有助于提高居民的消费水平，但作用不大。
因此，提高居民消费率必须要将增加人民可支配收入放在首要位置，我国近几年居民消费需求不足，居民在国家收入分配中所占比例越来越低可能是一个重要原因，从长远考虑，为促进居民消费，我们需要提高居民收入在整个国民财富分配中的比重，积极减税，藏富于民；为使居民消费无后顾之忧，必须健全完善城乡一体的福利制度，完善城镇医疗保健制度，加快推进新型农村医疗合作制度建设等，农村居民消费市场巨大，必须将农村地区公共投入放在重要位置；此外，要有效释放居民消费需求，需要将房价控制在适度的范围。
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居民消费统计分析篇4
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（almostideaDemandSystem）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。
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居民消费统计分析篇5
关键词：农村居民消费；实证分析；预测
一、河南省农村居民消费对全省经济带动作用的定量分析
1.方法说明
本文用投入产出技术分析农村居民消费对全省经济的带动作用。投入产出技术是由美国经济学家里昂惕夫于1936年提出。该方法是利用高等数学和电子计算机，综合考察与分析国民经济各部门和社会再生产各环节之部数量依存关系的方法。在用投入产出法分析居民消费对全省经济的带动作用时，我们应用了投入产出行模型：。式中，
表示居民消费带动全省各产业增加的总产出（是一列向量），这是我们要计算的。
称为里昂惕夫逆矩阵，其元素（用表示）表明j部门增加一个单位最终产品通过直接和间接消耗对i部门总产品的需求量。其中，为单位矩阵；为直接消耗系数矩阵，直接消耗系数的计算公式为，表示部门生产单位产品直接消耗部门产品的数量，它反映了各产业之间的技术经济联系。在本文中，我们是用河南省2002年42部门投入产出表资料计算直接消耗系数的。因为我们考虑到在短期内产业之间的技术经济联系不会发生本质变化，故用2002年的直接消耗系数测算和分析2005年居民消费对全省经济的带动作用是可行的。
为各部门最终产品列向量，又可分解为总消费、资本形成和净出口三大项。在本文中，主要分析“总消费”中的“农村居民消费”通过直接和间接的消耗关系对全省经济的带动作用。“农村居民消费”列向量（即）是这样得到的：借助2002年投入产出表中第二象限“农村居民消费”一列计算农村居民的消费结构列向量，并假定这种消费结构到2005年没有发生实质性变化。用这样的消费结构乘以2005年河南省经济核算中的“农村居民消费总额”便得到。同理，“城镇居民消费”列向量也是这样计算的。
然后，借助于专用统计分析软件就可以用公式分析居民消费带动全省各产业增加的总产出了。
2.测算结果及其说明
(1)农村居民消费带动全省增加的总产出。结果如表1所示。
可以看出，农村居民消费带动全省增加的总产出是增加的，2005年比2002年增加12.62%，增长414.7亿元。但农村居民消费带动全省经济发展不如城镇居民强劲。农村居民消费和城镇居民消费带动全省增加的总产出分别占当年居民消费带动的总产出的比重其变动是反向的。
(2)农村居民消费带动各产业增加的总产出。从绝对量上看，农村居民消费对三次产业的带动作用都不及城镇居民消费的带动作用强，这又一次反映河南省农村居民消费水平较城镇居民消费水平低的事实。从相对量上看，农村居民消费带动第一、二产业增加的总产出所占比重均高于城镇居民消费带动第一、二产业增加的总产出所占比重；同时农村居民消费带动第三产业增加的总产出所占比重低于城镇居民的同类指标。这表明，我省农村居民消费还主要以物质性消费为特征，对以服务为特征的第三产业产品的消费规模和水平明显低于城镇居民。
（3）与农村居民消费关联度最强的部门分析。农村居民消费通过直接和间接的关系对各个产业都会有带动作用，但对不同产业的带动作用是不同的。
二、河南省农村居民消费状况预测
根据现行统计口径，我们用“县以下社会消费品零售总额”代表农村居民社会消费品零售额。
1．对“河南省农民家庭人均纯收入”的预测
从有关资料可以看出，自1991年以来，河南省农民家庭人均纯收入是波动中上升的。为了对其进行预测，我们通过反复试算，拟采用戈帕兹曲线先预测人均纯收入的发展速度，再预测人均纯收入的方法。戈帕兹曲线的一般形式是：
为了使估计的参数更适合于预测，这里我们用加权平均数法估计上述参数。其意思是给时间数列资料中近期的数值以较大的权数，给远期的数值以相应小的权数。因为近期数值离预测期较近，因而对预测值的影响也大些，故给以较大权数。同理，远期数值的权数就相应小些。求参数lgk、b、lga的公式如下（为节省篇幅，这里不予证明）：
上式中R、S、t是以各年“人均纯收入”的对数为变量、以从远到近1、2、3、4、5为权数计算的加权平均数。
由河南省1991年至2005年人均纯收入资料可计算加权平均数：
R=(0.0099+0.0412+0.1117+0.0589+0.1971)÷15=0.02793
S=(0.0561+0.0620+0.0820+0.1078+0.0831)÷15=0.02607
t=(0.0208+0.0432-0.0052+0.1353+0.1570)÷15=0.02341
把R、S、t分别代入上述公式，即得lgk=0.032254，则k=1.0771；b=1.0742，可计算得p=0.7662；lga=-0.003313，则a=0.9924。所以，为河南省农民家庭人均纯收入的环比发展速度建立的戈帕兹曲线为：
该式表明，随着时间的进展（即t值的增大），河南省农民家庭人均纯收入的发展速度会有所降低。因为基数越来越大，发展速度有所降低是符合实际的。
同时注意到时间序号1991年时t=1，把t=1、2、3……分别代入上式即计算出以后各年的环比发展速度（本项目中只计算到2015年，即t=25）。为了预测以后各年的农民家庭人均纯收入，还有一个基数的问题。我们虽然已经有了最近期的人均纯收入实际值，但我们并不以该期实际数值为基数，原因是考虑到某期实际值包含有偶然性因素。因此，我们用2003、2004和2005年的实际值计算平均数，即：
(2235.68+2553.15+2870.58)÷3=2553.14，作为2004年的理论值，又作为预测的基数。这样，对今后若干年份河南省农民家庭人均纯收入以2004年价格计算的预测结果如表2所示：
2．对河南省“县以下社会消费品零售总额”的预测
本文用“县以下社会消费品零售总额”代表农村社会消费品零售总额。在现行统计资料中没有社会消费品零售总额的可比价发展速度资料可用。我们是这样处理的：先根据现价“县以下社会消费品零售总额”计算现价发展速度（上年为100）；再分别除以各年的以上年为基期的“农村居民消费价格指数”，其结果就可大致作为“县以下社会消费品零售总额”的可比价发展速度，从而在此基础上进行预测。
用上述同样的方法为河南省“县以下社会消费品零售总额”可比价发展速度拟合的戈帕兹曲线为：
由该式可以看出，随着时间的进展（即t值的增大），河南省“县以下社会消费品零售总额”的发展速度会有所降低。有了“县以下社会消费品零售总额”的发展速度预测值，即可预测各年“县以下社会消费品零售总额”了。预测结果2010年和2015年可望分别达到1410.8亿元和1912.9亿元。到2012年河南省县以下社会消费品零售总额有望比2004年翻一番，达到1633.9亿元。
作者单位：河南财政税务高等专科学校
参考文献：
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居民消费统计分析篇6
[关键词]行业收入差距；居民收入差距；状态空间模型；消费支出
[Doi]10.13939/ki.zgsc.2016.16.014
1引言
扩大居民消费是促进经济增长的重要途径，我国居民收入差距对其消费有着重要的影响。在居民收入差距中，很大一部分来自行业收入差距。所以居民收入差距对消费的影响中，有一部分是来自行业收入差距。行业收入差距不会直接影响消费，而是通过对居民收入差距的影响来影响消费。那么，行业收入差距通过对居民收入差距从而对居民消费的影响程度如何？在什么条件下能够扩大消费？在什么条件下会抑制消费？目前是正影响还是负影响？这就是本文需要讨论的问题。如果影响甚微，在扩大消费的措施中就可以不予考虑；如果影响很大，就必须在促进消费的政策措施上考虑这一因素。
目前，有较多的文献在研究居民收入差距对消费的影响，例如张国华（1999）分析了20世纪90年代中国居民收入与消费状况，发现居民收入差距的扩大导致居民平均消费倾向下降、消费需求出现断层；孙凤，易单辉（2000）建立收入等级与各项消费品支出的面板模型，认为收入等级对城镇居民消费结构有很大的影响；刘敏，曹衷阳（2011）通过建立以居民收入差距水平为门槛变量的门槛模型，证实了居民收入差距的加大影响了居民的消费水平；李雄军，曹飞（2013）以绝对收入假说为基础，建立消费差距函数，发现收入差距对城乡居民消费差距影响显著；李广泳，张世晴（2015）运用动态面板模型进行实证分析，认为我国城乡人均收入差距、行业人均收入差距以及区域人均收入差距对居民消费率有显著的负影响。
居民收入差距的形成有各种来源，其中一个重要来源是行业收入差距。居民收入差距对消费的影响中，必然包含着行业收入差距所引起的部分。因而分解出来行业收入差距对居民整体收入差距的影响，是研究其对消费影响的必不可少的一个环节。关于行业收入差距与居民收入差距的关系，可以从两个角度来测量：一是分解法，即对居民收入差距中的行业收入影响分解出来；二是直接测量法，即通过某种模型直接测量行业收入差距对居民收入差距的影响。在这两个角度方面的研究已有不少成果。例如向书坚（1998）采用了回归方法直接测算了行业收入差距对居民收入差距的影响，洪兴建（2008）提出了分解基尼系数的新的公式，王金承（2009）从收入来源上分解居民收入差距，测算出1995―2006年城镇居民工资性收入的贡献率均在55%以上。常兴华，徐振斌（2010）基于收入来源分解基尼系数，分别对城镇、农村和城乡收入差距的来源进行分解，认为在这三种收入差距中行业收入差距均对收入差距起到差距促增的作用。杨灿明，孙群力（2011）根据Shorrocks（1982）的要素分解法，采用变异系数作为不平等指数进行分解，测算出各项收入对总收入不平等的贡献率，结果表明，在城镇，工资性收入对居民收入不平等的贡献最大。
可以看出，目前人们都是测度居民收入差距对消费的影响，直接测算行业收入差距对消费的影响的文献还不多见。虽然有分解居民收入差距中行业收入差距贡献的文献，但还没有见到直接测度行业收入差距对消费的影响文献。所以，本文将对行业收入差距影响居民收入差距进而影响消费两个阶段连接起来，直接测度和分析行业收入差距对消费的影响。
2模型设计
由于行业收入差距是首先引起居民整体收入差距的变化，然后通过居民收入差距来对居民消费产生影响，所以本文拟将这个过程分为两个阶段，建立两阶段计量经济模型：第一个阶段测度行业收入差距对居民收入差距的影响；第二个阶段测度居民收入差距对居民消费的影响。然后将两个阶段模型连接起来，得到行业收入差距对居民消费的影响，并在此基础上分析其影响程度。考虑到不同时期行业收入差距对消费的影响不同，本文在两个阶段均建立可变参数的状态空间模型。
用ht表示衡量行业收入差距的泰尔指数，jg表示衡量居民收入差距的基尼系数，xf表示消费需求，sr表示居民收入水平，建立两个阶段的模型分别为：
3变量和数据
本文建立的模型中涉及了4个变量，分别是行业收入差距、居民收入差距、居民收入水平和消费需求。各变量的测度和数据处理方法如下。
3.1行业收入差距ht的测度方法
对行业的分类是以国家统计局的行业分类为标准，1985―2002年分为16个行业，2003―2013年分为19个行业，分行业的就业人数和工资总额数据来自各年的《中国统计年鉴》。本文使用泰尔指数测度行业收入差距，泰尔指数（thetheilindex）是由泰尔（theil，1967）利用信息理论中的熵概念来计算收入不平等而得名。计算公式如下：
为了使估计的系数经济含义明确，本文后续计算中，测度行业收入差距的泰尔指数采用百分点为计量单位，即原始泰尔指数乘以100，用ht表示。后文中测度居民收入差距的基尼系数也采用相同计量单位。
泰尔指数的测算结果表明我国1986―2013年行业收入差距的变化呈两阶段变动。如图1所示，第一阶段（1986―2002年），泰尔指数ht从11.95逐步增加到24.28，行业收入差距增长较快，造成此现象的主要原因是改革开放以来我国“效率优先，兼顾公平”的经济主题，各行业的工资水平随着经济增长不断提高，但是提高的速度与程度各不相同，导致收入差距明显扩大。第二阶段（2003―2013年），泰尔指数ht处于较高水平，在30上下波动，行业收入差距居高不下，不过近年来略有降低，2009年下降到29.78，2013年又进一步下降到28.86。
3.2居民收入差距jg的测度
国家统计局公布了2003―2013年的居民收入基尼系数，但缺乏2003年前的基尼系数，同时，国家统计局以前年度只公布城乡各自的基尼系数，而本文需要的是城乡混合的总体基尼系数。对于如何计算居民总体基尼系数，当前学术界采用的方法多是首先对居民的收入分布函数进行某些假定，在假定的基础上利用城乡分组数据进行总体基尼系数的计算，不同的学者计算结果有所不同。
为了建立基尼系数与消费的计量模型，本文需要较长的基尼系数时间序列数据，2003年以后采用国家统计局公布的数据。2003年以前的基尼系数，采用先推算不同学者基尼系数计算结果与国家统计局公布结果的偏差比例，然后对这些学者计算结果中2003年以前的数据进行调整的办法来获得。具体做法是，将国内一些学者计算的2003―2012年基尼系数与公家统计局公布的基尼系数对比，得到一个平均比例，用这个比例乘以2002年及以前年份各学者测算的基尼系数的平均数，得到以前各年度与国家统计局口径可比的居民总体基尼系数。计算公式为：
为1985―2002年各学者计算的基尼系数的均值，k2003―2013是各个学者计算结果均值与国家统计局公布数据的偏差调整系数，即2003―2013年学者计算结果均值与国家统计局公布数据的比例。
基尼系数采用百分点为计量单位，即基尼系数乘以100，用jg表示。
3.3居民收入和消费变量的处理
由于国家统计局分别公布了农村居民人均纯收入和城镇居民人均可支配收入，本文用农村人口和城镇人口比重加权，得到城乡居民人均收入jsr。sr表示的是城乡居民人均收入的发展速度。
有多个指标可以衡量居民消费，但考虑到要尽量接近居民的市场支出，本文采用农村居民和城镇居民的现金消费支出数据，居民人均消费jxf是用城乡人口加权计算的居民平均现金消费支出。xf表示的是人均现金消费支出的发展速度。
4实证分析
采用1986―2013年的各变量数据，利用eviews软件对两个设定的可变参数状态空间模型进行估计，并进行检验，结果见下表。
把两个模型联结起来，用k表示行业收入差距每变化一个百分点对居民人均现金消费支出增速的影响，即行业收入差距对居民消费增速的影响等于行业收入差距对居民收入差距的影响系数乘以居民收入差距对居民消费增速的影响系数。
根据估计结果，不同时期行业收入差距对消费增长率影响系数k的变化趋势如图2所示。
图2行业收入差距对居民消费的影响
5研究结论
从数据和模型估计结果可以看出，我国行业收入差距在逐年扩大，它也引起了居民收入差距的扩大，进而对我国居民的消费需求产生了影响。1988年到1990年，用泰尔指数表示的行业收入差距每增加1个百分点，居民消费的增速会减少大约不足0.1个百分点；1991年到2000年，行业收入差距每增加1个百分点，对消费的减速作用扩大到了0.1～0.14个百分点；2000年以后，其对消费的减速作用稳定在0.12个百分点。从1988年至2013年，行业收入差距对居民消费增长速度的影响始终是负的。
我国行业收入差距主要是由要素市场分配所形成，但其中也有一些非市场化因素，如行业垄断，国有企业与私营企业的不平等，大中小企业的差异性，公益产业与非公益部门差异等因素所引起。缩小行业收入差距，特别是缩小不合理的原因所形成的行业收入差距，是扩大我国居民消费的一个重要途径。
因此，本文建议：一是继续缩小行业收入差距，增加居民消费水平；二是完善收入分配体制，通过诸如医疗保险等措施降低行业收入差距对消费的影响程度。
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居民消费统计分析篇7
关键词：居民收入城乡居民消费城乡居民基尼系数动态Gmm
消费、投资、出口作为促进我国经济发展的“三驾马车”，只有三者协调增长才能使经济稳定均衡增长。扩大内需以提升消费是增强抵御国际经济风险能力的迫切需要，也是促进经济社会协调发展的内在要求。如何进一步扩大消费成为我国社会关注的焦点和经济发展过程中所需要解决的重大问题。
近年来各级政府不断加大扩大内需、促进消费的力度，但消费依然乏力。直接表现为最终消费率（最终消费需求占国内生产总值的比重）出现逐年下降。1979-2010年我国最终消费率与城乡居民最终消费率趋势如图1所示，我国最终消费率一直处于低位水平并有持续走低态势，最终消费率从1979年的62.10%下降到2010年的47.4%，2010年之后一直处于下降趋势，而发达国家和中等收入国家最终消费率约为80%。农村居民最终消费率从1979年的30.3%下降到2010年的7.84%，总体上一直处于下降趋势，2006-2010年平均农村居民最终消费率为8.71%。1979-2010年城镇居民最终消费率变动趋势表现为微型倒“U”，并且城乡居民消费水平差距也越来越大。
文献回顾和评述
国内学者的研究类型大体分为三类：第一类是从我国城镇居民消费角度来分析居民消费问题。臧旭恒（2007）分析结果表明，相对于农村居民，城镇居民更多受流动性约束影响，而农村居民对不确定性以及实际利率变动的反应更加敏感。方福前（2009）论证结果表明，医疗、教育和住房体制改革对城乡居民消费有不同影响；我国居民消费低迷的原因之一：在国民收入分配和再分配过程中，居民占有的份额不断下降。邹红、喻开志（2011）论证了劳动收入份额和城乡收入差距是居民消费增长缓慢最根本的原因；提高劳动要素份额具有缩小城乡收入差距的效应。
第二类是从不同角度来分析城镇居民消费问题。田青、马健（2008）分析结果表明，消费习惯、收入是影响城镇消费的主要因素，医疗保健、教育文娱等支出是居民消费支出增长的重要因素。韩松、杨春雷（2009）实证分析结果表明，我国城镇居民预期可支配收入的增长对实际消费的贡献，远大于非预期可支配收入的增长对实际消费的影响。娄峰、李雪松（2009）认为城镇居民消费的“棘轮效应”显著；城镇居民收入差距对城镇居民消费具有显著负向影响。
农村居民消费问题越来越重要，因此作为第三种类，不少专家越来越关注农村居民消费问题。苏良军、何一峰（2005）实证分析结果表明，暂时收入对农村居民消费的影响非常显著，经济发展状况和消费习惯是影响暂时收入消费份额的重要因素。马树才、刘兆博（2006）研究表明，自然、市场和制度在内的不确定性、对当期收入的过度敏感性，以及农民消费行为所表现出的生命周期特征，这三个方面是影响农民消费行为的主要因素。蔡跃洲（2009）分析结果表明，农村居民经营性收入、工资性收入及国家财政农村救济费支出对农村居民消费具有显著影响。县域经济是启动农村消费的关键。张秋惠、刘金星（2010）认为非基本收入对农村居民消费需求具有较强拉动作用。
我国长久以来都存来着城乡二元结构，不同因素将会对城乡居民消费行为产生不同影响。另外，统计年鉴数据显示，我国居民消费支出逐年增加，但居民消费增长率低于GDp增长率是导致消费贡献率低、消费率低的直接原因。因此，本文认为一个更好的度量方法应该是：将影响城乡居民消费的因素进行对比分析；相对于分析居民消费量、居民消费增长率，应该注重分析消费增长率。
模型构建与数据描述
（一）模型构建
这里假定凯恩斯的消费函数为线性，因此居民消费行为表达式为：
Ct=α+βYt（1）
其中，Ct表示居民在第t时期消费支出，Yt表示居民在第t时期收入，截距α表示自主性消费，α>0，β为收入的边际消费倾向，0
根据弗里德曼的持久收入假说，消费者的消费支出不是由现期收入决定的，而是由持久收入决定的。苏良军（2005）利用我国农村面板数据验证暂时性收入也会对消费产生显著影响，为此本文也将收入分为持久性收入（pi）与暂时性收入（ti）。根据弗里德曼提出的持久性收入与暂时性收入方法，建立方程如下：
pit=Yt+Yt-1+Yt-2/3（2）
tit=Y-pit（3）
其中，Yt为当期实际收入，Yt-1为前一期实际收入，Yt-2为前两期实际收入。将上述（2）、（3）式代入（1）式，得到居民消费行为新的表达式：
Ct=α+β1pit+β2tit（4）
其中，Ct同上，pit与tit分别持久性收入与暂时性收入，0
Rrct=c+β1pit+β2tit（5）
其中，Rrct表示第t时期居民最终消费率，pit、tit分别表示居民持久性收入与暂时性收入与GDpt比值。
我国居民消费除了与居民持久性收入、暂时性收入有关外，还与城乡居民收入差距、城镇居民之间收入差距、农村居民之间收入差距有关。教育、住房、医疗作为居民生活面临的“三座大山”，教育、住房、医疗支出必定会挤占其他项目的消费支出。基尼系数作为考察居民内部收入分配差异状况的重要指标，其数值大小对居民消费也应有一定影响。另外，由于样本容量限制，按照传统将我国分为中、东、西三部分，在回归中会产生共线性，因此本文以中西部为基准区位，设置东部一个特征虚拟变量。
根据上述定义，原模型进一步展开为面板数据模型，得到表达式：
（6）
其中，it中的i代表各地区里的省份，t代表时期；c为常数项；μit为随机扰动项，ηit所度量的是各个横截面单元的个体，即不同区域的差异；Rrc、pi、ti如（5）式所述；urGiniit为各地区不同省份各年城乡居民收入基尼系数；uuGiniit为各地区不同省份各年城镇居民收入基尼系数；rrGiniit为各地区不同省份各年农村居民收入基尼系数；edueit代表教育对居民消费影响，用各地区教育支出总额与当年该地区生产总值比表示；houseit代表住房支出对居民消费影响，用各地区住房支出总额与当年该地区生产总值比表示；medeit代表医疗支出对居民消费影响，用各地区医疗支出总额与当年该地区生产总值比表示（见表1）。
此外，考虑到当期消费水平的增加可能会依赖于过去水平，为了防止模型设定误差，本文在（6）式基础上，加入被解释变量与部分解释变量滞后水平。最终将原始模型扩展为如下动态模型：
（7）
（二）数据选取与描述
本文时间序列数据中各地区年度生产总额、人均生产总值、城镇与农村居民最终消费额、城镇居民可支配收入、农村居民纯收入、城镇人口占总人口比、城镇与农村人均住房、人均医疗保障、人均教育支出来自于历年各地区统计年鉴和《我国农村统计年鉴》，考察样本区间是1995-2010年。
居民持久性收入与暂时性收入利用城镇居民可支配收入、农村居民纯收入通过（2）、（3）式计算得出，城镇居民edue、house与mede通过人均教育支出、人均住房支出、人均医疗保障支出分别与城镇人口占总人口比相乘，再分别除以人均生产总值得出。同理得到农村居民edue、house与mede值，由于部分农村人均教育支出数值缺失，根据往年经验，用人均文教娱乐用品及服务的百分之五十近似替代。
由于各地区统计年鉴统计对居民收入分组不同，因此计算居民收入基尼系数、居民收入五分组是用胡光祖（2004）基尼系数简单公式（g=p5-p1）方法得出，七分组是借鉴陈昌兵（2007）非等分组的基尼系数计算公式，然后使用“分层加权法”计算出各地区城乡基尼系数。只有21个省、市以及自治区可以计算出基尼系数，因此本文也只选取了全国21个省、市以及自治区样本进行实证分析。
实证结果
动态面板模型的被解释变量滞后项放置方程的右边，会出现内生性与误差项移动平均问题，而传统的模型估计方法会造成系数估计有偏差。为避免这些问题产生，本文采用两步差分广义矩法（DiFGmm）与两步系统广义矩法（SYSGmm）。在工具变量设置上，本文采取如下处理：引入了地区虚拟变量，在国内造成收入分配差异的原因有城乡二元结构、分配体制、经济体制等，因此笔者有理由将虚拟变量、城乡基尼系数、城镇居民基尼系数、农村居民基尼系数设成外生变量，其他变量作为弱外生变量处理，用弱外生变量的滞后期作为它们本身的工具变量。Gmm估计是否能获得一致的估计系数，在于工具变量的选取是否有效以及扰动项不存在二阶自相关。因此在Gmm估计中，采用Sargan检验来判断工具变量的有效性，采用aR（2）统计值检验原模型的一阶差分的扰动项是否存在二阶自相关。模型整体是否显著是通过wald检验p值验证。回归结果如表2所示，表2将居民消费率分为城镇居民消费率和农村居民消费率进行分析。
从表2可以得出：第一，城镇与农村居民消费率滞后项（Rrcit-1）对前期消费有显著正相关影响。前期居民消费率每上升1个单位，城镇与农村居民当期消费率分别增长多于0.7个百分点，说明居民消费在某种程度上受自身消费习惯影响。
第二，当期持久性收入（piit）对城镇与农村居民消费率存在正向影响，但持久性收入滞后期（piit-1）对城乡居民消费存在差异，对城镇居民消费积极影响，对农村居民消费影响并不显著。
第三，当期暂时性收入（tiit）对城镇与农村居民消费有显著影响，但对城镇居民消费影响大于对农村居民消费影响，滞后期（tiit-1）对城乡居民都没有产生影响。这是因为暂时性收入是一种短期、临时收入，前期暂时性收入并不会对当期消费造成影响，在当期总收入增加时，居民消费也会增长。
第四，教育的当期支出（edueit）对农村居民消费有正向积极影响，当期教育支出增加1个单位，农村居民消费率上升2.8个百分点，滞后项（edueit-1）对农村居民消费存在一定挤出效应，滞后期教育支出增加1个单位，当期农村居民消费下降1.86个百分点，但当期、滞后期教育支出对城镇居民影响并不显著。这是因为，当期教育支出增加相当于服务性消费增加，与居民消费率存在正相关关系，而前期教育支出对农村居民来说是一种负担。假定在短时间内农村居民收入并不会发生较大变化，当前期教育费用增加为前期教育水平，作为相对理性人，会减少当期其他项目支出。
第五，当期住房支出（houseit）对农村居民消费有显著挤出效应，滞后期住房支出（houseit-1）对城镇居民消费有显著挤出效应。
第六，滞后期医疗保障支出（medeit-1）对农村居民消费有显著挤出效应，前期医疗保障支出增加1个单位，当期农村居民消费下降1.293个百分点，说明前期医疗保障支出对于农村居民是一种负担，前期支出增加会减少当期其他项目支出。滞后期医疗保障支出对城镇居民消费影响并不显著，是因为相对于农村居民，城镇居民有一定的医疗保障，医疗资源更多倾向于城镇。
第七，城镇居民基尼系数（uuGini）对城镇居民消费率没有显著影响，农村居民基尼系数对农村居民消费率没有显著影响。这说明城镇内部的收入分配与农村内部收入分配仍在合理水平。
第八，城乡居民基尼系数（urGini）对城镇居民消费有积极正向影响，对农村居民消费有一定挤出影响。
结论及政策建议
（一）结论
本文研究表明，持久性收入与暂时性收入增长对城乡居民消费提高从总体上有明显促进作用，说明收入水平的高低和不确定性对城乡居民消费都有较大影响。住房支出对城镇居民和农村居民消费产生挤出效应。教育、医疗保障服务性支出对当期农村居民消费具有有效拉动作用，但较高的教育、医疗保障性支出会对农村居民其他消费项目产生挤出效应，扭曲消费结构。城乡收入分配差距越大，对农村居民消费的挤出效应就越大。尽管可以在一定程度上促进城镇居民消费，但过高的城乡基尼系数，会引发一系列社会问题，进而造成社会动荡，不利于社会和谐发展。
（二）政策建议
为了促进城乡居民消费率提高，保证国民经济持续稳定发展，基于上述分析结果，给出如下的政策建议：第一，控制房价过快增长，政府在加大廉租房、经济适用房等保障性住房向中低收入阶层供给时，制订严格的事前审核、事后监管措施，防止不法分子利用保障性住房套利，为低收入阶层提供低息或无息优惠性住房贷款。第二，提高中低收入阶层收入，依法规范各种收入分配，保护合理、合法收入，取缔非法收入，对高收入者加大所得税征收力度，建立重点行业工资收入监控制度，减轻农村居民税负。第三，加强农村基础设施建设，改善农村消费环境，提高农村消费水平，改善农村消费结构。第四，健全与完善农村医疗保障制度，着力改善农村医疗卫生状况，增加农村医疗设备投入，有效解决农村居民看病难问题，调整支出资金内部结构，提高农村救济费支出比重。第五，加大对农村教育扶持力度、财政转移支付制度，继续加大对农村义务教育的投入比例，改善农村教育条件，提高农村教育质量，优化农村教育资源配置。
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居民消费统计分析篇8
一直以来，运用税收政策刺激中国居民消费，扩大内需，从而拉动经济增长的观点已得到普遍的认同。自2008年以来，我国出台了多项扩大内需、刺激居民消费的结构性减税政策，如在2008年和2010年两次调整工资、薪金所得减除费用标准；暂免征收储蓄存款利息所得税；全面推行增值税转型改革等。这些政策的出台短期来看，在促进居民消费增长中发挥了重要的作用，国家统计局的数据显示，2009年最终消费对经济增长的贡献率已达到52.5%，拉动经济增长4.6个百分点。但从长期来看，虽然结构性减税政策不断出台，我国的税收收入增幅却仍不断超出GDp的增长幅度，居民消费率呈明显下降的趋势也已是一个不争的事实，税收收入的持续高速增长与居民消费率的下降二者之间是否存在关联关系？我们尚不能从已有的研究中找到满意的解答。如果两者之间的关联关系的存在性及其程度的问题不能得到有效解决，则基于以扩大内需、促进居民消费、进而拉动经济增长为目的而推出的种种税收政策措施从长期来看就可能失灵。
1理论模型：不同税收政策的消费效应
根据宏观经济学理论，消费者消费什么、消费多少的消费决策是在其预算约束下基于最大满足福利目标的结果。因此，消费者的消费决策一方面与消费商品的市场价格有密切关系；另一方面，又受其收入的约束。所以，收入和价格是在消费者的消费决策中非常关键的两个因素，而税收主要是通过影响这两个因素进而影响居民消费。本文主要通过税收对这两个因素的影响分析，将税收政策变量引入到基本的理论模型中，来分析税收对居民消费的影响。
1.1基本模型
在跨期消费决策两期模型的基础上，讨论税收对居民消费的影响，可以先进行一个比较静态分析，假设代表性消费者，其偏好由其两个时期内的消费数量所决定：当前消费和未来消费，他的偏好次序用如下效用函数来表示：（略）。
1.2加入税收后的模型拓展
接下来，我们在基本模型的基础上，着重分析在政府征税之后对消费的影响。根据理论和具体实践，我们将政府征税分为三种情况：对劳动课税（税率为tw）、对资本课税（税率ta）和对消费课税（税率为tc）。如果假定利率不随时间变化而改变，引入税收条件后，可求得引入税收条件下的居民最优当期消费所应满足的条件：（略）。
2基于中国经验数据的研究
2.1实证研究设计
2.1.1变量的选取
根据理论模型，居民的最优当期消费率主要受工资增长率、利率和对劳动征税、对资本征税、对消费征税的影响。因此，实证分析中主要涉及的变量有：居民消费率、利率、工资增长率、劳动课税的有效税率、资本课税的有效税率和消费课税的有效税率。
2.1.2样本选择与数据来源
本文分析的样本数据区间为1985~2009年，分析数据主要来源于历年《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》、《中国税务年鉴》和国家税务总局、国家财政部、国家统计局的网站。根据选取的变量，居民消费率为最终居民消费和支出法核算GDp的比值；利率的选择为一年期存款利率，对于有些存在多次利率调整的年份，我们对当年的利率采取加权平均计算①；工资增长率为由于缺乏统一的工资增长率统计数据，我们采用支出法核算的GDp增长率来分析②；有效税率根据相关数据估计得来。
2.2有效税率的估计
衡量税收政策发挥作用的一个有效工具就是对实际税收负担的估计，因此本文首先对中国的实际税收负担进行有效地估计，然后结合估计出的实际税收负担，进行税收对居民消费影响的计量分析，最后对结果给予解释分析。我们将税收收入分为对劳动课征的税收、对资本课征的税收和对消费课征的税收三类。对中国有效税率的估计，很多学者进行了研究。刘溶沧、马栓友(2002)，刘初旺（2004），李芝倩（2006）等都从不同的角度对中国资本、劳动和消费的有效税率进行了测算研究，但由于所采用的税收分摊方法存在差异，因而所测算出的有效率税率也不尽相同。本文在借鉴前人研究的基础上，运用mendozaetal.(1994)所提出的方法对中国的平均有效税率进行估计。具体计算结果见表1。2.3税收对居民消费影响的经验估计
2.3.1估计模型的选择
由基本理论模型，可以看出，无论是现期消费还是未来消费都是工资增长率和利率的函数。另外，根据分析，税收政策也是影响居民消费的重要因素，因此，基于理论分析我们初步可以建立以下关于居民消费率和税收政策的回归模型。
2.3.2固定参数：税收对居民消费影响的经验估计
（1）变量的单位根检验。
在进行实证分析的过程中，首先必须对所分析的各变量逐个进行单位根检验，以确定各变量的平稳性。运用aDF检验对所分析的各原变量及差分变量进行单位根检验。检验结果显示：在10%的显著性水平下，原变量均是非平稳变量。此后，分别对各变量的一阶差分进行检验，均显示是平稳。
（2）模型的估计。
由于各变量均是一阶单整，各变量之间存在可能存在长期均衡关系，即协整关系，接下来我们运用e-G两步法对个变量之间是否存在协整关系进行检验，基本回归结果如下：（略）。回归结果（8）显示，模型的拟合优度较高，回归系数均通过了显著性检验，该模型较好的拟合了经验数据，接下来，我们需要对各变量之间是否具有协整关系进行检验，以防止上述估计结果是伪回归，不能反映真实的变量之间的关系。协整检验的方法主要有两种：一种是基于回归系数的Johanson检验，另一种是基于回归残差的e-G两步法。为了保证结论的可靠性，我们将综合考虑这两种方法得出的结论。
首先建立各变量之间的向量自回归模型（VaR），根据各种准则选定VaR模型滞后期阶数。结果显示，根据Fpe，aiC，，SC，HQ准则都选定滞后期阶数为3，而根据LR准则选定滞后期阶数为2，我们选定VaR模型滞后期阶数为3，Johansen协整检验的最优滞后阶数比其对应的无约束VaR模型的最优滞后阶数应该小1，所以我们检验时确定的滞后阶数为2，选择协整检验形式为:在协整方程和协整检验中具有截距项而没有线性趋势项。
Johanson检验结果显示，迹统计量和最大特征根统计量检验均给出了相同的检验结果，在90%的水平上都不能拒绝检验变量之间至少存在2个协整关系。而我们通过对回归方程的残差序列进行aDF检验也显示，在1%的显著性水平下，残差序列是平稳的，两种方法均说明了个变量之间存在了长期均衡稳定的线性关系，即我们对密性的估计结果是可靠的。根据估计结果，我们可以得到以下几点结论：第一，税率与居民消费率之间的关系。对消费和劳动课税的税率与居民消费率呈显著地负相关关系，且对消费课税的有效税率每上升（下降）1个百分点，居民消费率会下降（上升）0.185个百分点。对劳动课税的有效税率每上升（下降）1个百分点，居民消费率会下降（上升）1.4167个百分点，这一点与我们的理论分析相一致；对资本课税的有效税率与居民消费率呈显著地正相关关系，且对资本课税的有效税率每上升（下降）1个百分点，居民消费率会上升（下降）0.2103个百分点。
第二，利率、经济增长率与居民消费率之间的关系。首先，利率与居民消费率呈显著的负相关关系，利率每上升（下降）1个百分点，居民消费率会下降（上升）0.3914个百分点；经济增长率与居民消费率呈显著的负相关。
2.3.3变动参数：税收对居民消费影响的经验估计
在中国的经济发展过程中，由于受经济系统中个变量的内部和外部影响，经济结构以及税制结构都在不断发生变化，使得个变量对居民消费率的影响也因时期不同而不同，运用普通的经济计量分析方法虽能在一定程度上反映个变量对居民下费率的长期影响，但却很难表现出这种影响在不同时期的差异性。为此，我们women运用基于卡尔曼滤波理论构造的可变参数模型来分析税收变量对居民消费率影响的短期结构变化情况，以式（7）为量测方程构筑状态空间模型，状态方程采取递归形式。量测方程：（略）。
由表2可知：
（1）对劳动课税的有效税率对居民消费率影响的变化趋势。劳动课税的有效税率对居民消费率的影响一直为负值，且在三种有效税率中其影响程度最大。因此，从税收调节居民消费率的角度来看，调整劳动课税的有效税率所得到的效果最为明显。
（2）对资本课税的有效税率对居民消费率影响的变化趋势。理论分析认为，由于所产生的“替代效应”和“收入效应”的大小不同，资本课税可能导致当期消费率的增加或者减少。实证结果显示，1986年以来，资本课税的有效税率对居民消费率的影响有正有负，但从长期趋势来看，资本课税的有效税率对居民消费率影响是正向的，特别是在2005年以后，这种正向的调节作用逐年提高。
（3）对消费课税的有效税率对居民消费率影响的变化趋势。长期以来，我国消费课税的有效税率与居民的消费率一直呈同方向的变化，直到2007年以后，才呈负相关关系。1985~2006年，对消费课税的有效税率从14.14%下降到8.97%，下降了5.18个百分点，而同期消费率却并没有因为对消费课税的有效税率下降而显著提高，居民消费率反而下降了15.43百分点，这在一定程度上说明了中国针对消费的税收政策调整并没有较好地起到提高居民消费率的作用。但从长期趋势来看，降低对消费课税的有效税率能够起到提高居民消费率的作用。
（4）利率、经济增长率对居民消费影响的变化趋势。在2000年以前，利率对居民消费率的影响的波动幅度较大，2000年以后影响较为平稳。经济增长率对居民消费的影响较为平稳，但一直呈负向的影响，1985年以来，中国经济的增长并没有真正带来居民消费率的提高。
3实证结论
通过对中国经验数据的实证检验，分析了利率、经济增长率以及各有效税率变量对居民消费率的影响，可以得到以下结论：
（1）劳动课税的税率变化对居民消费率影响。
劳动课税的税率变化对居民消费率的影响最为显著，要想提高居民最优当期消费率，采取降低对劳动课税的税率效果最为明显。我们认为主要的原因在于：在对劳动课税的有效税率统计中，个人所得税和社会保障缴款部分是对劳动课税的主体部分。由于中国现行的个人所得税制中工薪所得为主体，社会保障缴款也以中低收入的工薪阶层为主，降低中低收入阶层的个人所得税税率，减少社会保障个人缴款的比例，都能够有效地降低中低收入者的税收负担。由于不同收入阶层的居民消费倾向不同，高收入阶层的消费倾向较低，而低收入阶层的消费倾向较高，因此，通过有效降低低收入阶层劳动所得的税负，有利于整体居民消费率的提高。
（2）资本课税的税率变化对居民消费率影响。
1985年以来，对资本课税的有效税率对居民消费率的影响系数一直在0附近以很小的幅度上下波动。就长期作用程度来看，资本课税的有效税率对居民当前消费率的影响“替代效用”大于“收入效应”，即降低对资本课税的有效税率，将降低居民当前消费率；反之，提高对资本课税的有效税率，将提高居民当前消费率。
（3）消费课税的税率变化对居民消费率影响。
长期来看，对消费课税的税率与居民消费率呈反向变化关系，即税率越低，居民消费率越高；税率越高，居民消费率越低。而中国目前对消费课税的税制结构不利于居民消费率的提升，流转税的性质决定了其税负最终要由消费者来承担，中国目前对消费的课税主要以流转税为主，而流转税中尤以增值税为重，中国目前增值税的法定基本税率为17%，在亚太国家和地区中是最高的，因此，应该进一步降低对消费课税的税率，让利于消费者以刺激消费。
（4）其他因素对居民消费率的影响。
对于其他因素对居民消费率的影响，本文主要分析了利率和经济增长率对居民消费的影响。
居民消费统计分析篇9
内容摘要：当前已经进入后危机时代，扩大农村居民消费需求是拉动经济增长的主要措施。本文在既有数据的基础上，利用扩展线性支出系统模型(eLeS),并借助于SpSS13.0统计软件对2009年江苏农村居民的边际消费倾向、边际预算份额、基本需求、需求收入弹性等方面进行了分析，最后提出了提高低收入者收入、发展交通通讯、文教娱乐等一系列优化江苏农村居民消费结构，扩大消费需求的建议。
关键词：eLeS消费结构边际消费倾向边际预算份额基本需求需求收入弹性
问题的提出
消费结构指各类消费支出在总消费支出中的比例及其相互关系。我国统计年鉴中把城乡居民的消费支出划分为八项：食品、衣着、家庭设备及其服务、医疗保健、交通通讯、文教娱乐用品及服务、居住、杂项及其服务等。恩格尔系数是研究消费结构最常用的工具，由于这一方法简单和方便，所以国内学者采用这一方法的较多。除了恩格尔系数之外，还有其他计量经济模型，比如臧旭恒（2001）运用扩展线性支出系统模型（eLeS）和几乎理想需求系统（aiDS）模型，对中国城乡居民的消费结构进行了考察；孙凤（2002）利用30个城镇居民家庭收支专项抽样调查的月度数据，应用panalData模型考察了地区因素对城镇居民消费结构的影响并使用1995-1997年度抽样调查资料分析了城镇居民家庭收入等级因素对其消费结构的影响。
在当前外需受阻的情况下，依靠内需尤其是消费需求是促进我国经济增长的必然选择，合理的消费结构有助于扩大消费需求，最终拉动经济增长。所以，政府在两会工作报告中提出要“积极扩大居民消费需求。巩固扩大传统消费，积极培育信息、旅游、文化、健身、培训、养老、家庭服务等消费热点，促进消费结构优化升级”。在农村人口占绝大多数的我国，为了提高消费力，拉动居民消费的着力点应该在农村。对农村居民消费结构进行研究的文章颇多，大多以省份为单位进行分析。值得一提的是，对江苏城镇居民消费结构进行分析的文章较多，但对后危机时代如何优化江苏农村居民消费结构的文章甚少。江苏农村人口3508.02万，占全省总人口的45.6%，农村市场是个广阔的市场，江苏农村居民消费结构的优化，对推动江苏经济增长的作用不可低估。本文分析了2009年江苏农村居民消费结构，并提出建议，以提高农村消费力，推动江苏经济平稳较快发展。
扩展线性支出系统（eLeS）模型的构建与检验
（一）扩展线性支出系统（eLeS）模型的构建
扩展线性支出系统模型的计算分析应用源于经济学家Lunch提出的扩展线性支出系统（eLeS）模型，其经济含义可表述为：一定时期内，在给定收入和价格的前提下，消费者首先满足其基本需求支出，扣除其基本需求支出之后的收入则按比例在各类商品支出及储蓄之间分配。eLeS的具体数学模型为：
Vi=piXi+βi(Y-ΣpiXi)，i=1,2,3,…,n（1）
(1)式中i为商品或劳务的种类，Vi为消费者对第i种商品或服务的消费支出；pi为第i种商品或服务的价格；Xi为消费者对第i种商品或服务的基本需求量；Y表示消费者人均可支配收入；piXi是对第i种商品的基本需求支出；βi为消费者的收入除去各类商品或服务基本需求支出后的余额中追加用于第i类商品或服务的比例，称为第类商品或服务的边际消费倾向，其中，0
将上式进行变形整理，Vi=βiY+(piXi-βiΣpiXi)(i=1,2,…,n)（2）
令piXi-βiΣpiXi=αi（3）
Vi=αi+βiY(i=1,2,…,n)（4）
令Σαi=ΣpiXi-ΣβiΣpiXi=ΣpiXi(1-Σβi)，可得到ΣpiXi=Σαi/(1-Σβi)，从而得到对第i类商品（或劳务）的基本需求为：piXi=αi+βiΣαi/(1-Σβi)（5）
模型（4）是简单线性回归模型，利用截面材料，采用最小二乘法可求得αi和βi的估计值，以上就是扩展线性支出系统模型的基本思想。
（二）扩展线性支出系统（eLeS）模型的检验
根据江苏统计局网站提供的2009年江苏农村居民五种收入分组家庭人均纯收入和消费支出结构的数据（限于篇幅，表略），运用扩展线性支出系统模型，以江苏农村居民人均纯收入为自变量，食品、衣着等为因变量，借助统计软件SpSS13.0进行回归分析，回归方程的参数估计以及t检验值如表1所示。
从回归估计的结果看，在α=0.05的显著水平下，各类消费的回归方程均通过F检验，解释变量也均通过了t检验。并且，各项R2值都在0.90以上，设备用品项目甚至达到了0.999，说明江苏农村居民纯收入对食品、居住等线性影响显著，方程的拟合优度较高，拟合情况良好。而各消费支出回归方程的斜率也均在0到1之间，符合模型中关于0
江苏农村居民消费结构分析
（一）边际消费倾向和边际预算份额
表1可以看出，2009年江苏农村居民整体边际消费倾向为0.437，这表明当江苏农村居民每增加100元可支配收入，其中有43.7元用于增加消费，余下56.3元用于储蓄或投资，较小的边际消费倾向不利于推动江苏农村经济的增长。从各类边际消费倾向来看，食品（0.121）的边际消费倾向位居第一位，说明随着农村居民纯收入的增加，消费支出中12.1%的比例用于食品支出。其次是居住（0.102），这说明农村居民在收入增加后，在满足食品之后，就增加对住的支出。交通通讯、文教娱乐这两项分别位居第三、第四位，说明农村居民在吃住得到满足后就考虑交通、信息以及娱乐、教育方面的支出。也说明农村居民新增收入中考虑了生存资料后就考虑享受型甚至发展型消费，消费结构不断优化。
根据公式bi=βi/Σβi可以计算出边际预算份额，从而得出农村居民消费支出的增量支出结构。增量结构反映了增加的收入和消费将用于各类消费的比重，代表着消费的主要方面。如上所述，用于增加消费的43.7元中，有12.10元用于食品支出，10.18元用于居住、7.78元用于交通通讯、5.29元用于文教娱乐，2.71元用于设备用品、2.32元用于衣着，1.70元用于医疗保健、1.62元用于其它。食品的边际预算份额居于首位，其次是居住，说明农村居民对吃和住的重视。交通通讯在八类消费中排列第三，说明随着市场经济的发展和农村居民生活水平的提高，人们对家庭交通工具、通讯工具、交通费方面如家用汽车、家庭固定电话等的需求将会增加。文教娱乐的边际预算份额位居第四位，说明农村居民为了提高家庭的文化素质，在教育、文化娱乐、书报等方面的支出增加。设备用品的边际预算份额不高，但不能说明耐用消费品如空调、摄像机、热水器不是农村居民未来的消费热点，如果电费便宜，厂家能向农村提供良好的售后服务，即使在价格不变的情况下也会大力促进农村居民对设备用品的购买。
（二）需求收入弹性分析
需求收入弹性表示在一定时期内当消费者的收入变化百分之一时所引起的商品需求量变化的百分比。ηi表示弹性：ηi=βiY/Vi，根据该公式和已知数据可求出江苏农村居民收入弹性，见表2。2009年需求收入弹性由大到小依次为杂项（0.979）、交通通讯（0.905）、居住（0.842）、设备用品（0.759）、衣着（0.604）、文教（0.516）、医疗（0.417）、食品（0.425），可见，江苏农村居民需求收入弹性都小于1，说明随着农村居民收入增加，对各项的消费需求也随之增加，但需求增加的速度低于收入增加的速度。交通通讯弹性较高，说明随着农村居民收入的增加，以及基础设施的完善，江苏农村居民信息意识加强，故会首先增加对交通通讯的需求。居住的收入弹性仅次于交通通讯，说明随着收入的增加，农村居民对房屋的建筑、购买、水、电、燃料方面的支出增加，改善居住条件已成为现阶段农村居民消费的热点。设备用品的弹性也高，说明随着收入的提高，江苏农村居民将增加对耐用消费品、家庭日用品及家庭服务的消费。衣着和食品的需求收入弹性较低，说明了食品和衣着作为生活必需品的特征。
（三）基本需求支出分析
如表3所示，2009年农村居民的基本需求支出总额以及各项基本需求支出都高于低收入户低于中低收入户，这说明至少有20%的农村居民，即低收入户实际消费支出没有达到基本需求支出，生活还处于贫困状态，需要社会救济。因此，要努力提高江苏农村居民低收入户的收入水平，以扩大其消费需求。2009年基本需求支出总额4099.2元，占实际消费5797元的74.1%，而用于超基本消费支出只占到25.9%。说明农村居民在满足基本生活需求后，用于提高生活质量的消费支出比例不高，生活质量没有得到实质性的改善。
优化江苏农村居民消费结构和建议
提高低收入者收入。通过实证分析，发现江苏农村居民消费和收入之间确实存在着显著的相关关系，这样，如果农村居民收入提高，消费需求也会随之提高。文中表明至少有20%的农村居民尚未满足基本需求，需要社会救济，所以要通过各种方式提高低收入者收入，以扩大消费需求。
从上文可以看出，江苏农村居民整体边际消费倾不高，收入的一半以上用于储蓄，不利于推动江苏农村经济的增长。这一方面反映了农村居民传统的消费习惯，即比较节约，另一方面也说明江苏农村社会保障制度还不健全，农村居民即使有收入，也不敢消费。所以要健全社会保障制度，改变农村居民收入预期，使农村居民把更多的收入转化为消费。
大力发展农村交通通讯，提高江苏农村居民交通通讯消费。江苏农村居民交通通讯收入弹性较高，所以要抓住农村居民对汽车、手机、网络需求旺盛的特点，把质优价廉的电脑、手机、宽带等有形产品或服务向广大农村居民提供。
发展教育、娱乐，为农村居民扩大文教娱乐支出创造良好的条件。在发展义务教育的同时，在农村创办图书馆以及各种类型的能提高农村居民技能的培训班，以适应当前新农村建设对农村居民掌握一定技术的要求。同时，把广播电视、文化站、医疗站的功能充分发挥出来，把已经建造的电影院、歌舞厅、活动室运转起来，扩大农村居民文教娱乐消费。
发展服务消费。农村居民在物质需求得到满足的同时，对服务消费的要求也在提高。所以要在农村大力发展物流配送、家电、水电维修、医疗保健服务、文化教育服务、电子信息服务等，从而大大促进农村就业，也可提高农村居民素质，刺激消费增长。
参考文献：
1.程兰芳.中国城镇居民家庭经济结构分析[m].中国经济出版社，2005
2.段小红.基于eLeS模型的甘肃省农村居民消费结构分析[J].兰州学刊，2010(2)
3.杨婧，周发明.以优化消费支出结构扩大农村消费需求―以湖南农村为例[J].湖南社会科学，2009(4)
居民消费统计分析篇10
关键词：扩展线性支出系统模型消费倾向消费需求弹性消费结构
本文利用扩展线性支出模型对我国城镇居民2000-2012年的消费结构的数据进行系统分析，将边际消费倾向量化，精确计算出了人均可支配收入与八项基本消费支出的消费倾向程度、需求弹性和价格弹性，分析城镇居民消费规律，并得出结论。
文献回顾
关于城镇居民消费的问题，国内外学者近年来都做了很多研究。19世纪，通过对欧洲居民的消费情况进行调查分析，恩格尔发现居民消耗在食品消费方面的比例逐渐减小，提出了“恩格尔系数”。在此基础之上，学者们对于消费结构的研究大都专注于需求函数模型，英国经济学家斯通（R.Stone，1954）提出的线性支出系统需求函数，该函数将居民消费分为基本需求和额外需求两部分，第一部分基本需求不随着消费者收入变化。而扩展性支出系统需求函数模型是经济学家路迟（C.Liuch，1973）提出的，该模型假定某一时期人们对各种商品或者服务的需求量取决于他们的收入和商品的价格，且这些需求分为两部分，其中基本需求与收入水平无关。乔成（ChengHsia，1996）以及瑟维斯特（matyas&Sevestre，1992）和马提亚斯和提出了运用面板数据方法分析影响消费结构的变量。
沈晓栋、赵卫亚（2005）通过建立非参数回归模型及线性回归模型研究了我国城镇居民可支配收入及消费支出之间的关系，并且分析得出了居民的消费结构的特征。孙敬水、马俪（2009）对我国大陆31个省市2005年的城镇居民消费与收入进行了空间自回归模型的研究，结果表明我国城镇居民的消费存在显著的相关性。蔡莉、马远（2013）对新疆农业能源消费及消费弹性进行了定量分析，得出解决消费结构不合理应采取的措施和建议。本文重点研究近年来我国城镇居民的消费结构及消费弹性，旨在分析居民生活质量变化和社会经济状况改善情况。
消费需求结构数学模型eLeS的建立
扩展的线性支出系统模型（eLeS）继承了凯恩斯的经济学思想，将消费分为了基本消费和额外消费两部分。
（1）
Ci表示消费者在第i类商品上支出的总金额；pi、Xi分别表示第i类商品的价格以及消费者对该类商品的基本需求量；piXi为消费支出即在第i类商品上的支出额；βi表示第i类商品的边际消费倾向，边际消费倾向就是消费者在用于基本消费需求支出之外超出的部分来用于追加于第i类商品或服务需求的比例，这个比例应该满足：0
将式（1）中的括号展开，并设：
（2）
则式（2）可以变形为：
Ci=αi+βiY（3）
根据式（3）可以用eviews运用oLS法进行参数估计，估计出各个参数的值。对式（3）两边分别求和得到式（4）、（5）：
（4）
（5）
把式（5）代入式（2）可得各项基本支出为：
（6）
此外，需求的收入弹性就是由于居民收入进行了变化，从而消费需求量也会跟着变化，这个消费需求量变化的比率就是需求的收入弹性即为：
（7）
需求的交叉价格弹性即为一类商品价格的变动对另一类商品需求的影响，即为：
（8）
需求的自价格弹性为一类商品的价格变动对该类商品需求量的影响，即为：
（9）
模型计算
（一）模型的估计及结果
本文采用eviews用oLS法对我国城镇居民2000-2012年各类消费支出的数据进行参数估计：分别以人均可支配收入为因变量、八项指标为自变量进行最小二乘参数估计，得出八个指标及t检验值、可决系数R2和F统计量等指标，并根据公司计算出的αi、βi及piXi等值，如表1所示。从而得出模型方程，例如食品：
p1Q1=513.531+0.22769（Y-2771.87281），其余各类的eLeS模型以此类推。
（二）参数检验
从回归估计的结果来看，在α=0.05的显著性水平下，进行t检验与F检验，例如以食品为例，自由度为n-2=11的临界值t0.025（11）=2.2010，
，所以应拒绝原假设H0：β=0，这表明食品消费对居民可支配收入确有显著影响，由此可推出其他项目支出也有显著影响。
各类商品或服务的消费性支出项目的R2可决系数值，该统计量越接近于1，模型的拟合优度就越高。
回归方程的显著性检验（F-检验），旨在对模型中被解释变量与解释变量之间的线性关系在总体上是否显著做出判断。如果F统计量较大，说明结果很显著。
由eviews输出结果可知，可决系数均高于0.83，结果可以表明居住、衣着、食品等消费性支出项目受可支配收入影响显著；与此同时，我们可以看到F统计量都很大，方程的拟合度高。βi满足0
实证结果分析
（一）消费倾向分析
由eLeS模型可知，βi表示第i类商品的边际消费倾向，表示在消费达到基本需求量的基础上，各类消费性支出随着收入增加所增加的量，可以从表1的计算结果表明，直至2012年总边际消费倾向为0.64369，它表示我国城镇居民将新增加的收入中的64.369%用于基本生活消费，可以看出城镇居民的消费欲望强，边际消费倾向较高。
类消费支出可以具体分为几类：第一类为基本生存和社交，即交通和食品这两个；食品这一类的支出边际消费倾向最高，表明新增收入中有22.769%用于增加食品消费，反映了我国城镇居民食品消费支出占收入的比重还较大，交通通讯的边际消费倾向在第二位，说明社会进入了信息化快捷化的社会，城镇居民消费的热点已经逐渐变为了交通工具和通讯设备等产品。
第二类可为生活质量指标：娱乐、文化及教育、衣着方面和居住方面这三类，这三类的估计结果说明城镇居民的消费生活的方式近几年正逐渐向文化性精神性消费方式改变，城镇居民普遍较重视文化素质培养及子女的教育。
第三类为剩余的几类，其消费比例较低，说明医疗保健等产业有较大的发展潜力，有待进一步开发。同时也表明中档家庭设备等需求已经趋于饱和，居民的消费更加的合理化。
（二）消费需求弹性分析
通过公式求出2012年各类商品的需求收入弹性，结果如表2所示。
由表2可知，一是衣着、交通通信的收入弹性均超过1，说明弹性非常大，也就是说收入变化对这两类消费影响最大。二是食品、家庭、医疗保健的弹性均小于1，这类消费缺乏一定的弹性，医疗保健在人们生活中已是一种必不可缺的消费支出。根据前些年国内外学者的研究可以发现，食品这类消费的弹性变得越来越大，可以推论随着社会的发展进步，人们的消费方式不仅仅是单一的温饱，而是趋于小康水平的享受性消费方式。三是教育文化娱乐服务这一类消费支出的收入弹性0.847为最小，相对缺乏弹性，我国城镇居民更加重视教育文化支出，体现了“文化强国战略”在实施过程中的成效。从需求价格弹性而言，各项消费支出的相互价格弹性的绝对值都比较小，说明城镇居民对消费品的消费支出受其他类型消费品影响较小。交通通信的自价格弹性比较大，可以推论得出如果交通通信的价格增长幅度较大，则居民在这方面的支出下降程度会超过物品价格的增长幅度。
结论
首先，从本文的原始数据的选择角度考虑，需要指出的是，人们的收入经过初次分配和再分配之后就是可支配收入，所以人们的最终消费支出状况和可支配收入有着密切的联系。根据模型结果可知，食品消费支出仍是我国城镇居民消费支出中重要的一部分，导致消费结构升级放缓。党的十八届三中全会也指出到2020年要比2010年城乡居民收入翻一番，因此一方面应该努力促进经济发展，另一方面也应做到经济发展和居民收入的同步增长，增加收入水平既可以缩小贫富差距，也进一步提高我国的居民消费生活水平。
其次，从我国城镇居民的边际消费倾向分析，总边际消费倾向为0.64369可知，人们不是把所有的收入用于消费，还有一部分作为储蓄。但是并不能就此推论得到是因为收入增加才导致储蓄行为。因为我国城镇居民的恩格尔系数为0.36及以上，这种储蓄有可能是对未来的负面的预期所导致的避险性质的储蓄。
再次，根据eLeS模型分析可以得出，我国城镇居民在教育文化娱乐服务方面的支出很大，当今社会人们对于教育文化素质的投入很重视。长期以来，教育被国民看作消费性的公益事业，政府理所当然要对其投资，但我国长期以来对教育经费投资比例偏低，对教育体制进行深化改革，加大教育投资力度，解决教育资源不平衡等问题有利于缓解区域教育水平差距及经济发展不均衡的问题。
最后，根据2012年需求弹性分析可以得出食品、医疗保健的弹性较低，说明人们对于衣、食、住及医疗等需求依然处于必需品的地位，必须加以巩固，采取有效措施，建立合理的社会保障和医疗体制保障，完善失业保险、医疗保险和工伤事故保险制度，使居民在改革中能避免系统风险和非系统风险，提高居民的边际消费倾向，增加消费需求和投资，使居民对未来社会发展有乐观的消费心理，从而达到刺激经济增长的作用。
参考文献：
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