緒論：寫作既是個人情感的抒發，也是對學術真理的探索，歡迎閱讀由發表云整理的11篇居民消費結構論文范文，希望它們能為您的寫作提供參考和啟發。

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(二)數據的基本統計描述表1報告了被調查的家庭的基本人口特征。從表1中可以發現，樣本中被訪問者的平均年齡在逐漸增加，由2003年的42.49歲增加到了2008年的44歲。教育年限①＊也呈增加的趨勢，反映了隨著生活水平的提高，中國城鎮居民對教育的重視程度日益提高。值得注意的是隨著時間的推移，城鎮居民的家庭規模有縮小的趨勢，家庭的平均人口由3.32減少到了2008年的2.18，這在一定程度上反映出中國城鎮居民生育意愿降低的現象，符合中國生育率降低的現實。表2提供了各調查年份中國城鎮居民家庭消費支出及消費差距的變動情況，從中可以發現，中國城鎮家庭人均消費支出呈明顯的遞增趨勢，反映出中國城鎮居民分享到了經濟增長帶來的成果，顯著地提高了消費水平。在表2中計算了多個常用的衡量差距的指標，如對數標準差、變異系數、基尼系數、泰爾指數等②＊＊。各個衡量差距的指標變化規律是基本一致的，總體表現出上升的態勢(除了2006年有小幅下降)，這說明中國城鎮居民家庭消費差距有擴大的趨勢。從表1和表2提供的基本數據中，我們可以粗略地推斷:2003年到2008年間，中國城鎮居民人口年齡結構呈老化的趨勢，而且消費差距也趨于擴大。若將所有觀測值的消費支出和年齡分布繪制出全樣本的年齡—消費曲線(如圖1)，則會發現，消費支出近似呈現出“U”型分布，在18歲到26歲左右，居民消費支出處于最高位，此后逐漸下降;到了38歲左右又開始緩慢上升。消費支出的這種特征可能和中國特殊的人口政策有關，在樣本觀察期內，18—26歲的城鎮年輕居民基本上都是獨生子女，家庭的主要支出都花在他們身上，他們處于消費曲線的高位不足為奇;26歲以后，多數年輕人都脫離了父母獨自生活，在職業生涯的早期收入并不足以支撐較高的消費，所以消費有下降的趨勢;38歲以后基本進入賺取更高收入的黃金時期，消費又緩慢的回升。然而，圖1的做法是將所有個體進行無差異對待，忽略了個體之間客觀存在的代際差異(不同年份出生在相同的年齡段，其消費水平是有差異的)，這無疑遺漏了一些重要的信息，估計結果并不可靠。對此，本文接下來將運用組群分析方法來測度中國城鎮居民消費支出變動及其來源的年齡效應與組群效應。

二、中國城鎮居民消費支出的分解

(一)組群分析方法在微觀調查中，對某一特定個體的終生進行固定追蹤是很難實現的，所以往往采用樣本輪換的做法，每一輪的調查樣本都會產生變動，這樣導致了無法獲得真正的面板數據。但是，如果按照某種屬性(如年齡、民族、職業等)將各期的調查樣本分成不同的組群(Cohort)，在各個樣本期內，選擇各組群相關變量的均值，則可以構造出以組群為單位的面板數據，這種分析方法就叫組群分析方法(周紹杰，2009)，根據組群來構造的面板數據稱為偽面板數據(PseudoPanleData)。偽面板數據允許各個調查期的樣本不同，其重點關注的是組群(如同一年代出生的人，職業相同的人)的統計特征，通過組群的各種統計量(均值、方差等)的發展變化，來揭示總體某一變量的分布特征。盡管偽面板數據不是真正的面板數據，但偽面板數據使用的是組群的統計量，減少了個體奇異值的干擾，從而降低了測量誤差，另一方面，由于不需要每個調查期追蹤固定的樣本，這使得樣本流失的問題不存在。雖然偽面板數據可以提供某一組群在某一年齡階段的經濟行為，但在實證分析中必須對組群間的系統性差異———即組群效應(CohortEffect)進行控制，否則組群效應將會混合到所估計的年齡曲線中，造成估計的偏誤。因此，在進行組群分析時，重要的一項任務就是在估計家庭消費支出的年齡曲線時把組群效應的影響控制住。控制組群效應的方法是把要分析的變量(在本文中為家庭的消費支出)分解為組群效應、年齡效應(AgeEffect)和年份效應(YearEffect)(Deaton，1997)。其中，組群效應反映了不同時代出生的群體，由于成長環境的差異等導致的代際的系統性差異(例如20世紀60年代出生的群體，其消費行為和80年代出生的群體必然不同)，年齡效應則反映了消費支出的生命周期特點。在實際計量分析過程中，各虛擬變量設定如下:組群虛擬變量以出生最早的組群作為參照組;年齡虛擬變量以最年輕的年齡組作為參照組;T－2個年代虛擬變量根據式(4)轉換。

(二)組群構造與消費支出的分解構造偽面板數據要根據觀測個體的出生年份來劃分組群，Deaton(1997)建議在構造偽面板數據時需要在組群個數和每個組群內樣本個數之間進行權衡，其原則是:組群內部差異盡可能小，而組群之間差異盡可能大。本文研究的樣本中，調查對象出生年份在1933—1990年之間，由于調查的年份只有四年，我們每10年定義一個出生組，得到6個組群。表3為“組群—年份”構成的偽面板數據在每個單元的樣本數。本文的樣本年齡分布在18—70歲之間，在四個年度的調查中，年齡最大的個體出生于1933年，在2003年為70歲，最年輕的個體出生于1990年，在2008年為18歲，共構造了58個組群(出生于1933—1990年)，53個年齡組(18—70歲)，在分解出三種效應(年齡、年份、組群)的過程中，共有57個組群虛擬變量、52個年齡虛擬變量以及轉化的2個年份的虛擬變量。圖2是各組群消費支出的年齡曲線，年輕組群的年齡—消費曲線位于左邊，年老組群的年齡—消費曲線位于右邊。年齡—消費曲線有兩個方面的特征:第一，除了最年老的組群(出生年份為1933—1941年)，其余各組群的消費支出均表現為隨年齡增加而增長的趨勢。各組群的年齡—消費曲線并沒有呈現出“駝峰”形狀，而在對一些發達國家或地區的研究中，如對美國(Attanasioetal.，1999)、英國(Attanasio＆Browning，1995)、臺灣(Deaton＆Paxson，2000)的研究結果均顯示年齡—消費曲線具有明顯的“駝峰”特征，中國的年齡—消費曲線具有其特殊模式。第二，在相同的年齡水平上，年輕組群的年齡—消費曲線全部位于年老組群的上方，這表明中國快速的經濟增長提高了年輕一代的消費水平。另外，相鄰組群的年齡—消費曲線并未相連接，不同組群的消費支出分布在不同的年齡曲線上，因此，不能僅僅連接各個組群的年齡—消費曲線來形成一個總體的年齡—消費曲線，必須在控制組群間的差異的基礎上來估計一個總體的年齡—消費曲線。圖3繪制了年齡效應和組群效應。可以看到:第一，年齡效應幾乎保持著線性增長的態勢，只有在60歲以后的退休年齡才停止上升，保持在一個較高的水平，這與美國(Attanasioetal.，1999)和臺灣(Deaton＆Paxson，2000)的“倒U”型特征也是迥異的。從平均意義來看，中國城鎮居民消費支出的年齡效應增長率約為5.96%。第二，組群效應曲線也基本呈線性增長的趨勢，組群效應的增長率約為3.33%，這一結果表明了中國的經濟增長給城鎮居民的消費水平帶來了更多的上升空間。根據以上的分析可知，組群間的消費支出差異十分明顯，年輕組群的消費水平明顯高于年老組群，因此，在目前老齡化日趨嚴重的背景下，政府應該通過加快完善中國養老體制、進行收入的再分配調整，提高年老群體的財富水平，促進全社會的消費增長，提高居民的整體福利水平。

三、中國城鎮居民消費差距與消費差距變動的分解

(一)消費差距的分解為了便于對總體的消費差距進行分解，我們參照Deaton＆Paxson(1994)、Ohtake＆Satio(1998)及Caietal(2010)等人的做法，選取對數方差來衡量消費的差距。由圖4的年齡—消費差異曲線可以發現，幾乎在每個組群內，中國城鎮居民的消費差距都隨年齡的增長而增大，這表明了消費支出存在著顯著的組內不平等。其中，Varlnyjk表示可以被分為j個組群和k個年齡組的總體人群的對數消費方差;chortm表示組群虛擬變量，當m=j時為1，否則為0;agen是年齡虛擬變量，當n=k時為1，否則為0;αm和βn則分別為我們要估計的消費差距的組群效應和年齡效應。圖5顯示了消費差距的年齡效應βn，從中可以看出，消費差距雖然隨年齡的變化而波動，但其基本趨勢是隨著年齡的增長而上升。這說明，在某一組群內(即出生在同一時代的個體內部)，隨著年齡的增長，該組人的消費差距是逐漸擴大的，這暗示著同一時代出生的群體進入老年階段后消費差距會更大，那么在中國養老保險體系尚未完善的環境下，個人如何合理配置其有限的財富，平滑其一生的消費則是個體必須面臨的現實問題。表4是組群效應αm。結果顯示，各個組群的估計系數都為正數，而且統計上均顯著。由于我們的參照組是出生于1933—1941年之間的群體，全部為正的估計系數說明出生于1933—1941年之間的一代人，其消費差距是最小的，之后隨著出生年代的推移，組群效應也越來越大，從出生年代為1942—1951年的0.06增加到出生年代為1981—1990年的0.186，增加了兩倍有余。這個特征也容易理解:出生年代較早的一批人，其收入來源有限，接觸到的消費市場品種也較為單一，他們的消費差距必然不會太大;而出生年代較晚的一批人，收入來源的多樣化、消費品市場的極大豐富都為他們產生較大的消費差距提供了條件。這里，消費差距與消費支出的組群效應均表現出相同的規律，即組群效應隨著出生年代的推移而增大。根據前文的分析可得到中國城鎮居民年齡與消費支出的一般規律:年輕一代的消費水平要高于年老一代，年輕一代的消費差距也大于年老一代，在同一代人內部，隨著年齡的增長，消費差距是不斷擴大的。但僅根據這個規律我們并不能發現中國的老齡化進程是否對居民消費差距的變動產生了影響，本文接下來將對消費差距的變動進行分解，以考察人口老齡化在消費差距變動中的作用。

(二)消費差距變動的分解基于Ohtake＆Satio(1998)、曲兆鵬和趙忠(2008)的方法，我們把中國城鎮居民消費差距從2003到2008年的變動進行分解，把消費差距的變動分解為“人口效應”(即老齡化效應)、“組間效應”和“組內效應”。具體做法如下:令sit為每個年齡的樣本在總樣本中的比重;σ2it為控制了出生組之后，每個年齡樣本的消費對數方差;Xit為每個年齡樣本的消費對數均值;i=18，19，…70;t為調查的年份。根據方差的定義和設定的上述變量，我們把消費對數方差變形，分解成三個部分。從表5中可以有如下發現:第一，消費差距的變動在各個時間區間內都為正，且變動量逐漸增加，這反映了在樣本區間內，中國城鎮居民的消費差距的確是擴大了，而且消費差距的擴大有惡化的趨勢。第二，出生組內的消費差距是總體消費差距變動的主要原因，其作用強度有增加的趨勢，而與組內效應相比，組間效應很小，這說明了中國城鎮居民在2003—2008年間消費差距擴大的主要原因是同一出生組內老年人和年輕人消費差距的拉大，這與圖5中控制了組群效應后消費差距隨著年齡增加而擴大的年齡—消費曲線相對應。第三，各個時期人口效應分解的結果都表示，人口老齡化對消費差距的影響都不容忽視，這一發現與曲兆鵬和趙忠(2008)不同，他們對中國農村的研究表明老齡化對不平等的影響非常微小。而本文的研究發現人口老齡化對城鎮居民消費差距存在著顯著的影響，而且影響作用有增強的趨勢，這暗示著人口老齡化對居民消費差距的影響在中國城鄉間可能存在不同的作用機制，值得更深入研究。

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一、引 言

當前我國經濟放緩，顯露經濟停滯和通脹并存的跡象。統計數據顯示，2011年一季度GDP增幅降至9.7%，①出口在減速，外儲增加的1412億美元中，經常項目順差僅為298億美元，②投資增幅跌至25%，5月份PMI指數為52.0%，環比回落0.9個百分點。③可見，如何擴大內需尤其是擴大居民消費需求成為當前政策的首要任務。事實表明，城鎮居民消費一直是我國最終消費的主體，但是其發展已步入正軌，發展潛力有限。因此，當前擴大消費內需的關鍵在于擴大農村居民的消費需求。換言之，當前的消費問題，很大程度上就是農村居民消費需求結構問題。

關于農村居民消費結構問題，經濟學界研究成果相當豐富，歸納起來，主要是從以下三視角展開的：一是從農村居民家庭的衣食住行等消費類商品消費

情況的視角來研究其現狀：由于國家各項惠農政策的實施，農村居民家庭消費質量不斷提高，表現為食品和衣著消費支出逐漸降低，文娛、交通通訊、醫療保健等消費支出逐漸增加。二是從轉型的視角來研究農村居民消費結構的特征：農村居民消費結構逐步升級，未來20年居民消費結構將由生存型向享受型和發展型轉變，并且農村消費結構升級滯后于城市。三是從消費差異的視角研究農村居民消費結構的差異：表現為城鄉居民之間的消費結構差距擴大和農村居民群體之間的消費結構差距加大。本研究是從農村居民消費結構與產業結構和經濟增長之間的互動關系視角，利用我國1978 -2010年經驗數據，實證分析我國農村居民消費結構對產業結構和經濟增長的影響，旨在為當前我國經濟轉型尋找原動力。

二、農村居民消費結構與轉變經濟發展方式的機理

（一）居民消費結構變動與轉變經濟發展方式的機理

從產業結構的視角看，居民消費結構是指各產業產品在居民最終消費中所占的比重，［1］因而產品結構是否合理，影響消費結構是否合理，而產業結構在一定意義上又決定了經濟的增長方式。經濟學家庫茲涅茨((Kuznets, 1949)曾提出，一個國家國民收入的度量必須從產業結構的角度去衡量，而一個經濟的產業結構又是由其生產方式所決定的。也就是說，居民消費結構變動與經濟發展方式是相互作用相互影響的。具體地如下圖所示。當居民消費結構發生變動時，首先通過價格機制引起生產消費資料的最終產品產業的生產調整，最終產品產業生產的調整會引起資源在不同產業間的重新分配，以居民消費結構變動為目的的不同產業協調發展必然促進經濟發展方式轉變。然后，經濟發展方式引導和決定三大需求協調拉動經濟發展，收入決定消費，經濟的發展通過收入機制影響消費者行為，從而直接帶動居民消費結構變動。簡而言之，消費結構的變化決定著產業結構的變動，產業結構的變動決定著經濟發展方式的變動，反之，經濟發展方式的變動必須依據消費結構的變動進行調整。

居民消費結構與經濟發展方式的相互作用機理（二）農村居民消費結構升級是我國未來經濟增長的最大原動力

社會經濟發展的終極目標是為了改進或提高廣大人民的福祉，因而人們消費需求的滿足狀況、消費水平和消費結構提高程度成為衡量一個國家經濟發展、國民經濟是否良性循環的關鍵。目前我國有7.4億農民、1.82億農戶，占中國人口的56.1%、世界人口的11.32%，④這是中國乃至世界最龐大的消費市場，具有最大的發展空間。然而，從目前發展現狀看，無論是消費水平還是消費結構，農村居民與城鎮居民相比，都落后10-15年。如，2009年農村居民消費水平為4021元，略高于城鎮1994年的消費水平3852元，不到1995年的4931元。⑤2009年農村居民平均每百戶年度擁有彩電量為108.9臺，大體相當于城鎮居民1999年水平的105.43臺。⑥可見，農村消費市場的發展是我國新一輪經濟增長的契機，農村居民消費結構升級是我國未來經濟增長的最大原動力。

三、農村居民消費結構與轉變經濟發展方式的實證分析

（一）模型的設定、變量的選擇與數據的處理

向量自回歸模型（Vector Auto-regression Model, VAR）模型是一種非結構化的動態聯立方程模型，它可以同時揭示內生變量之間的即期關系和動態影響。基于此，本文采用VAR模型研究我國農村居民消費結構變動與產業結構和經濟增長之間的長期均衡和短期關系，以及在給定單位變化條件下各變量系統內相互影響的綜合動態反應。考慮到統計數據的可得性及其代表性，選擇相關變量和對相關數據進行處理如下。

文中采用農村居民的恩格爾系數(EC) ,即農村居民食品支出占消費總支出的比重，作為農村居民消費結構的代表變量。產業結構是中間變量，用三大產業占GDP比重，即第一產業比重（PFI），第二產業比重(PSI)、第三產業比重(PTI)作為產業結構的代表變量。經濟增長指標用國內生產總值(GDP)指標，為了消除物價水平的影響，用歷年生產總值指數對GDP進行調整，即按可比價計算。所選變量數據均根據《中國統計年鑒（1978-2010）》整理得來。為消除異方差，對以上五個變量做自然對數化處理，于是構建VAR模型為：yt=c+∑Pi=1A變量向量,At是帶估計的參數矩陣， C是常數項，p是自回歸滯后階數，εt是隨機擾動項。

（二）模型的估計與檢驗

1.單位根檢驗

由表1顯示，五個變量都為不平穩的時間序列，經過一階差分后為平穩I（1）過程，因此，可利用1978―2010年農村居民消費結構與產業結構和經濟增長的經驗數據來構建反映它們之間互動關系的VAR模型。表1單位根檢驗結果變量 ADF

檢驗值檢驗類型

注：檢驗類型中的C，T，K分別表示檢驗模型中含有截距項、趨勢項、滯后值；臨界值均為Mackinnon協整檢驗臨界值；表示一階差分。

2.VAR模型估計

在VAR模型估計中的一個重要問題就是滯后階數的確定，通常可采用兩種方法:一是LR(似然比)檢驗法，另一種方法是利用AIC信息準則、SC信息準則和HQ信息準則判斷。根據樣本數據計算相應的統計量，經判斷初步選定滯后階數為2階，VAR模型具體估計式如下：

一般而言，第一個協整向量具有較強的經濟解釋能力，對第一個協整向量進行正規化后可以得到對應的協整關系表達式為:

由協整方程可以看出，農村居民消費結構與GDP的增長呈正相關，即GDP每增長1%，農村居民消費結構升級0.130801%。而三大產業的系數均為負值，顯然，三大產業結構與農村居民消費結構脫節。因此，當前應高度重視農村居民消費升級對產業結構調整的影響，把握擴大農村居民的有效消費需求以及明確經濟結構調整方向，增強產業結構調整的針對性和有效性，促進我國盡快走上消費驅動型經濟發展階段。

4.格蘭杰檢驗

為考察農村居民消費結構變動與三大產業結構和經濟增長之間存在的長期均衡關系是否構成因果關系以及方向如何，選擇滯后期為2的格蘭杰檢驗，結果見表3。表3

由表3可得出如下結論：其一，我國農村居民消費結構演變和第一、二產業結構之間存在單向因果關系，而第三產業與農村居民消費結構不存在因果關系。換言之，三大產業中，只有第一、二產業結構在一定程度上促進農村居民消費結構的升級，而農村居民消費結構升級對第一、二產業結構的拉動作用不明顯。究其原因，三大產業結構與農村居民消費結構不相適應，特別是第三產業的發展與農村居民的消費需求相差甚遠。其二，在0.1的顯著性水平下，農村居民消費結構與經濟增長之間不存在雙向的因果關系。這意味著，經濟增長提高了農村居民的收入水平，促進了農村居民的消費結構從生存消費需求向享受、發展需求層次轉變。但是，農村居民消費結構對經濟增長的促進作用卻不明顯。其三，第一產業與經濟增長不存在雙因關系，而第二、三產業結構與經濟增長都存在雙向因果關系。可見，第二、三產業對經濟增長的貢獻比較大，而第一產業相對較小。

5.脈沖響應分析

為了清晰地反映農村居民消費結構與產業結構和經濟增長的動態影響，在VAR模型的基礎上估計農村居民消費結構的脈沖響應函數，并根據相關指標的比較把響應函數追蹤期設定為15年。由表4顯示：一方面，當本期給第一、二、三產業一個沖擊后，居民消費結構立即作出了響應，并且這一沖擊對農村居民消費結構變動短期內影響較大，呈現一定的波動性，因此，三大產業的協調發展更有利于農村居民消費結構升級。另一方面，經濟增長不僅在短期內對農村居民消費升級有明顯的拉動作用，而且能持續形成對農村居民消費增長的正向響應，不過這種帶動作用將會越來越弱。

6.方差分析

方差分解可將系統的預測均方誤差分解為系統中各變量沖擊所作的貢獻，從而可以進一步考察我國農村居民消費結構與產業結構和經濟增長之間的動態變化。具體分解結果如表5。

由表5可知:一方面，消費結構的沖擊影響呈現先上升后下降的趨勢，在第6期最高點27.14417%。三大產業結構的沖擊影響是遞增的，在第15年分別到達1.438864%、1.460255%和23.53602%。另一方面，在lnGDP的變動中，0.000332%-27.14417%的波動可以由消費結構的變動解釋0.328230%-1.148291%的波動可以由第一產業的變動解釋，0.272053%-1.482778%的波動可以由第二產業的變動解釋，3.709335%-23.53602%的波動可以由第三產業的變動解釋。可見，農村居民消費結構變動對經濟增長的沖擊大于三大產業結構的變動對經濟增長的沖擊，并且第三產業結構變動大于第一、二產業結構的變動。因此，調整產業結構，大力發展第三產業，促進我國農村居民消費結構升級是未來經濟增長的最大原動力，這與理論分析相吻合。

四、結論與政策建議

綜上可知：我國農村居民消費結構與產業結構和經濟增長具有長期的均衡關系；農村居民消費結構變動對經濟增長的沖擊大于三大產業結構的變動對經濟增長的沖擊，并且第三產業結構變動大于第一、二產業結構的變動。然而，目前我國產業結構與農村居民消費結構存在著嚴重“錯位”，經濟增長提高了農村居民的收入水平，促進了農村居民消費結構升級，而農村居民消費結構演變并沒有引起產業結構的改變，對經濟增長的促進作用也不明顯，從而導致農村居民消費慢于經濟增長。因此，在當前和未來時期內，可從如下幾方面促進農村居民消費結構的升級與優化，適時調整三大產業結構，實現經濟增長方式的轉型。

（一）建立農民增收的長效機制，穩定農村居民的消費預期

首先，建立農民增收的長效機制。農村居民消費取決于農民收入增長的長效性，因而要拓寬農民的增收渠道，既要從農業內部挖掘農民持續增收潛力，又要通過市場，增加農民的貨幣收入，從農業外部尋求增收途徑，同時還要通過教育、培訓等方式提高農民自身增收能力。［2］(56-57)其次，穩定農村居民的消費預期。目前我國農村居民面對農業生產、疾 病等方面的不確定性，不得不減少當前消費，增加儲蓄以增強抵御不確定的風險。據調查，農民一次大病的平均花費7000多元，幾乎等于一個家庭一年的全部收入。⑦因此，擴大公共財政向農村傾斜，完善農村教育、醫療等社會保障體制，增強農村居民消費信心，從而促進農村居民消費支出及其支出結構的升級。

（二）把握農村居民消費熱點，引導農村居民消費結構優化與升級

消費熱點反映出消費者新的消費愿望，構成了消費者對未來消費的潛在需求的方向。隨著農民收入水平的提高，農村居民消費逐漸升級。因此，要關注農村居民消費需求的新動向，把握農村消費熱點。一方面，加強輿論導向，引導農村居民合理的消費行為。另一方面，以農村居民消費熱點為增長極，適時調整產業結構，引導農村居民消費結構的升級。這樣既能使企業生產實現有效供給，又能使農村居民消費需求結構的變化成為產業結構優化升級的強大動力。所以，政府可以通過宏觀調控政策培育農村消費熱點，［3］(29)如調整財政資金的使用方向、力度和節奏，采用各種轉移支付手段來改變產品的相對價格，在農村市場培養那些示范效應強，能夠帶動相關產業發展、輻射作用大的消費熱點，引導農村居民消費結構升級。

（三）以農村居民消費結構升級為導向，促進產業結構調整

首先，適時調整農業結構，發展農業生產，增加農產品的有效供給。一方面，把握市場消費需求，合理調整農業生產結構和農業的品種結構；另一方面，根據市場消費結構，發展高產優質高效農業，不斷推出農產品消費熱點；同時，提高農產品的科技含量，構建優勢產業群體，延伸產業鏈條，推進農業產業升級。其次，面向農村消費品市場調整第二產業結構，生產適合農民消費水平的工業消費品。第三，大力發展農村服務業，加大公共財政對農村的基礎設施的投入力度，改善與農民生活消費相配套的“硬”環境和“軟”環境，提高農村居民消費的幸福指數。

（四）縮小城鄉居民消費差距，促進消費公平

消費差距在很大程度上源于收入差距。所以縮小城鄉居民消費差距，應從合理調節城鄉居民收入差距入手。首先，穩定和完善農村稅收政策。繼續通過對農業生產資料從生產到銷售各個環節實行稅收減免，降低農業生產資料的成本；完善現行對農產品征收增值稅制度，應將增值稅延伸到農業生產環節，切實減輕農民負擔。［4］(177-179)其次，完善農村土地產權制度。數據資料分析表明：⑧農村居民土地價值下降是城鄉居民財產占有水平差距擴大的重要原因。因此，應從保護農民土地權益出發，健全土地承包權流轉的方式和程序，緩解農地關系緊張的矛盾，提高資源的利用效率，使農民能夠獲得通過市場化運作土地資產在流轉中帶來增值的收益。第三，建立和完善補償機制，著力改善農村低收入群體的的生產和生活條件，增加低收入者的消費能力。

注 釋：

①中華人民共和國國家統計局.stats.省略/tjsj/jidusj/

②余豐慧.智慧應對中國經濟不確定性風險［EB/OL］.中國宏觀經濟信息網.2011-5-30

省略/xsfx/rdfx/20110530099713.shtml

③中國宏觀經濟信息網.5月中國制造業PMI為52%經濟增速回落［EB/OL］. 2011-6-1省略/news_speed/hgjj/20110601099730.shtml

④中國人民大學課題組.擴大農民消費問題研究――背景和意義(上) ［EB/OL］. hbzyw.省略/xwxx.asp?id=791

⑤中華人民共和國國家統計局. stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm

⑥中華人民共和國國家統計局.stats.省略/yearbook/indexC.htm，stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm

⑦韓 俊，羅 丹.中國農村醫療衛生狀況報告［J］.中國發展觀察, 2005(1):16

⑧張 鑫.中國城鄉居民收入差距及其成因的演化路徑研究［D］.遼寧大學博士論文，2009（11）：183-184．

主要參考文獻：

［1］姜 濤．轉型時期中國居民消費升級的產業結構效應研究［D］．山東大學博士論文，2009．

［2］賀喜燦．人力資源開發視角的農民增收長效機制研究――以江西為例［D］． 南昌大學博士論文，2010(6)．

［3］楊志安，王 娜，張 磊．中國農村居民消費熱點培育問題研究―基于ELES模型［J］．經濟與管理研究,2010(12)．

［4］劉 利．中國城鄉居民收入差距：理論分解•現狀評判•對策思考［D］．吉林大學博士論文，2010（5）．

Rural Resident Consumption Structure and Transforming Economic

Development Model: Evidence from 1978 to 2010

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隨著我國經濟的快速發展，城鎮居民的收入不斷增加，我國各地區城鎮居民的消費支出強勁增長，消費結構發生了巨大的變化。但是，由于各地區的經濟發展不平衡及原有經濟基礎的差異，各地區的消費結構仍存在著明顯差別。為了進一步改善消費結構，正確引導消費，提高我國城市居民的消費水平和生活質量，有必要對各地區城鎮居民的消費結構之間的異同進行考察與比較，以期發現特點和規律，從宏觀上把握各地區城鎮居民的消費現狀和不同地區消費水平的差異，為提高我國各地區消費水平提供決策依據。

一、對地區消費水平的差異的分析方法

1 因子分析模型的建立

因子分析模型是根據變量間的相關性大小，把變量分組畢業論文怎么寫，利用同組內的變量之間相關性較高而不同組的變量之間相關性較低，每組變量代表一個基本結構，這個基本結構稱為公共因子。因子分析的出發點是用較少的相互獨立的因子變量來代替原來變量的大部分信息，可以由下面的數學模型來表示[[1]]：

其中：，，，…，為p個原有變量，是均值為0、標準差為1 的標準化變量；，，，…，為m個因子變量，m 小于p，表示成矩陣形式為

，

其中：F因子變量或公共因子，可以將它們理解為在高維空間中互相垂直的m個坐標軸；為特殊因子；F 與均為不可觀測的隨機變量。 A為因子載荷矩陣，稱為因子載荷，是第i個原有變量對第j個因子上的載荷系數。在模型中，特殊因子表示了原有變量不能被因子變量所解釋的部分，相當于多元回歸分析中的殘差，被定義為彼此不相關且與公因子也不相關。

2 實證分析

居民消費水平是指居民在物質產品和勞務的消費過程中，對滿足人們生存、發展和享受需要方面所達到的程度。它主要通過消費的物質產品和勞務的數量和質量來反映。

在各種消費指標中，消費結構指標最能夠體現出各地區間的消費水平差異，本文引用我國常用的消費資料支出分類方法，將各地區城市居民人均生活費支出分為8個部分，相應的指標分別用X1～X8表示 。其中X1（食品）、X2（衣著）、X3（居住）、X4（家庭設備用品和服務）、X5（醫療保健）、X6（交通和通訊）、X7（娛樂教育文化服務）、X8（其他商品與服務），單位：元

2.1 因子分析

2. 1.1 數據來源

本文數據取自各地區域城鎮居民家庭平均每人全年消費性支出(2009年)，來自2010年中國統計年鑒[[2]]。具體表格略論文開題報告范文。

2.1.2因子分析的過程

由于多個變量使用的量綱可能各不相同或者變量間的數值大小相差很大，因此， 首先將初始變量標準化，把原變量數列化為均值為0，方差為1的數列。標準化后全國31個省市作為樣本，將上述X1～X8八項支出指標作為變量，得到原始數據陣。首先判斷數據變量是否適合進行因子分析，算出樣本相關系數陣為：

表1：樣本相關系數陣

由上述矩陣發現8個消費要素間的相關系數大部分均大于0.3，適合做因子分析。

再進行KMO統計檢驗，作為比較變量間簡單相關系數和偏相關系數的指標，數學定義為，其中是變量與其他變量的簡單相關系數，是變量與變量在控制了剩余變量下的偏相關系數。

Kaiser給出了常用的KMO度量標準： 0.9以上表示非常適合；0.8表示適合；0.7表示一般；0.6表示不太適合；0.5以下表示極不適合。

計算結果如下：

表2

并且通過巴特利特球體檢驗(P=0.000＜0.05)，表明說明原有的8個變量具有很強的相關性，它們反映的消費要素有很大重疊畢業論文怎么寫，可以做因子分析。

利用SPSS計算后得到主成分的碎石圖，分析發現提取2個主因子比較合適。

利用主因子分析法提取2個主因子，用最大方差旋轉進行簡化，得到因子載荷矩陣（見下表），它代表變量和公因子的相關系數：

表3

由表1 載荷矩陣可得出以下結論：

（1）第1 主成分，為主要消費因子，在食品、居住、交通和通訊、家庭設備用品、服務娛樂教育文化服務和其他商品與服務6個方面有較大的載荷，即該因子綜合反映了這6個方面的變動趨勢。 因此第1 主因子可以視為代表各地區城市居民在這6個方面的消費指標，可命名為生活必需型因素。

（2）第2 主成分，為次要消費因子，在衣著、醫療保健有較大的載荷，所以第2 主因子可視為各地區城市居民在這2方面的消費指標，可命名為生存型因素。如受此影響的地區多為北方省市，可分析為氣候因素的影響。

從二維的旋轉空間的成分圖可以明顯的看到各個消費要素間的類屬關系，可以看到主消費因子和次消費因子非常靠近兩個因子的坐標軸，表明用兩個因子刻畫消費要素效果非常好，信息丟失較少，達到了我們綜合消費要素，減少解釋變量的目的，使得提前的因子含義清晰，有利于我們對消費要素進行歸類進行分析解釋：

表4

2個因子能解釋的方差分別為5.640（70.494 ％），1.155（14.440 ％），因此這2個主因子能說明總情況的84.935％。8個變量標準化后（不受各變量的不同量綱的影響），最后各變量X1～X8相對應的共性值之和分別為0.916，0.854，0.744，0.783，0.843，0.892，0.926，0.835，除居住外均大于0.75，所以這些變量對各地區城市居民消費結構的分析具有很強的說服力。

根據標準化數據，分別計算各地區城市主要、次要消費因子得分，以各因子方差貢獻率作權重進行加權匯總，得出各地區居民消費水平綜合評價得分并排名，表中因子得分情況及其正負僅表示該省市與平均水平的相對位置，并不說明該省市的居民消費發展水平為負。

綜合評價排名V=0.704 * F1+0.144 * F2

2.1.2.1我國區域居民消費水平排序及解釋（由于篇幅限制，在這里只列取前10位）

表5：全國各省市居民消費因子得分及排名表

 

地區

F得分

F1排名

F2得分

F2排名

綜合得分

綜合排名

上海

3.34231

1

0.44751

7

2.42

1

 

廣東

2.23941

2

-0.75061

9

1.47

2

 

北京

1.32859

4

2.06475

1

1.23

3

 

浙江

1.35439

3

0.58846

6

1.04

4

 

福建

1.13345

5

-0.98121

10

0.66

5

 

天津

0.69190

6

1.05934

2

0.64

6

 

江蘇

0.59168

7

-0.05948

8

0.41

7

 

遼寧

-0.02806

8

0.61654

5

0.07

8

 

山東

-0.17779

9

0.84007

4

0.00

9

 

重慶

-0.19444

10

0.88520

3

篇（4）

2．最終消費情況分析。最終消費由居民消費和政府消費兩部分組成，甘肅省最終消費支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據《甘肅統計年鑒》數據計算居民消費支出一直占據最終消費支出大部分的比例，穩定在70％以上。

3.甘肅省最終消費對經濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經濟增長率中消費需求拉動所占的份額,計算甘肅省最終消費貢獻率在2002年至2007年間分別為63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最終消費對經濟增長的貢獻率并不穩定，其原因是經濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務凈出口政策要素影響。

二、甘肅省城鄉居民消費結構變動分析

1．農村居民消費支出變動分析。消費結構指各類消費支出在總消費中所占的比例，消費結構能夠反應出居民的生活水平，甘肅農村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費，說明農村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態;從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標志，相關數據變動說明甘肅省農村居民消費結構逐漸優化，農村居民生活水平逐步提高。

2.城鎮居民消費支出變動分析。恩格爾系數從1993年的0.51總體上保持下降趨勢，到2007年的0.36，食品消費支出已不在占據消費支出的一半比例。說明城鎮居民的生活水平的提高，城鎮居民生活水平到達小康階段，醫療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應有所增加，表明城鎮居民的生活質量逐步提高，消費結構不斷優化。

3.城鄉居民消費結構變動度分析。消費結構變動度，是分析消費結構變化程度的指標，計算公式為：

在1996年～2000年期間，甘肅省農村居民消費結構變動度為9.00％，城鎮居民消費結構變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農村居民消費結構變動度為2.22％，城鎮居民消費結構變動度為3.27％。

在1996年～2000年期間，城鄉居民消費結構變動非常顯著，其中食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉居民消費結構經過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大；醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。

三、甘肅省城鄉居民消費函數分析

本文采用持久收入消費函數。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε

其中Ct為現期消費;Yp和Yz表示持久收入和暫時收入。系數α1和α2分別是持久收入和暫時收入的邊際消費傾向。根據《甘肅年鑒》統計資料，對模型進行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉居民消費函數(1）、（2）。

農村居民消費函數Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）

（0.002）（8.237）（2.469）

R2=0.873D.W.=1.212F=34.461

城鎮居民消費函數Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）

（1.095）（40.793）（3.908）

R2=0.997D.W.=1.91F=1878.984

從方程中可看出，農村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消費；每增加1元暫時收入，有1.74元用于消費。既增加了暫時收入，不僅要將暫時收入全部用于消費，同時還要拿出儲蓄來消費。城鎮居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費；每增加1元暫時收入，有0.87元用于消費。

四、簡要結論

1．經濟增長與城鄉居民的收入和消費之間有直接的影響。經濟增長越快，收入增加越高，消費也會隨著增加。但是，在投資、出口和消費等三要素當中,消費對經濟增長的貢獻率最高，一般都在70%左右,說明拉動消費仍然是甘肅省經濟發展的主要動力。

2.隨著經濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結構出現重要變動傾向。在城鄉居民的消費結構變動當中，食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來，城鄉居民的消費結構劇烈變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大。另外，醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。

3.為了鞏固消費對經濟發展的貢獻率，我們建議：一是加快發展城鄉經濟，保證固定資產的投資速度，使投資增長不要出現大起大落;二是進一步開發農民能夠穩定增加收入的就業渠道和途徑，如非農產業收入、轉移性就業收入、農業產業化收入等；三是對于城市居民來講，要把創造更多的就業崗位和機會作為重點，用擴大就業保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉居民的消費結構進行一定的引導，努力改善城鄉居民住房、醫療、教育、保障等關鍵性問題。

參考文獻：

篇（5）

引言

隨著居民收入的逐步上升與生活質量的不斷提高，居民生活引發的碳排放會越來越大。在國家積極探索內需拉動經濟的同時，如何有效地降低居民部門對碳排放的影響，是中國實現可持續發展、可持續消費的重要方面。促使居民生活碳排放減少的因素主要有居民消費碳排放系數、平均消費傾向、平均家庭規模、居民能耗結構等[1-3]，不過不同因素影響效應的程度與減排潛力存在明顯區別。首先，平均消費傾向呈現逐年下降的趨勢，對居民生活碳排放起著明顯降低效應，但不能依靠該因素達到降低碳排放的目的，因為這與國家大力刺激內需政策相左。其次，平均家庭規模雖是降低趨勢，但不可能一直縮小下去，按照2014年放開單獨“二胎”政策，倡導理想家庭模式為“三或四口之家”，所以未來依靠縮小家庭規模以達到降低居民生活碳排放的目的，是行不通的。再者，居民能源消耗結構呈現出無序的變動態勢、各種能源比例需要進一步升級、優化，盡量使其對居民碳排放的影響效應明顯化。最后，文獻對于碳排放強度對碳排放的顯著降低影響有著一致的結論[4-7]，這對研究中國居民消費碳排放系數對其碳排放的影響效應有重要借鑒意義，因此居民消費碳排放系數就成為基于居民部門節能減排工作的重要突破口。而居民消費碳排放系數取決于居民消費水平、居民消費模式以及居民生活用于購買能源產品的數量，屬于影響居民部門碳排放的內生因素[8-10]，簡而言之，與居民消費結構密切相關。鑒于此，根據居民消費結構與碳排放系數的變動特征，在考慮城鄉居民消費差異情況下，探討前者對后者的影響效應，并對使其降低的有效途徑進行相應探索是非常重要的。

1 居民消費結構與居民消費碳排放系數的變動

1.1 居民消費信息熵

消費支出用途與所占比重不同，無法綜合度量居民消費結構的動態演變規律，信息熵可以很好地解決這個問題。信息熵（Information Entropy）是對一種物質或體系運動無序度的量化[11]，反映其變動結構特征。將信息熵引入居民消費可以很好地考慮到不同消費項目所占的比重，反映居民消費結構演變規律。根據信息熵的計算公式，居民消費信息熵的計算方法如下：

為居民消費信息熵（Residential Consumption Information Entropy）， 表示類消費支出， 為 類居民消費支出。 綜合考慮各種消費支出的比重變化，反映居民消費結構特征，是對居民消費無序度的量化。數值越大，表示居民消費無序度越大；良好的居民消費結構是從無序向有序、由低級有序向高級有序的演變。但并不表示數值越大，相應的消費結構越好，而在有序的變動過程中，趨于穩定，才視為良好的發展狀態。

1.2 居民消費碳排放系數

借鑒生產總值碳排放強度與能源碳排放系數的定義，居民消費碳排放系數稱為萬元居民消費碳排放，表示為滿足單位居民消費水平所消耗的能源產生的碳排放。盡可能在滿足居民生活需求與提高生活質量的情況下盡可能降低滿足單位居民消費水平（或效用）所造成的碳排放，是國家積極探索內需啟動經濟發展、倡導可持續消費模式的重要方面。

1.3 居民消費結構與居民消費碳排放系數的動態演變特征

由圖1所示，1985～2013年中國居民消費結構與碳排放系數呈現不同方向階段性波動：

1985～1987年居民消費信息熵緩慢上升，居民生活水平較低，恩格爾系數較大，居民消費限于基本“衣食住行”。1988～1989年居民消費信息熵有輕微下降，主要由于家庭設備用品及服務類消費支出的比重上升，引起結構變動的混亂；同時家用耐用消費品的增加，加大居民生活對能源的消耗，造成碳排放系數上升。1993～2002年居民消費結構中食品與衣著類支出比重逐漸下降，居住、交通通信、家庭設備用品及服務等支出比重持續上升，居民消費結構處于由低級向高級的逐漸轉變過程中，居民消費水平有了顯著提高，快于居民生活碳排放，進而居民生活碳排放系數持續下降。

2003～2007年居民消費結構持續升級，引發居民對住宅、汽車與家用電器等消費熱點的需求，引起居民生活碳排放增加。這一時期居民的平均消費傾向整體下降，但對這幾類的消費傾向是上升的，進而促使這一時期居民生活碳排放系數的提高。2008～2013年居民消費信息熵與居民生活碳排放系數呈現不同方向變動，前者持續增加，能源與環境壓力的持續增強促使節能減排成為“十一五”規劃中重要的約束性指標[10]，政府大力倡導與宣揚可持續消費或綠色消費，鼓勵消費節能型產品，引導居民生活減少對能源的壓力，促使居民生活碳排放系數下降。

由上文分析不難看出，1985～2013年不同時段我國居民消費結構對居民消費碳排放系數的影響效應存在差異[12]。因此，中國居民消費結構如何升級、優化調整才能促進居民部門節能減排工作的順利進行呢？明顯看出，居民生活碳排放系數與居民消費結構變動之間呈現的是非線性特征，因此不能簡單地應用以往的線性模型設定兩者關系，應該建立適合兩者真實互動的關系的模型。閾值協整模型主要分析非線性序列，不同于以往假定變量之間呈現線性關系的模型，因此在考慮城鄉居民消費差異的情況下，構建非線性閾值協整模型，揭示中國居民生活碳排放系數因居民消費結構變動與城鄉居民消費差異不同而呈現機制轉移的非線性效應。

2 理論模型

2.1 城鄉消費差異的泰爾系數

由于我國呈現二元結構，城鄉消費水平存在很大差距，而居民消費水平受城鄉消費水平差距的影響，因此構建基于居民消費結構與碳排放系數的閾值協整模型時，需要兼顧城鄉居民消費水平的差異。文獻中度量城鄉居民消費水平常常采用人均消費支出，但該指標沒有反映城鄉居民人口比重的變化，故計算度量城鄉居民消費水平差異泰爾系數[13]，計算公式如下：

其中 分別為城鎮居民與農村居民， 為消費水平， 為人口。結果表明居民城鄉消費水平差距呈現先上升，繼而緩慢下降的變動趨勢。

2. 2 閾值協整模型的設定

表示居民消費碳排放系數， 表示居民消費結構變動信息熵， 表示城鄉居民消費差異的泰爾系數。為表征居民消費結構變動對居民碳排放系數呈現非線性影響效應，需要定義非線性光滑轉移函數 ，大小位于 連續函數，反映居民消費結構對其碳排放系數的影響效應隨著變動程度的不同而發生變化。其中 為閾值變量， 為機制轉移的位置。 為光滑參數，反映兩個之間平緩速度的快慢。 為閾值參數，表示機制發生轉移時閾值變量的取值。因此，居民消費結構與碳排放系數的閾值協整模型可設定為：

3 模型的檢驗與估計

3.1 變量的單位根檢驗

為確保數據適合構建閾值協整模型，雖然變量不一定是平穩序列，但一階差分序列必須是平穩的。換言之，要求變量為一階單整序列，即要通過變量的單位根檢驗。運用常用的兩種單位根檢驗方法即 與 法進行檢驗，結果顯示，雖然居民消費信息熵、碳排放系數與城鄉居民消費差異的泰爾系數不平穩，但一階差分不存在單位根，即三個變量是屬于一階單整序列，可以進行下一步的操作。

3.2 有關平滑轉移函數 存在與形式確定的檢驗

確定平滑轉移函數 是否存在與具體的形式，首先確定機制轉移發生的位置參數，其次進行非線性檢驗，證明在位置參數確定的情況下所設置的模型呈現非線性；最后確定平滑轉移函數的具體形式。

3.2.1 確定機制轉移位置參數

位置參數的確定方法是基于平滑轉移函數的三階泰勒展開[14-15]，將展開式代入式（3），重新參數化后得到：

針對不同的 運用OLS對式（2）進行估計，根據 函數值最小確定相對最優模型，或者擬合優度即 最大時所對應的 即為機制發生轉移的位置參數。本文選取 的取值范圍在 ，根據表1的結果，選取 最大時對應的 。

3.2.2 非線性檢驗

進行非線性檢驗，運用基于極限分布為 的 檢驗，原假設為不存在非線性，即展開式中 ，拒絕原假設，認為該模型存在非線性。由表2的檢驗結果得知，拒絕存在線性的原假設，即該模型存在非線性。

3.2.3 平滑轉移函數 具體形式的確定

通常平滑轉移函數形式有兩種，指數函數與邏輯函數，檢驗方法仍是 檢驗，不過原假設與備擇假設的設定不同，本文設定原假設 ； ； [16-17]，如果不拒絕 而拒絕 ，則式（4）中 為指數函數，否則為邏輯函數。根據表2的檢驗結果，拒絕 ，則可確定函數形式為邏輯函數。

3.3 閾值協整檢驗

根據估計的平滑轉移函數 的形式對式（4）進行估計，若模型估計的殘差是平穩序列，則該模型為閾值協整模型。可以采用部分殘差進行檢驗[18]，檢驗統計量設定為：

4 實證分析

4. 1模型的估計結果

為確定閾值參數，對式（4）進行 迭代估計，直至殘差平方和最小，估計結果如下：

光滑函數的結果反映在考慮城鄉居民消費差異的情況下，居民消費結構對居民生活碳排放系數產生長期效應，呈現非線性特征。其中光滑參數 ，表明這種非線性效應機制轉移的速度較為緩慢。

4.2 分階段分析

閾值參數 表明居民消費結構對居民消費碳排放系數的非線性轉移發生在居民消費信息熵等于1.905處。如圖2所示，1985～2002年居民消費信息熵小于估計的閾值參數 ，估計的光滑轉移函數 等于0或接近于0。居民消費結構對碳排放系數的影響效應遵循第一機制，由 反映。1985年與2002年居民消費信息熵分別為1.56與1.85，城鄉居民消費差異的泰爾系數分別為0.76與0.94，由于居民消費結構的變動引起居民生活碳排放系數分別下降了0.31與0.48。其他年份具有類似的結果，即在居民消費以“衣食住”為主的消費模式，居民消費水平還未達到小康水平，居民消費結構比較單一，處于低級變動狀態時，對居民生活碳排放系數的影響效應為負，利于居民生活能源效率的提高。

當居民消費信息熵圍繞在估計的閾值參數 周圍波動時，估計的光滑轉移函數 介于0與1之間，從而使得居民消費結構變動對居民生活碳排放系數的影響效應在第一機制與第二機制之間平滑轉移，由 反映，影響效應由負向正、繼而由正向負平滑轉換。2003～2007年居民消費結構中私家車、住宅、高端通訊工具等成為新的消費熱點，消費支出總量與比重快速增加，從而加大了居民生活碳排放。在2003年與2007年使得居民生活碳排放系數分別提高0.48與0.51，表明居民消費結構處于眾多消費項目分別變動，較為混亂的變動狀態，尤其是高能耗消費的增加，提高了居民生活碳排放系數。

2008～2013年居民消費信息熵大于估計閾值參數 ，估計的光滑轉移函數 等于1或接近于1，這段時期居民消費結構對居民生活碳排放系數的影響效應服從第二機制，由 反映。居民消費結構中各消費項目呈現不同方向的變動，但逐步形成以住宅、交通通訊、家庭設備用品及服務與教育文化娛樂服務類支出為主，食品支出為輔的消費格局。“節能減排”理念引導居民向低能耗與低排放的方向轉變，引起居民生活碳排放系數在2008年與2013年分別下降了0.124與0.127，居民消費結構變動對碳排放系數的影響效應為負，有利于居民生活中節能減排。但作用程度較弱，說明通過居民消費結構變動促進居民部門節能減排這一途徑還有很大的潛力與空間。

4.3 對居民生活碳排放系數的偏效應

根據估計結果分別計算居民消費結構與城鄉居民消費水平差距對碳排放系數的偏效應。如圖3所示，居民城鄉消費水平差異的泰爾系數對居民生活碳排放系數由負效應逐漸向正效應轉變，并且有逐漸增加的趨勢，表明城鄉消費差距逐漸成為阻礙居民部門節能減排的重要因素。居民消費結構的變動對居民生活碳排放系數的偏效應，呈現先降后升，而后由升向降平緩轉移的影響態勢，不過后續降低效應不具有明顯性。

5 結論

在考慮城鄉居民消費差異情況下，構建居民消費結構與碳排放系數的閾值協整模型。得到主要結論如下：

第一，1985～2013年中國居民消費結構變動對居民消費碳排放系數的長期效應，因消費結構優化、升級變動，而呈現非線性的轉換與演變：1985～2002年居民消費結構中“衣食”類支出逐漸下降，“住行用教”類支出比重上升，兩者比重接近，逐步形成“兩足鼎立”的消費模式，居民消費結構對碳排放系數的影響效應服從第一機制，呈現負效應。2003～2007年居民消費中“住行用教”類支出大幅度上升，并且屬于高碳排的消費項目，引起居民生活碳排放系數上升，這一時期居民消費結構呈現增加效應，在第一機制與第二機制之間平緩轉換。2008～2013年受節能減排政策以及可持續消費模式的影響，居民消費逐步向低能耗、低排放方向演變，進而引起居民生活碳排放系數的降低

第二，與之相一致，居民消費結構變動對碳排放系數的偏效應由負向正轉換，繼而向節能的方向演變，但負效應不是很顯著。同時城鄉居民消費差異對居民消費碳排放系數的影響效應整體上呈現負效應，逐漸向正效應演變，表明城鄉消費差異不利于居民部門碳排放系數的降低。

從長期上看，中國需要進一步優化居民消費結構，提倡可持續消費模式、降低居民消費碳排放系數；同時縮減城鄉居民消費差異，提高區域消費水平均衡化，從居民部門出發，促進節能減排工作的順利進行。

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篇（6）

重慶直轄以后經濟得到了快速發展，居民生活水平不斷提高，但同時農村居民消費增長緩慢導致城鄉消費差距不斷擴大，居民消費對經濟增長的拉動力明顯減弱。由于農村人口占全市較大比重，挖掘農村居民消費潛力，開拓農村市場，促進農村居民消費和結構升級，將極大地帶動重慶經濟增長。

一、重慶農村居民消費現狀及特點

西部大開發和鼓勵農業政策促進了重慶農村經濟的發展，生產規模和生產效率有了明顯提高，農村居民收入不斷增長，消費水平也逐漸上升。1998-2008年農村居民消費總額從333.41億元增至581.91億元，提高74.53%；人均生活消費從1417.08元上升至2008年的2884.92元，年平均增長7.37%，剔除物價上漲因素實際增長5.8%。但與重慶城鎮居民相比，農村消費水平明顯滯后，在消費層次上相差兩個等級。2008年重慶農村人口占全市總人口的73.8%，而消費總額卻只占居民總消費的20.9%，農村消費明顯乏力。

（一）農村居民消費水平偏低，增長緩慢

重慶農村居民人均消費支出不僅遠遠低于重慶城鎮居民，也低于全國農村人均水平（見表1）。重慶農村與全國農村人均之比從1997年的1.26:1下降至2008年的0.79:1（全國人均為1）；與重慶城鎮人均之比從1997年的0.29:1進一步下降為2008年的0.24:1（城鎮人均為1），農村人均消費還不及城鎮的1/4，而這種顯著落后的差距還有逐漸擴大的趨勢。就是與西部省份相比，2008年重慶農村居民人均消費居四川、云南、陜西、青海和寧夏五省之后，也處于較落后水平。

表1居民人均消費支出單位：元

年份

全國農村居民

重慶城鎮居民

重慶農村居民

1998

1128.16

4894.54

1417.08

1999

1144.61

5352.44

1388.64

2000

1284.74

5475.17

1395.53

2001

1364.08

5765.07

1475.16

2002

1541.83

6360.2

1497.72

2003

1656.32

7118.06

1583.31

2004

1842.75

7973.05

1853.94

2005

2231.14

8623.29

2142.12

2006

2533.91

9398.69

2205.21

2007

2970.65

9890.31

2526.7

2008

篇（7）

中圖分類號：J215 文獻標識碼：A 文章編號：1674-0432（2011）-08-0256-2

根據世界經濟科技發展新趨勢和走新型工業化道路的要求，國務院作出了推進產業結構優化升級的部署，指明了當前及今后一段時期產業結構調整的目標、原則、方向和重點，這一部署對于加強和改善宏觀調控，轉變經濟增長方式，推進產業結構優化升級，保持國民經濟平穩較快發展具有重要意義。而在產業結構的調整過程中，消費結構是其中的一個重要影響因素，下面僅就消費結構對產業結構的影響略述如下：

1 消費結構影響并決定產業結構

消費結構合理與否，不僅直接關系到居民消費水平的高低，而且對產業結構有非常重要的作用，它不僅影響而且決定著產業結構的調整。改革開放以來，隨著城鎮居民收入水平的提高，居民消費結構逐年升級，我國城鎮居民消費格局不斷發生變化：

（1）從基本的吃、穿、用類轉向以居住條件改善、通信和交通便利為主要內容的住、行類消費；

（2）從簡單的商品性消費，轉向包括各種服務在內的復雜性商品消費，如餐飲、醫療保健、教育、娛樂、旅游、家庭服務等；

（3）從大量的普及性商品消費，轉向注重選擇、追求時尚的個性化消費。商品的質量、品牌、款式、包裝和售后服務越來越受到重視。由于城鎮居民手中不斷增多的貨幣以及他們的消費偏好，增加了市場對資源配置的作用力，帶動了與“吃、穿、用”消費熱點有關的農業、輕工業的快速發展。同時房地產業、汽車制造業、住宿和餐飲業、其他服務業等相應地得到了較快發展。

2 消費結構變化決定消費品產業的變化

為了說明這個問題，我們從不同消費品的需求收入彈性系數入手，考察消費結構對消費品產業的影響。需求收入彈性系數是指自變量收入增長1%，因變量需求變動的程度。需求收入彈性系數的大小決定著消費品產業的生產方向。因此，消費結構與消費品產業是密切相關的，需求收入彈性是聯系消費需求和消費產業之間的紐帶。2005-2010年城鎮居民消費構成中類消費的收入彈性系數見表1：

表1 需求收入彈性系數

從表1我們看出，2005年需求收入彈性系數大于1的有家庭設備用品及服務、交通和通信、其他商品及服務三項。到2010年，在此基礎上又增加了衣著、醫療保健和教育文化娛樂服務三項。從發展趨勢看，紡織工業在消費品工業所占比重下降，從支柱產業退化成夕陽產業。醫療、交通和通信、教育文化娛樂服務開始進入上升軌道。居住、其他商品及服務的需求收入彈性系數從2005年的0.65和1.28上升到2010年的0.93和1.82。食品需求收入彈性系數升幅也很大，這有利于食品工業，特別是農產品向深加工、精加工方向發展。以上需求收入彈性的變化，表明了居民的消費結構發生了變化。這種變化勢必影響消費品產業結構發生變化，說明了產業結構中生產低收入彈性消費品的產業比重不斷下降，生產高收入彈性消費品的產業比重不斷上升。

3 消費結構的變化影響農、輕、重產業的構成

隨著城鎮居民生活水平的提高，消費結構發生了很大變化。食品所占比重減小，用品和服務支出比重則增大。推動著產業結構逐步從農業為主轉向工業為主，再轉向服務業和信息產業的變化。這與消費結構發展趨勢是一致的。詳見圖1：

圖1 農、輕、重產業產值及比例構成圖

由上圖我們看出，農業在工農業總產值中所占比重由2005年的22.5%下降到2010年的11.8%，輕工業比重由2005年的30.8%下降到2010年的26.4%。由于重工業擺脫了自我服務、自我循環的狀況，不僅比重增大，由2005年的46.7%上升到2010年的61.8%。而且內部消費結構的生產也發生了變化，如家用汽車、計算機、家用電器等比重日益增大，為消費者提供了更多的可選擇產品。消費結構的變化，必然刺激重工業的發展，從而影響農、輕、重產業的構成。

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2009.

篇（8）

問題的提出[①]

消費是經濟發展的動力，是拉動經濟增長的三駕馬車之一。2008年按支出法計算，河南省國民生產總值18473.14億元，居全國第五位，最終消費支出為7759.33億元項目管理論文，占國民生產總值的42.0%（最終消費率），低于全國最終消費率平均水平6.6個百分點，居全國第25位。2007年河南省政府消費支出2011.27億元，占國民生產總值的13.4%（政府消費率），居民消費支出4820.00億元，占國民生產總值的32.1%（居民消費

圖1 河南省消費不足的邏輯推理

率），按照著名發展經濟學家H.錢納里等實證研究，政府消費率一般維持在11.9%—15.0%之間，河南省政府消費率符合H.錢納里的標準結構（箭頭 1），但是居民消費率卻遠低于標準結構中的居民消費率大于60%的水平論文服務。在居民消費支出中，河南省城鎮居民消費支出為8837.46元項目管理論文，占城鎮居民收入的66.793%，低于全國平均水平4.5個百分點，居全國倒數第5位。據初步統計2009年河南省城鎮居民家庭恩格爾系數為34.2%，依據聯合國糧農組織提出的恩格爾系數標準，河南省城鎮居民生活水平自1996年已進入小康層次，消費方式已經開始由生存型向享受發展型轉變，基生活消費已經基本穩定且彈性較低（箭頭2），所以非基本生活消費低是才是問題的根源（如圖1）。

一、基于非基本生活消費模型分析

1、非基本生活消費的概念及界定

生活消費按滿足人們需要的順序，可分為基本生活消費和非基本生活消費，基本生活消費是維持勞動力再生產所必須的、最低限度的消費。非基本生活消費則是基本生活消費的對稱，是超出維持勞動力再生產所必需的消費。一般而言項目管理論文，人們只有在滿足了基本生活消費的條件下，才有可能發展非基本生活消費。本文參考了《消費經濟學大辭典》的合理詞義解釋部分，并對非基本生活消費做了一定的延伸和補充論文服務。非基本生活消費是指在滿足人們維持和延續其生命的基本生活消費的前提下，用于滿足自身發展和發揮其體力、智力以及為使生活舒適的物質消費、精神消費和勞務消費的總稱。生活消費支出、基本消費支出、非基本生活消費支出分別用CE(consumption expenditures)、BLC(basic living consumption)、NBLC(non-basic living consumption)表示。

2、擴展線性支出系統（ELES）下非基本生活消費的模型構建

假定某一時期人們對各種商品(服務)的需求量取決于人們的收入，而且人們對各種商品的需求分為基本需求和超過基本需求之外的需求兩部分，居民在基本需求得到滿足之后才將剩余收入按照某種邊際消費傾向安排各種非基本消費支出。非基本生活消費的ELES模型需求函數[②]：

參數是邊際消費傾向，滿足：0

對模型的進行變形：

令V=；a=；b=

對方程式進行回歸可得a*和b*，進一步可求出：

3、非基本生活消費的計量分析

模型采用1993—2008按收入水平分組的河南省城鎮居民消費支出的截面數據，為了修正和避免數據出現異方差，本文采用了加權最小二乘估計（WLS）法對方程參數進行回歸估計項目管理論文，權重W=resid^(-2)。顯著水平選取為0.05。t(d)是β*i的t觀測值，R2為方程的可決系數論文服務。

通過EVIEWS軟件進行WLS回歸結果如下[③]：

2008年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

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

2007年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

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

2006年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

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

2005年河南省城鎮居民消費ELES模型的回歸估計參數

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

2004年河南省城鎮居民消費ELES模型的回歸估計參數

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

2003年河南省城鎮居民消費ELES模型的回歸估計參數

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

2002年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

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

2001年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

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

2000年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

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

1999年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

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

1998年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

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

1997年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

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

1996年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

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

1995年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

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

1994年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

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

1993年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

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

1992年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

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

匯總回歸方程估計結果，通過Excel軟件處理結果如下：

表1 1993-2008年河南省城鎮居民基本消費和非基本消費支出情況單位：元

類別

年份

CE

a*

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

800.0448

542.5352

數據來源：1994-2009年河南省統計年鑒

二、基本生活消費與非基本生活消費圖示分析

1、量的圖示分析

河南省城鎮居民人均消費支出在1992年僅為1342.58元，在2008年達到8837.46元，基本生活消費自1992年的人均800.0448元變化到2008年的人均3370.727元，非基本生活消費也從1992年人均542.5352

圖2城鎮居民消費支出、基本生活消費與非基本生活消費比較

元增加至2008年的人均5466.733元。如圖2所示，我們不難發現，基本生活消費的變化趨勢比較緩慢，而非基本生活消費的上升趨勢較明顯。其中，2001年非基本生活消費在首次超過基本生活消費，雖然在2002年有所下降項目管理論文，但是在2003年非基本生活消費又超過基本生活消費，并逐漸擴大差距，截至2008年非基本生活消費已超出基本生活消費2096.006元。

2、增量投向與拉動分析

河南省城鎮居民人均消費支出增量（CE）明顯呈倒“U”型，從1993年的人均266.68元降低至1998年的37.63元，隨后逐步上升，其中，近兩年的人居民消費支出增量明顯，2007年為人均1141.54元，2008年為人均1010.74元。基本生活消費增量（BLC）的波動不明顯，在九十年代前期逐步降低，隨后又逐步上升到1993年的水平項目管理論文，維持在人均200元左右，增量投向比和貢獻率總體呈下降趨勢，說明基本生活費已趨于穩定。與基本生活消費增量不同，非基本生活消費（NBLC）波動比較明顯，總體呈逐步增加趨勢，說明非基本生活消費受外界影響較大，也是拉動增量增長的主力論文服務。增量投向比與貢獻率也能很好的說明這一點，非基本生活消費增量投向比從1993年的0.23433上升至2008年0.75506，期間雖然起伏較大，但是趨勢比較明顯，貢獻率也從1993年的4.7的百分點擴大至2008年9.8個百分點。分析的結果（表2）表明非基本生活消費的拉動潛力比基本生活消費大。

表2 河南省城鎮居民消費增量投向與貢獻率比單位：元、%

年份項目

CE

BLC

NBLC

增量投向比

貢獻率

BLC/CE

NBLC/CE

CR1

CR2

1993

266.68

204.1892

62.4912

0.765671

0.23433

0.152087

0.046545606

1994

545.89

134.351

411.5386

0.246114

0.753886

0.083486

0.255731578

1995

518.8

478.484

40.316

0.92229

0.07771

0.222019

0.018706819

1996

335.4

17.839

317.561

0.053187

0.946813

0.006671

0.118761009

1997

368.67

220.93

147.74

0.599262

0.400738

0.073415

0.049093658

1998

37.63

379.958

-342.328

10.09721

-9.09721

0.112479

-0.10133984

1999

81.88

-337.733

419.613

-4.12473

5.124731

-0.09888

0.122850116

2000

333.18

321.246

11.934

0.964182

0.035818

0.091849

0.003412122

2001

279.46

-276.227

555.687

-0.98843

1.988431

-0.07211

0.145061098

2002

394.51

786.713

-392.203

1.994152

-0.99415

0.191406

-0.09542257

2003

436.92

-545.849

982.769

-1.24931

2.249311

-0.12117

0.218166218

2004

352.59

322.807

29.783

0.915531

0.084469

0.065324

0.006026995

2005

743.83

127.605

616.225

0.171551

0.828449

0.024103

0.116396465

2006

647.16

647.787

-0.627

1.000969

-0.00097

0.107285

-0.00010384

2007

1141.54

-158.989

1300.529

-0.13928

1.139276

-0.02378

0.194539115

2008

1010.74

247.571

763.169

0.24494

0.75506

0.031632

0.097508152

注：CR1、CR2代表基本生活消費、非基本生活消費對城鎮居民生活消費的貢獻率。CR1=g*BLC/CE項目管理論文，CR2= g*NBLC/CE，其中g=(CEt-CEt-1)/ CEt-1

三、預期收入與非基本生活消費的模型分析

1、預期收入與非基本生活消費的模型構建

建立預期收入與非基本生活消費模型需要對預期收入的形成機制做出某種假定，本文主要采用自適應預期模型，假定消費主體對收入的預期是通過一種簡單的學習過程而形成的，其機理是，消費主體會根據自己過去在作預期收入時所犯的錯誤的程度，來修正他們以后每一時期的預期收入，用數學式表示就是：

Yt*=Yt-1*+λ(Yt—Yt-1*)，其中Y*為預期收入，λ為適應系數，0≤ λ≤1項目管理論文，模型的推導過程為：

NBLCt=??+??Yt*+??t………………………………（1）

將變形后的收入自適應過程代入（1）式：NBLCt=??+??[λYt*+(1—λ) Yt-1*]………………………(2)

將(1)—(2)×(1-λ)，整理得：NBLCt=λ??+λ??Yt+(1—λ) NBLCt-1+[??t—(1—λ) ??t-1] ………………（3）

令a=λ??，b0=λ??，b1=(1—λ)，ut=[??t—(1—λ) ??t-1] ………………………………（4）

模型可以變形為：NBLCt=a+ b0Yt+ b1 NBLCt-1+ut t………………………………（5）

對（4）式一階自回歸模型進行回歸，可以得到a、 b0、 b1的估計值，代入（4）式可求出模型估計值。

2、預期收入與非基本生活消費的實證分析

1）通過eviews軟件分析得出以下回歸結果[④]：

表3 自適應預期模型回歸結果

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

-405.7075

128.1870

-3.164967

0.0075

Y

0.607486

0.090002

6.749687

0.0000

NBLC(-1)

-0.538431

0.253073

-2.127573

0.0531

R-squared

0.978529

Mean dependent var

2276.867

Adjusted R-squared

0.975226

S.D. dependent var

1383.685

S.E. of regression

217.7894

Akaike info criterion

13.77229

Sum squared resid

616618.6

Schwarz criterion

13.91715

Log likelihood

-107.1784

F-statistic

296.2347

Durbin-Watson stat

1.973887

Prob(F-statistic)

0.000000

2）模型檢驗

德賓h檢驗：

通過excel軟件計算，Var（b1*）= 0.221790948，回歸結果中D-W=1.973887

= 0.059412

因此接受原假設??=0，說明該回歸模型不存在一階自相關。

統計推斷檢驗：

由表3數據可得可決系數R2=0.978529修正的可決系數為0.975226，說明所建模型整體上對樣本數據擬合較好論文服務。由回歸的結果可以看出t(b0*)=6.749687項目管理論文，t(b1*)=-2.127573，prob(b0*)=0.00000

3）預期收入與非基本生活消費的方程

NBLC=-263.7151+0.39487Y*

從式中我們知道，預期收入對非基本消費有顯著影響，當預期可支配收入每增加1元，就有0.39487元用于非基本生活消費。

四、政策建議

河南省城鎮居民消費水平已達到富裕層次，通過基本消費與非基本消費支出的趨勢描述以及各自的增量投向與拉動分析，可知基本生活消費支出已經趨于穩定，非基本生活消費是擴大消費居民消費的關鍵，從回歸的結果看，預期收入對非基本生活消費有顯著影響，所以增加和穩定城鎮居民預期收入是提高城鎮居民消費的著力點。

參考文獻

[1]黃心田，易法海.湖北省城鎮居民食物消費結構趨勢分析[J] 統計與決策，1999（02）

篇（9）

摘要：本文通過分析我國的文化消費現狀和趨勢，梳理文化消費影響產業結構的作用機理。根據中國與美國的投入產出數據分析我國居民文化消費對文化產業的拉動以及文化消費對產業總產出的拉動，與美國對比分析我國目前文化消費結構以及產業結構的合理性，探索文化產業發展以及總產業結構優化調整的政策建議。

關鍵字：文化消費；產業結構；結構合理性

[DOI] 10.13939/j.cnki.zgsc.2015.30.

1引 言

根據2014年的文化藍皮書[指《中國文化消費需求景氣評價報告（2014）》和《中國文化產業供需協調增長測評報告（2014）》.]數據，我國2012年全國城鄉文化消費需求達到11405.97億元人民幣，總量增長12.64%，繼續保持高速增長；人均文化消費需求達到844.45元人民幣，增長12.09%。對比來看，居民文化消費的總量增加比產出水平的增加要多很多，比居民收入的增加要少很多，比總消費的增加要略微低一些，與儲蓄的增加相比前者顯著低于后者。1991—2012年，全國人均文化消費以13.60%的年均速率增長，而將2004年與2012年的文化產值相比，中國文化產值經歷了2.15%至3.48%的增長，居民文化消費率卻由2.76%降低至2.20%。可見，文化產業與文化消費之間存在著不協調、不一致的問題，長此以往，必定會在兩者之間激發出更多的矛盾，以至于使文化產業生產與文化消費需求脫離。

2文化消費結構合理性研究

2.1產業結構受消費影響的理論基礎

通過列昂惕夫的投入產出模型，可以表示文化消費影響產業結構的效應，中間使用+最終使用=總產出，可表示為：

（i=1，2，…，n）①

其中，Xij代表i部門為j部門生產消耗提供的產品的數量； Yi代表i部門產品的最終使用量；Xi代表i部門的總產出數量。

（i，j=1，2，…n）②

為直接消耗系數，即j部門生產單位總產品對i部門產品的消耗量。將②式代入①式，得到：

（i，j=1，2，…n）③

矩陣形式為：

即AX+Y=X，X為社會總產品向量，Y為最終產品向量，A為直接消耗系數矩陣。即總產出-中間使用=最終使用

④

X為A的同階單位矩陣，為投入產出矩陣，也稱之為列昂惕夫逆矩陣，則有：

④式表示總產出與最終使用間的關系，通過其可知各部門總產品X的情況下，各部門的最終使用Y。由④式兩邊同乘以 可得：

⑤

⑤式的經濟含義為當最終總產品每增加一個單位時對社會總產品的完全需求量，其投入產出模型為：，其中B起著乘數作用，直接消耗系數就被其放大為完全消耗系數，完全消耗系數即等于直接消耗系數與間接消耗系數之和。

綜上所述，根據⑤式可實現文化消費對產業結構產生的乘數效應和溢出效應。

2.2文化消費結構的合理性

文化消費可以對產業結構產生多種影響，同時，產業結構的升級轉變也會從供給的角度影響居民的文化消費。兩者之間的這種相互關系意味著，文化消費的結構絕不是孤立于產業結構而存在的，必須是與產業結構有著良性互動，互相適應并推動彼此順應時勢的發展。在第三次工業革命的大背景下，在產業結構和消費結構不斷升級的大環境下，文化消費若想實現結構的優化，不僅要根據居民需求調整自身內部的各項分類的占比，還要與產業相適應、相互協調，這便是實現文化消費結構的合理性的基本要求。基于這一視角，本文在討論文化消費結構時將會分別討論內、外兩部分的合理性問題。在本部分利用投入產出方法分析了文化消費與產業關系問題，從而提出中國應需注意的問題和政策建議。

3 我國文化消費與產業結構的關系

利用前文介紹的理論基礎，本部分經過數據處理分析，將居民文化消費額對產業總投入的需求關系進行闡述。本文選取的中國數據為投入產出表中的“文化、體育和娛樂業”以及“教育”兩部門數據，來自中國投入產出學會網站2005年和2010年的投入產出表，美國的數據為48部門的投入產出表中的“教育”一個部門數據，對OECD投入產出數據庫中美國2000年和2005年的數據進行分析。根據數據分析結果，美國自20世紀70年代起，在文化消費對總產出的拉動方面即處于穩態狀態，可以作為中國未來發展方向的參考，所以選取美國作為比對國家。

2005年，中國居民對于教育的消費數量為3026.27萬元人民幣，占居民消費總額的4.25%；在文化、體育和娛樂業方面的消費數量為656.33萬元人民幣，占居民消費總額的0.92%。2010年，中國居民對于教育的消費數量為4987.85萬元人民幣，占居民消費總額的3.45%；在文化、體育和娛樂業方面的消費數量為1077.72萬元人民幣，占居民消費總額的0.74%。可以看出在這個時間段的前后，居民在文化方面的消費絕對值增加了，但是在消費的比例上卻是下降了，這說明，雖然在文化消費上居民的需求在增加，但是相比于其他部門的增加速度還是比較緩慢，這其中也不乏由于文化的新的表現形式未被計算于統計數據的情況存在。

針對中國的文化消費對總產出的投入需求分析，利用投入產出模型中的X=B*Y，將B*Y中的各部門的值求和，比上居民文化消費的占比，就可以衡量文化消費部門的產品消費每增加一個單位，需要的產業總投入。經過計算，可以得出我國的文化消費部門的產品消費每增加一個單位，需要的產業總投入都在2個單位左右，但對比于2005年的2.24，2010年時的1.91體現出了文化產業的發展是趨于健康完善的。相比于美國的1.7~1.8穩定的浮動范圍，中國居民的文化消費及文化產業可以看出還處于尚不穩定的階段。在消費發展的推動下，產業也在進行著優化和調整，以適應居民越來越多樣化的文化消費需求；在產業結構方面，未來會在結構調整方面更加趨于合理化，以適應消費需求的結構變化。

4主要結論及對策建議

基于投入產出模型的研究可得出以下幾點結論。第一，中國居民的文化產業體系正在日益完善，產品的供給能力也在增強，不過仍然存在供給與需求不相適應的情況。第二，文化消費需求在不斷增大，種類也在更加趨于多元化，居民消費結構隨著第三次工業革命的發展而更加合理。第三，對于同樣的產出，中國對產業的需求多于美國，中國的產業結構還需要進一步優化調整，更要加強產品和服務的供給能力。

針對中國文化產業結構發展并不完善且沒有與文化消費相適應的情況，提出以下幾條建議：第一，應將文化產業的發展適時地貼近文化消費的需求，以需求指引產業發展；第二，注重文化產業的發展監管，促進更多適應居民需要的新興形式的出現；第三，重視并且利用文化消費對產業結構的作用和影響，來支持產業和消費的結構升級；第四，針對區域之間的文化產業發展差距，制定相關的鼓勵性政策并推動實施，以實現區域間的和諧發展。

參考文獻：

篇（10）

關鍵詞：消費結構產業結構政策建議

消費結構是在一定的社會經濟條件下，人們（包括各種不同類型的消費者和社會集團）在消費過程中所消費的各種不同類型的消費資料的比例關系，有實物和價值兩種形式。而產業結構是產業間的技術經濟聯系與聯系方式。只有二者的和諧發展，才能促進國民經濟的持續發展。消費結構與產業結構的一般關系是由消費與生產的關系決定的：消費結構與產業結構具有同一性，二者互為前提；產業結構決定消費結構，沒有產業結構的變化，消費結構的變化就失去了物質基礎；消費結構在一定意義上又決定產業結構，因為生產的根本目的和出發點是消費，沒有消費的生產是不存在的，而且消費是生產的動力，消費結構升級是產業結構升級的終極拉動力量，產業結構必須與消費結構相適應。

從靜態觀點看消費結構與產業結構的關系

消費結構與產業結構在相互聯系的同時也具有一定的相對獨立性，從靜態的某一時點來看，產業結構對消費結構具有決定作用。產業結構（具體是產品結構）無論是數量還是質量都直接決定了消費結構的數量和質量，在一個具體時點上，消費結構不可能脫離產業結構，其發展情況與產業結構的狀況密切相關。

比較典型的是我國從建國后到改革開放前這一時期，實行傳統的計劃經濟體制，生產類型為投資導向型，即在市場長期處于供給短缺的狀態下。同時投資方向也并不以市場需求為主，而是以擴大積累，增加投資為目的，生產經營的重點也是為了獲得更多的資源從而進一步組織生產。這一時期我國片面重視發展重工業，忽視了輕工業和農業的發展，第三產業幾乎面臨零發展，產業結構嚴重不合理，中央在用計劃手段嚴格控制主要產品生產的同時，對居民消費品實行計劃定量配給制度。在這樣的環境下，消費者在商品購買過程中處于被動地位，消費需求得不到滿足，消費結構單一，產業結構完全由生產者引導，消費結構對產業結構的影響微乎其微，可以說產業結構的質和量直接決定了消費結構的質和量。

從動態過程看消費結構與產業結構的關系

任何事物都是不斷變化、發展的，從動態的過程看消費結構與產業結構的關系，二者是相互依賴、相互促進的，具有互動效應，特別是消費結構在一定程度上制約著產業結構的發展，消費結構的變動能夠相應的引起產業結構的變化。但與此同時，消費結構也要與產業結構相適應。

（一）消費需求結構與產業結構的關系

消費需求的變動必然會引起市場需求的變化，從而帶動相關產業的發展，引起產業結構的變動。消費需求的升級會推動產業的不斷創新，同時潛在的消費需求也為產業結構的調整和升級留下了巨大空間，可見消費需求結構與產業結構之間存在一定的因果關系。

在消費需求中，居民消費需求是消費需求因素中影響產業結構的最主要因素（消費需求包括居民消費需求和政府消費需求）。它對產業結構的影響是直接的，主要通過收入和價格來引導產業結構的變動。居民收入的提高引起需求結構發生變化，這必然要求產業結構作出相應的調整來適應這一變化；同樣，居民消費需求變化引發的商品價格變化必然會引導生產資源進行重新配置，實現產業結構的調整。另外影響產業結構變動的另一重要因素國際貿易，實際上是通過國外居民的需求變動引導世界范圍內生產要素的合理流動來實現一國產業結構的調整的。

（二）產業結構必須與消費結構相適應

隨著我國經濟由賣方市場向買方市場的轉變，側重從消費的角度來考察產業結構的變動具有一定的合理性，消費結構對產業結構變動的影響顯得愈加突出，主要表現在以下幾個方面：

1.消費結構的變動決定了產業結構調整的方向。消費結構的調整與升級可以直接帶動消費品生產行業的結構調整與升級，使消費品行業的供給結構不斷適應消費需求的變化發展。同時，消費結構的調整與升級通過導致消費品供給結構的調整，最終也帶動了投資品生產行業的結構調整與升級，從而大大改變產業結構的組成與運行方式。

2.消費結構調整為產業結構調整和產業的發展提供動力。消費結構的不斷升級會給產業技術的升級提出新的要求，要求企業必須不斷改造傳統產業，促進產品的更新換代，從而進一步推進產業結構的調整與升級。產業結構的調整要與消費結構的調整相適應，消費者的消費需求是不斷變化的，消費結構也是不斷升級的，于是產業結構的調整與發展也是無止境的。

3.消費結構的調整是產業結構調整的強制力量。消費結構的調整不但會迫使投資決策改變方向，進而影響到整個社會投資結構的變動，而且還會通過擠壓衰退產品及服務的市場空間和利潤空間促進存量資本的流動，從而促進了產業結構的調整與升級。

4.消費結構升級是促進產業結構升級的重要拉動力量。消費結構的升級必然會帶動產業結構的升級。產業結構升級的基本含義，產業的高附加值化和高技術化、產業的高集約化、產業的高加工度化。熱點商品的消費必然會促進這一時期本行業和相關行業的發展，比如近期我國的汽車消費和住房消費必然會相應的帶動汽車、房地產行業以及相關行業的發展。

（三）產業結構對消費結構的影響

在買方市場條件下，消費結構是產業結構升級的一個重要動因，與此同時，產業結構對消費結構也有重要的影響，消費結構也要與產業結構相適應。產業結構的變化，必定直接影響消費結構的現實變化。隨著產業結構變動速度的加快，消費結構變動速度的加快是必然的。三大產業對消費結構產生的影響主要有：

農村產業結構的變動，包括種植業結構、農業生產結構和農村生產結構（主要是非農產業內部多種生產部門共同發展的格局），以及農村剩余勞動力的轉移，將加快農村經濟的市場化進程，在這一過程中必然會伴隨農民人均純收入的增加，這就為農村居民消費商品數量的增加以及消費結構的調整奠定了基礎。

第二產業在國民經濟中的地位的不斷提高以及第二產業內部各部門之間比例的不斷合理化，會相應提高居民的消費量，并且隨著汽車、高檔家電、住房等耐用消費品不斷的進入家庭，消費者的生活質量會不斷得到改善，消費結構也會隨之調整和不斷升級。

城鄉第三產業的加快發展，將為城鄉居民消費結構中服務消費的增加提供條件。“十一五”期間，我國第三產業將進入快速發展階段，這將大大帶動起服務消費的發展，從而對消費結構的升級起到促進作用。

促進消費結構升級與產業結構調整的政策建議

（一）促進消費結構升級的政策選擇

對一個國家來說，必須積極推進居民消費結構的升級，進而使產業結構不斷得到相應的調整并逐漸趨向合理化和高級化，這對一個國家的宏觀經濟保持持續穩定的增長至關重要。

1.要提高城鄉居民的收入水平。第一，要調整收入分配結構，縮小城鄉收入分配差距，提高城鄉居民的收入水平尤其是農民的收入水平；提高廣大農民的收入水平，一要建立和完善對農業的支持保護體系；大力推進工業化，從根本上提高農業勞動生產率并為農村剩余勞動力的轉移創造條件；大力減輕農民負擔，進一步實行農村稅費改革；而在城鎮中應注重提高廣大低收入者的收入水平，逐步擴大中等收入者的比重。第二，要統籌區域經濟協調發展，縮小地區差距；在東部率先發展的同時，要加快西部的開發和中部地區的崛起，振興東北老工業基地，使各區域經濟協調發展，縮小地區間的收入與消費差距，為消費結構的升級創造條件。

2.要積極調整消費政策，鼓勵發展新的消費熱點和消費方式，同時為了適應鼓勵消費，促進消費升級的客觀需要，要逐步清理、廢除各種限制消費的政策。最重要的是政府要對鼓勵消費的政策的實施認真落到實處。

篇（11）

中圖分類號：F014.5

文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2014）01-049-03

居民消費需求在拉動一國或地區經濟發展中的作用非常顯著。居民消費需求對經濟增長的拉動作用既有直接的，也有間接的影響，這為人們所共知。如果不考慮對外經濟聯系的影響因素的話，那么，消費的實際增長，就直接表現為一國或地區GDP的增長。因為，居民的消費需求對一國或地區經濟增長的影響主要表現為消費的增長就是經濟增長的重要組成部分，因而成為經濟增長的最基本要素。因此，消費的形成過程也就是GDP的形成過程。消費對經濟增長的間接影響，指的是消費的變動直接影響其他經濟變量，還會通過消費的變動間接地影響國民經濟活動的總量。

既然居民消費需求的變化對微觀經濟主體和宏觀經濟運行會產生直接和間接的影響，因而，居民消費需求對經濟增長影響的定性分析要從“宏觀”和“微觀”兩個角度來分析。本文著眼于居民的消費需求，重點探討居民消費需求和經濟增長二者之間的聯系。

一、宏觀視角下消費需求對經濟增長的影響分析

市場經濟是需求導向型經濟。市場經濟體制下，居民的消費需求是通過購買消費品而表現出來的特定需求能力，這實質上是市場對消費品的現實需要。這種需求的層次愈高，對經濟增長的貢獻率就愈大，決定著一國或地區的經濟增長方式的發展和轉變。正是在消費需求的影響下，經濟增長方式才得以不斷地向前發展。

1.消費需求的水平、規模和速度決定一國或地區的經濟增長的水平、規模和速度。作為凱恩斯宏觀經濟理論重點的消費需求理論，建立在有效需求決定國民收入的基礎上，國民收入是反映的是一國或地區國民經濟發展水平的綜合指標，人均國民收入直接反映一國或地區人民生活水平的綜合指標。國民收入反映不同的社會經濟關系，更能反映居民的消費水平。從各國經濟發展狀況來看，經濟增長離不開消費需求，消費需求對經濟增長的重要推動作用無可替代。由居民收入決定的消費需求和國家或地區經濟增長兩者之間存在必然聯系。根據收入決定理論——凱恩斯模型，需求的增加并不能導致供給的增加，但社會總產出水平和經濟增長的幅度取決于社會總需求的強度。因此可以得出，消費需求的水平、規模和速度決定著一國或地區經濟增長的水平、規模和速度。

2.居民消費需求結構決定一國或地區的經濟增長結構。恩格爾定理告訴我們，隨著居民收入水平的不斷提高，其消費的支出結構由原來的購買吃、穿等必須的生活必需品為主轉向購買高檔的、耐用消費品。而個人消費的結構變化直接影響生產消費資料的產業結構——不僅影響生產消費資料產業的構成，而且還影響一國或地區的產業結構。在賣方市場中，生產商主導，是產業結構決定消費結構。而在買方市場中，是消費者主導，產業結構決定不了消費結構。通過消費，產品的價值才能得以實現，生產過程才能得以實現。商品的使用價值實現不了，即不為社會所需，那么生產就沒有必要，經濟增長也只能是紙上談兵。所以，從消費為生產提供動力的角度看，消費決定生產，消費結構決定產業結構。可以說消費產生著需要，而消費結構產生需求結構。消費者選擇消費品，形成個人消費結構，消費結構通過不同的需求結構制約產業結構，且決定著產業結構的發展變化。不僅不斷地促進消費市場發展，還可促進經濟的有效增長。因此說，消費需求結構決定經濟增長結構，合理的消費需求結構不僅為一國或地區經濟增長創造條件，也為經濟增長奠定基礎。

3.消費需求影響投資和生產規模。西方經濟學中加速原理（加速作用）表明，收入或消費的變動會引起投資的劇烈變動。一方面，為了滿足消費需求的增長，社會會調動各種因素予以滿足，出于利益的驅動，各企業也會動用各種資源增加生產，擴大規模，這必然要增加投資，而投資的增加又要求擴大生產資料的生產，這必然又要增加投資，說明消費需求的增加會導致投資需求的增加。另一方面，消費需求產生新的生產需要，成為生產商的動力，而生產又為消費提供消費的對象。因此，生產創造消費，決定著消費的性質、方式，即生產創造出按特定方式進行消費的消費者。消費需求產生了一系列的連帶生產的需求和投資的需求，從而對經濟增長產生影響。可見，消費需求的增加導致生產規模擴大，消費需求帶動了經濟增長。

二、微觀視角下居民消費需求對經濟增長的影響分析

在微觀層面上，消費需求對經濟增長的影響主要體現在“資源調配”的作用上，進而對經濟的增長起著影響作用。因為，消費需求的變化必然會引起消費者和生產者的各自行為的變化，不僅會改變消費者的購買意愿、方式，還會改變生產者的投資決策、企業生產策略。

1.消費需求的變化改變生產者的投資的規模和方向。在經濟運行過程中，產品的最終實現有賴于消費的最終完成。可以說，居民的消費需求是促使企業進行經濟增長方式選擇、投資方向決策、生產方式變革的決定性力量。與此同時，消費需求也對社會生產提出要求，為生產提供直接目的和動力。企業存在的最重要的要素就是要創造利潤，而企業追逐利潤的結果，最終都會使其處于消費需求的約束下進行生產的擴張。而消費需求對企業的約束，必將使企業都要改變固有、傳統的管理模式，逐步在投資的規模、方向等方面走上強化科學管理、注重產品質量與科技含量的“集約型”增長軌道，進而助推經濟的總體增長。

2.消費需求的變化改變消費選擇，影響經濟增長。影響消費需求的因素多種多樣，但最重要的是“消費能力”和“消費意愿”。消費能力指受收入和購買的商品相對價格的影響的消費者的貨幣支付能力，其在消費者的消費決策中具有舉足輕重的地位。消費意愿指在物價、利率及收入水平等情況下，居民傾向于消費的程度，是一定時期社會經濟發展情況的真實反映。它與消費支出、收入預期呈正相關，即在同等收入條件下，消費意愿越強，消費支出越多。消費者意愿的變化是動機、預期、傾向等心理因素共同作用的結果。消費意愿和消費能力的變化直接影響消費者的消費行為。譬如，當消費者受到某種刺激時，其內在的需求就被激活而衍化成一種消費動力，從而推動消費者去尋找自己所需要的東西，進而作出購買決策，產生購買行為。消費者的購買行為是企業生命，涉及到企業生產的產品能否被社會認可的大問題。消費意愿在消費者的消費決策中的作用不可小視。

三、擴大居民消費需求的對策建議

消費需求、投資需求及出口需求，是拉動經濟增長的三大動力。這其中，消費需求是經濟增長的根本性和最重要的動力。因為，消費需求既是內生需求，又是最終性需求，而投資需求是引導性需求，出口需求是外生需求。消費需求不僅有很高的可調控性，而且其所占比重越大，抗擊風險的能力就越強。我國人口眾多，居民消費有很大的市場。因此，擴大居民消費需求，對應對外部風險，促進經濟增長，現實意義重大。

增加居民消費，最本質的就是要更多地增加居民的可支配收入，切實提高居民收入水平，進而提高居民的現實購買力。

1.大幅度提高居民收入。提高居民收入是拉動居民消費的最直接手段。增加居民收入，尤其是增加低收入居民收入，是擴大消費需求的前提，更是促進消費的根本措施。需要重點提及的是，首先要重點增加和提高農民的現實收入，努力促進農民收入的穩定增長；其次要努力增加城鎮中低收入者的收入，進一步擴大就業。只有實現城鎮居民的大幅度就業，居民收入才有穩定來源，才能使消費主體增加有支付能力的需求。而要實現居民收入的不斷增長，國家和地區經濟的持續快速增長是重中之重。在經濟增長過程中，這需要國家推行差異性經濟政策，改變當前收入分配不均衡格局。收入是影響居民消費的最直接、最重要的因素，城鄉居民消費的多少直接取決于收入水平，因此，當前擴大居民的消費首先就要切實增加城鄉居民的實際收入。

2.切實轉變居民對消費理念的認識。受傳統觀念的影響，我國人們更多地存在著“先積累、后消費”的傳統消費觀念。多年以來，城鄉的居民消費傾向偏低，而儲蓄傾向則很高，計劃經濟體制下的消費理念和消費行為以及消費政策的反映仍然根深蒂固。為此，政府應徹底擺脫計劃經濟體制觀念的影響，真正確立與市場經濟相適應的消費理念。轉變消費政策，積極鼓勵和大力提倡居民消費。在調節市場和經濟運行上，應著力實行消費啟動。提高存款稅率，弱化居民儲蓄偏好。應充分認識到，居民消費需求不足，會嚴重制約地方經濟社會的發展。要采取有效措施，加強對居民消費的宣傳教育，轉變居民消費觀念；要適應信息技術發展的新形勢，大力倡導信用消費，加快信息服務業發展，擴大信息產品及網絡服務的供給，促進信息服務的市場化。要從稅收體系、信用體系、社會保障體系建設等方面入手，提供更加完備的消費環境，間接刺激居民的消費。

3.培育居民新的消費熱點，擴大居民消費。消費熱點會帶動居民的消費需求，這已為實踐所證明，因此培養居民新的消費熱點就顯得尤為重要。2008年的金融危機后，我國把“擴大內需”作為“保經濟增長”的根本途徑。政府要進一步完善居民消費政策，對目前已經形成的消費熱點，要積極促進和正確引導。

當前，居民消費熱點主要表現在以下幾方面：

一是文化消費。文化消費是一種典型的非物質追求活動，是指用文化產品或服務滿足居民精神需求的消費，包括教育、文化娛樂、體育健身、旅游觀光等。文化消費取決于生產力的發展、居民收入水平的提高。隨著當今科學技術水平的提高，文化消費已提高居民消費層次和質量、促進人的全面發展的關鍵要素。為此，要正確引導樹立科學的文化消費觀念，即要引導居民樹立先進的文化觀；引導居民樹立有意義的文化價值觀；引導居民樹立科學合理的文化消費觀。要強化對文化消費的調控，增加享受文化消費，擴大發展文化消費。政府財政應資助傳統文化、先進文化消費、對外文化宣傳，向基層、低收人和特殊群體提供免費文化服務。要加強文化消費的法律法規建設，使消費者文化消費權益得到有效保護。要強化文化消費的管理，要從體制、制度、職能、程序、方法、手段上進行合理管理，實行行政監督、司法監督、社會監督、輿論監督相結合，實行行政手段、法律手段、經濟手段的有機結合，為引導文化消費和文化產業健康發展提供依據。

這里，尤其要提及的是旅游消費，隨著《旅游法》的出臺，對旅游業沖擊會更大，持續時間會更長。但對促進旅游業的規范、健康發展，創造了有利條件，意義重大。今后應引導居民把消費視點轉移到自身素質提高上來，開辟出旅游業發展的新空間。

二是住房消費。住房是居民最基本、最主要、負擔最大的生活資料，而且普通居民的需求呈剛性。當前國家對房地產業的調控，主要以打壓投資、投機為主，筆者認為這是治標而不是治本之策。因為，單純打壓，其后果必然是減少住房的供應。而在現行利益格局下，影響政府財政更是必然，因而難以持續。老百姓手里有一定的游動資金，是個客觀存在，加之又有需求。因此，治本之策是增加住房供應，但只增加保障房的供應和商品房的供應，仍然解決不了中低等收入群體的問題，所以還必須要考慮更大規模地改革住房制度，把滿足居民合理居住條件愿望和發揮房地產支柱產業作用結合起來，盡可能地減輕居民合理購買自住普通商品房負擔，發揮房地產在擴大內需中的積極作用，進而從根本上解決城市居民的住房問題。住房產業還可帶動建材、冶金、機械、化工、林業以及室內裝飾業和家用電器業等相關產業的發展。

三是服務消費。在我國，服務消費具備強大的結構性增長空間，隨著我國經濟發展和居民收入的逐步提高，服務的消費，特別是大中城市的服務消費將會成為下一輪擴大消費的重點。諸如社區商業、物業、家政服務、老年服務產業等。大力發展服務產業，不僅能夠直接拉動內需，增加就業，而且還能為地區經濟結構的調整創造有利條件。

四是汽車消費。目前，我國已進入汽車私人消費的快速增長期。汽車產業關聯度大，不僅直接拉動消費，還可以拉動鋼鐵、石化、輕工等機械制造業。因此，國家把汽車產業列入十大產業振興規劃之一。政府應在擴大汽車需求、改善汽車消費環境，完善汽車消費政策，減免使用環節征收的各項費用等方面予以重點關注，從而加快我國汽車進入家庭的步伐。

五是信息消費。國務院《關于促進信息消費擴大內需的若干意見》（國發〔2013〕32號）指出：“我國市場規模龐大，正處于居民消費升級和信息化、工業化、城鎮化、農業現代化加快融合發展的階段，信息消費具有良好發展基礎和巨大發展潛力。”信息消費是一種直接或間接以信息產品和信息服務為消費對象的消費活動。當前，信息消費伴隨著人們生活的改善和收入的提高，成為追求生活高質量的一種必然選擇，潛力巨大。

信息消費不僅具有效益功能，更具有強大的福利功能，因此成為居民消費的重中之重。信息消費具有滿足人們的生活需要，提高生活質量，增進人們的快樂、健康和幸福的作用。發展居民的信息消費，有利于提高消費力，擴大消費規模，優化消費結構，提高消費質量，促進經濟增長和社會文明進步。當前我國居民信息消費發展還很不平衡，政府必須在加快信息產業的發展、提高居民的信息消費能力、引導信息消費等方面作更多更艱苦的努力。要積極發展電子商務，大力發展信息網絡產業，促進與金融、物流、現代制造業等有機融合。

[本文為沈陽市社科聯2013年度民生課題“居民消費需求對沈陽經濟增長貢獻實證分析及擴大內需的對策研究”（立項編號：sysk2013-07-20）研究成果。]

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