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ELES模型范文

来源：文库

作者：开心麻花

2025-09-18

ELES模型范文（精选7篇）

ELES模型第1篇

20世纪90年代以来, 从投资、出口、消费三驾马车对经济增长的拉动作用看, 消费需求的作用相对稳定, 投资需求在经济波动时期起着重要作用, 而出口需求则受全球经济大环境的影响较大。可见, 增加消费和投资需求, 是保障我国经济长期平稳较快成长的关键。根据“十二五”规划纲要关于经济增长方式的表述, 在拉动经济增长的三驾马车中, 消费第一次出现在投资和出口之前, 可见“十二五”期间, 国家将鼓励消费, 提高消费对我国GDP的贡献率。而我国农村人口众多, 但社会消费品零售总额仅占全国的13%～17%。扩大农村内需必将为我国的经济增长积蓄后劲, 注入持续的动力。

吉林省作为农业大省, 现有人口2739.55万人, 其中城镇居民1460.73万人, 占总人口的53.32%。农村居民1278.82万人, 占总人口的46.68%。改革开放以来, 吉林省城乡居民消费水平显著提高。但是, 农村消费市场的巨大潜力并没有得到充分的发掘。本文通过ELES模型对吉林省农村居民消费结构进行分析, 探讨拉动吉林省农村居民消费需求的有效途径。

2 ELES模型构建及参数估计

2.1 ELES模型构建

ELES模型是在英国计量经济学家R.stone1954年提出的线性支出系统 (LES) 基础上修改而成的, 由经济学家Liuch于1973年提出。该系统假定某一时期人们对各种商品 (服务) 的需求量取决于人们的收入和各种商品的价格, 而且人们对各种商品的需求分为基本需求和超过基本需求之外的需求两部分, 并且认为基本需求与收入水平无关, 居民在基本需求得到满足之后才将剩余收入按照某种边际消费倾向安排各种非基本消费支出。ELES把消费者对各类商品或服务的消费支出看作收入和价格的函数。其经济含义为:在某个时期, 价格和收入一定的条件下, 消费者首先满足一个基本需求, 基本需求与收入水平无关。扣除基本需求支出后的收入则按一定比例在各类商品或服务之间分配。

基本模型形式:

其中:Vi第i种商品或劳务需求总量 (支出额)

PiXi o第i种商品的基本需求支出额

Y总收入

全部商品的基本需求支出总额

βi用于第i种商品追加支出额的比例 (边际消费倾向) 在基本模型的基础上加入残差项, 得到计量经济模型:

将上式进行变形整理得:

令

对αi两边求和, 可以得到下式:

将 (5) 式代入得到对i种商品的基本需求支出额:

2.2 数据的整理与参数估计

根据《吉林统计年鉴2002》、《吉林统计年鉴2004》、《吉林统计年鉴2006》、《吉林统计年鉴2008》、《吉林统计年鉴2010》整理得到吉林省农村居民收入和各项消费支出从2000～2009的时间序列数据, 将整理所得数据用价格指数进行缩减, 以消除价格因素对模型估计的影响, 整理所得数据如表1。

利用经济学软件Eviews, 将以上数据通过公式 (4) 进行普通最小二乘法参数估计, 得到估计结果如表2。

从估计结果来看, t统计量及F统计量均在1%的显著性水平下通过检验, 表明吉林省农村居民的可支配收入 (纯收入) 对这八类消费品的消费影响是显著的;同时从可决系数R2来看, 拟合的效果较好, 因此模型通过检验。

3 消费结构分析

3.1 边际消费倾向与边际预算份额

通过上面的估计结果可知, 即为边际消费倾向, 边际预算份额等于第i中消费品的边际消费倾向除以所有消费品边际消费倾向之和, 即可得表3。

边际消费倾向表示收入每增加一个单位, 将会用于消费支出的数额。吉林省农村居民总的边际消费倾向为0.674, 可以看出吉林省农村居民的消费观念比较好, 当收入增加时愿意拿出大部分钱用于消费, 这是由于吉林省在经济危机过后, 经济稳步提升, 农村消费者对未来就业和个人收入增长预期乐观, 消费意愿也随着增强。从8类消费品来看, 排在前三位的是食品、居住、交通通信, 分别占21.8%, 10.9%和8.2%。吉林省农村居民在收入增加时更愿意增加支出的是食品和住房, 值得注意的是文教娱乐边际消费倾向也排在第四, 达到8%, 说明吉林省农村居民在精神消费上的观念已经达到了一定的高度。

边际预算份额表示生活消费支出没增加一单位, 用于某种消费品的支持增加份额。从表中可以看出, 食品的边际预算份额为32.4%, 居住的边际预算份额为16.1%, 二者之和为48.5%, 将近50%, 说明吉林省农村居民消费支持大部分还停留在满足吃住方面, 客观反映了吉林省农村居民生活还不富裕的事实。

3.2 基本消费支出及实际消费支出

将估计结果代入 (6) 式, 我们可以算出吉林省农村居民各类消费品基本需求及基本需求在实际平均需求中所占的比重, 计算结果如表4。

由上表可得, 从基本消费支出情况看, 占比排在前三位的是食品, 居住和交通通信, 分别为79.9%, 7.5%, 3.7%, 这也反映了农村居民最为迫切的需求还是满足吃住, 特别是食品消费, 在解决贫困户生活问题时应先满足吃住的前提下再考虑其他方面。从实际消费支出情况看, 占比排在前三位的是食品, 居住和文教娱乐, 分别为41.5%, 14.5, 10.4%, 食品消费比重比基本需求占比降了38.4%, 居住提高了7%, 文教娱乐提高了7.9%, 反映了吉林农村居民在收入水平提高, 基本消费得到满足时的消费结构变化趋势, 农村居民将更加重视居住环境及精神消费;从恩格尔系数来看, 吉林农村居民消费为41.5%, 仍然高于小康生活40%的标准但是已经十分接近, 说明了吉林省农村居民消费处于温饱型消费结构向小康型消费结构过渡阶段。

3.3 收入弹性分析

收入弹性是指当所有商品价格等其他因素不变时, 居民收入变化1%所引起的第i种消费品需求量变化的百分比, 它反映了消费需求对收入变动的敏感程度。由ELES模型, 可导出需求收入弹性:

将估计结果代入 (7) 式, 我们可以算出各类消费品的收入弹性如表5。

从表可知, 吉林省农村居民除食品消费的收入弹性小于1外, 其它各类消费品弹性均大于1, 说明食品这一生活必需品而言, 缺乏弹性;居住、交通通信接近1, 表明这两类消费品和收入增长的速度接近;而收入弹性排在前两位的为家庭用品和衣着, 说明当农村居民收入增加时, 这两项消费品的需求增长潜力最大;总需求的收入弹性为0.937, 缺乏弹性, 因而随着收入的增加, 农民纯收入用于生活消费的比重将逐步下降, 非生活消费支出的比重将逐步上升。

4 结论与对策建议

4.1 加快建立农村社会保障体系

对于消费市场, 农民是最大的潜在消费者, 农民为了自己的养老, 儿女上学, 突发疾病等事项储存了大量劳动成果, 他们在没有遇上这些事情是不会将这些潜在的消费能力拿来消费的, 原因在于我国农村的保障体系还不够健全, 农民必须自己存钱防老防病, 只有加快农村社会保障体系的建立, 解决农民养老看病, 儿女上学问题, 才能进一步提升农民的消费意愿。

4.2 多方面多渠道的解决农民增收问题

4.2.1 从农村入手, 加大农业科研和农技推广的投入, 提高农业生产率, 降低生产成本;

同时鼓励规模化和机械化生产, 加快土地流转相关法律法规的完善, 鼓励地少不愿意从事农业生产的农民出让土地, 获得土地租金收入;加快农村金融体制改革, 减少农村居民贷款程序, 降低贷款门槛, 为农民扩大再生产提供资金支持;进行土地制度改革, 强化农民土地的经营权, 赋予拥有土地长期经营权的农民类似于土地所有权的权利, 发挥土地作为固定资产的许多经济和市场功能, 有利于农户将其作为固定资产作为抵押扩大再生产。

4.2.2 第二三产业入手, 改善就业环境, 转移农村富余劳动力。

将农村富余劳动力转移至城镇二三产业, 提高农业生产人口的人均收入;同时, 建立健全的就业市场体系, 加强对农村转移劳动力的就业培训指导, 促进劳动力的成功转移就业, 不仅有利于农民增收, 同时也提升了消费者对当前经济形势的满意度和对未来经济走势的预期乐观度, 使其对未来就业和个人收入增长预期乐观, 从而增强消费者即期消费意愿。

4.3 调整产业结构和市场产品结构, 适应消费结构的转型

现阶段吉林省农村居民已向小康型迈进, 消费呈现由低层次向中、高层次梯度上升的趋势, 特别是食品, 在满足基本需求后, 应适当的发展绿色食品市场;同时可以组织一些“建材下乡”、“文化科技下乡”等活动, 满足农村居住日益增长的住房消费需求及精神消费的需求, 同时给农村带去有用的生产技术, 促进农村生产率的提高, 进一步提高农民收入, 形成良性循环。

4.4 整顿农村市场环境, 规范市场次序

近几年, 在城市市场加大假冒伪劣产品之后, 很大假冒伪劣产品都将目光转移到农村市场, 极大的扰乱了农村市场的次序, 使广大农村消费者权益受损但无地追偿, 降低了那些远离城市农户的消费意愿。因此政府应该严抓农村市场次序, 打击假冒伪劣商品;鼓励有条件的大型企业下乡开连锁店, 即可以在农村促销一些在城里积压但质量较好的商品, 农村居民也得到实惠和质量的保证, 有力地满足了农村居民由温饱型向小康型消费过渡阶段追求质量的消费特点, 提高农户消费意愿, 实现资源的有效分配。

4.5 通过政府和媒体引导农民消费, 优化农村消费结构

通过家电下乡, 鼓励发展农村服装市场, 使家庭用品及衣着等高收入弹性值的消费需求得到顺利实现。通过改变消费观念、进行消费示范、拓展农村消费市场的政策等, 引导农村居民合理消费。特别是, 农村整体文化教育消费水平的提高, 不能仅仅依靠农村居民自身的积极性, 还必须通过政府大力扶持。另外, 加快农村文化娱乐设施建设, 积极开展农村居民喜闻乐见的文娱活动, 对于杜绝农村封建迷信, 纠正乡村陋习, 提高全民族文化素质, 有着及其重要的意义。

参考文献

[1]《吉林统计年鉴》编委会, 《吉林统计年鉴-2010》, 中国统计出版社, 2010年.

[2]刘惠英、顾焕章, 江苏农民消费结构分析[J].中国农村观察, 2005, (5) .

[3]徐洪水, 基于ELES的中国城乡居民消费结构比较分析[J].上海金融, 2009, (10) .

[4]黄季焜, 对农民收入问题的一些思考[J].经济理论与经济管理, 2000, (1) .

ELES模型第2篇

摘要：利用2000—2010年城镇居民国内旅游消费数据和ELES模型从边际消费倾向、基本需求、收入弹性及价格弹性四方面实证分析城镇居民的国内旅游消费结构，得出结论为城镇居民国内基本旅游消费与非基本旅游消费比例关系有待进一步协调。为更好地完善国内旅游消费市场和优化国内旅游消费市场结构，应从加快旅游法制化进程、解决旅游供需结构性矛盾等方面做出努力。

关键词：ELES模型；城镇居民；旅游消费结构；基本旅游消费；非基本旅游消费；边际消费倾向；自价格弹性；交叉价格弹性

中图分类号：F592.3 文献标识码：A 文章编号：1007-2101（2014）04-0082-05

一、引言

对国内居民旅游消费结构研究现状进行简单梳理，主要有几个不同的关注点。一是对具体区域国内旅游消费结构的研究，如邓清南（2005）[1]、孙元欣（2009）[2]、王忠福等（2009）[3]、庞田田（2011）[4]分别关注了四川、上海、大连和安徽的国内旅游消费结构现状及存在的问题，并提出相应的政策建议；二是对全国城镇或整体国内旅游消费结构的研究，如李一玮和夏林根（2004）[5]、尤慧和陶卓民（2006）[6]、周文丽和李世平（2010）[7]分别用定性和定量方法研究了国内城镇居民旅游消费结构及全国城乡居民国内旅游消费结构的现状和变化规律；三是对国内热点城市旅游消费结构的比较分析，如贾英（2008）[8]就对中国居民的入境旅游消费结构进行了研究，主要引入旅游消费结构高级化指数，选取北京、上海、广州等中国六大旅游热点城市为研究对象，横向和纵向比较了不同城市的旅游消费结构。以上文献从不同方面关注了当前中国居民的旅游消费结构问题。城镇居民作为旅游消费的主体，采用最新数据专门对其国内旅游消费结构进行实证分析很有必要。基于此，本文利用ELES模型，收集2000—2010年相关统计数据，对城镇居民旅游消费结构进行分析，以期为旅游产业结构优化提供一定的参考。

二、城镇居民国内旅游消费结构现状

游客在旅游过程中所消费的不同类别消费资料的构成关系称为旅游消费结构。居民旅游消费主要包括“吃、住、行、游、购、娱”六个方面不同类别的消费需求，这是从旅游用途不同的角度进行划分。如果从旅游消费的重要性角度进行划分，主要可包括基本性旅游消费和非基本性旅游消费。旅游过程中居民用于交通、住宿、餐饮、游览等方面的消费，一般属于基本旅游消费范畴，这类消费往往是旅游活动中必需且基本稳定的消费。另一类消费如购物、娱乐、通讯、医疗等方面的消费，是并非每次旅游活动都必需的具有较大弹性的消费，一般属于非基本旅游消费的范畴。在旅游业发展水平较高时，居民在旅游消费支出中用于非基本旅游消费的部分占有比例越大；相反，用于基本旅游消费的部分占有比例越大。

随着城镇居民国内旅游消费市场迅速发展，旅游消费结构也发生着重要变化。如表1所示，按用途不同，城镇居民国内旅游消费中长途交通花费比重相对较高，2000年占旅游消费支出的29.25%，近两年这一比重有所下降，2010年这一比重达到21.6%。在所有用途中，邮电通讯比重相对较低，且十余年这一比重变化幅度不大，2010年为0.8%。总体来说，城镇居民国内旅游消费支出中用于交通、住宿、餐饮、游览等基本旅游消费的比重较高，购物、娱乐、通讯、医疗等非基本旅游消费支出比重较低。2000年，中国城镇居民国内非基本旅游消费比重仅为27.73%，基本旅游消费比重高达72.27%；随着人均收入水平提高和旅游产业发展，2010年这一比例关系发生了变化，城镇居民国内基本旅游消费比重为57.3%，非基本旅游消费比重为42.7%，基本旅游消费仍占据主导地位（如表2所示）。目前发达国家非基本旅游消费比重达60%左右，我国离这一比重还有距离。

三、ELES模型简介及数据说明

（一）ELES模型简介

经济学家Liuch基于计量经济学家Stone的前期研究成果，在1973年推出扩展线性支出系统模型，简称ELES模型。[9] [10]这是一种需求函数系统，可用于分析消费结构问题。基于分析目的的需要，本文主要采用ELES模型实证研究中国城镇居民国内旅游消费的结构问题。

ELES模型在分析消费结构问题时，有两个基本的假设条件：（1）消费者在对商品和服务进行消费时，需求可分为基本消费需求和非基本消费需求两部分，前者与居民收入水平不相关，并且居民收入将优先满足基本消费需求，之后剩余的部分才能用于满足非基本消费需求，并且对非基本消费需求的支出应按照某种边际消费倾向进行安排；（2）某一时期居民的收入和各种商品的价格将决定对各种商品和服务的需求量。ELES模型基本形式可描述如下：

（二）数据来源及说明

基于旅游消费结构的内涵、分类及研究的目的，本文将城镇居民国内旅游消费分为长途交通、住宿、餐饮、市内交通、景区游览、邮电通讯、娱乐、购物和其他服务9类（以下简称“9类旅游消费”）。采取数据为2000—2010年年度时间序列数据，指标选取主要有各年城镇居民人均可支配收入、各年城镇居民出游人次、消费总额以及长途交通等9类单项消费支出。

用各年城镇居民人均可支配收入乘以各年城镇居民出游人次来表示总收入Y；用城镇居民旅游总支出乘以长途交通等9项消费在总支出中所占比例计算出各项年消费金额PiQi，i=1，2，……，9。其中旅游花费构成、旅游支出及旅游人次数据均来自于各年《中国国内旅游抽样调查资料》，城镇居民人均可支配收入数据来自于各年《中国统计年鉴》。

四、基于ELES模型的城镇居民国内旅游消费结构实证分析

（一）MPC分析（消费边际倾向分析）

ELES模型中参数Ai和Bi的估计值如表3所示。估计值主要基于2000—2010年各项消费支出数据和各年城镇居民可支配收入数据，利用Eviews6.0进行回归得出。分析表3的回归结果可以得出在显著性水平为1%的条件下，城镇居民9类旅游消费参数Bi的估计值均通过检验。分析t统计量及F统计量，并结合DW值及自相关图，判断回归结果较好。判定系数R2除了住宿项目为0.847外，其余均在0.90以上，说明模型整体拟合效果比较好。对表3中Bi参数估计值进行简单计算，可知城镇居民国内旅游边际消费倾向在2000—2010年间为0.038 2，意味着每增加100元的可支配收入中，将有3.82元用于国内旅游消费上。在增加的3.82元中，用于购物支出所占的份额最多，为1.07元，占支出增量的28.1%；接下来是长途交通、餐饮及其他支出较为平均，为0.7元左右；支出最少的为邮电通讯项目，仅为0.04元。而这些消费中，非基本旅游消费如邮电通讯、文娱、购物以及其他消费的边际消费倾向为0.018 9，基本旅游消费如住宿、交通、游览、餐饮方面边际消费倾向为0.019 3，两者消费比例大致相当。endprint

（二）基本需求分析

根据估计结果，利用（5）式我们可以计算出2000—2010年我国城镇居民国内旅游消费性支出中用于基本需求的具体数值（见表4）。

居民为保证劳动力的正常再生产，在社会经济发展水平一定的前提下，产生的对劳务和商品的基本消费量的需求称为基本需求。从表4可以看出，2000—2010年城镇居民国内旅游基本需求支出分列前三位的是长途交通、住宿以及餐饮，分别为577.81元、323.27元和261.23元。住、食、行都是居民维持日常生活所关注的基本项目，符合实际情况。而位居倒数的项目有邮电通讯、文娱，说明城镇居民在国内旅游中这两项的基本需求支出较少。

（三）需求收入弹性分析

假定价格不变，城镇居民年总可支配收入变动1%引起的国内旅游消费量变化的百分比即为城镇居民国内旅游消费需求的收入弹性。2000—2010年我国出游城镇居民年总可支配收入平均为74 785.885 6亿元。城镇居民国内旅游各类消费需求的收入弹性主要基于参数估计结果，利用（6）式计算得出（见表5）。

从表5可以看出，城镇居民的购物消费收入弹性系数最大为0.913 1，说明居民收入发生变化时，对购物消费需求的影响最大。城镇居民基本旅游消费需求的收入弹性较小，如市内交通、住宿、长途交通的收入弹性分别为0.411 2、0.348 9和0.481 4。总体来看，娱乐、购物等非基本旅游消费需求的弹性收入比较大，交通、住宿等基本旅游消费需求收入弹性较小，说明城镇居民收入发生一定量的增减变化对非基本旅游消费需求的影响往往大于对基本旅游消费的影响。

（四）需求价格弹性分析

价格弹性是在假定其他条件不变的前提下，商品价格变化1%所引起的消费量的变动幅度。旅游消费需求价格弹性主要考察旅游消费量随着旅游产品价格变动1%的反应程度。如果要考察某种旅游商品对另一种旅游商品需求量的影响，主要用交叉价格弹性表示。如果要反映某一类旅游商品价格变化对自身需求量的影响，主要用自价格弹性表示。表6显示了根据参数估计结果并利用（8）式、（9）式计算的各类旅游消费的需求价格弹性。

对中国城镇居民2000—2010年国内旅游消费的需求价格弹性进行分析，城镇居民的9类旅游商品消费需求通常受自身价格影响较大，受其他价格影响较小，表现为各类旅游消费需求的自价格弹性系数绝对值往往大于互价格弹性系数绝对值。在城镇居民国内旅游的各项消费中，购物价格的变动对购物消费需求量的影响最大，餐饮价格的变动对餐饮消费需求量的影响最小，这说明在各类旅游消费中购物消费的自价格弹性绝对值最大，而餐饮消费的自价格弹性系数绝对值最小。总体来说，城镇居民非基本旅游消费价格变化对消费需求的影响大于基本旅游消费价格变化对消费需求的影响，表现在邮电通讯、文娱、购物等非基本旅游消费的自价格弹性系数绝对值大于住宿、餐饮等基本旅游消费的自价格弹性系数绝对值。此外，城镇居民国内各类旅游消费需求受其他旅游商品价格的影响较小，互价格弹性系数的绝对值均小于1，小于各项旅游消费商品的自价格弹性的绝对值。相对而言，城镇居民长途交通的价格变动对其他项目的消费需求影响较大。各旅游产品互价格弹性系数均为负值，反映出各旅游产品之间具有较强的互补性，某一旅游产品价格的上升会引起另一旅游产品需求量的反方向变动。

五、结论及建议

从城镇居民的基本旅游消费和非基本旅游消费看，基本旅游消费边际消费倾向与非基本旅游消费边际消费倾向基本持平，在单个消费中，购物的边际消费倾向最高；城镇居民基本需求支出投向最高的仍然是基本旅游消费项目，如交通、住宿、餐饮等。从需求收入弹性看，城镇居民国内非基本旅游消费需求受收入增减变化的影响要大于基本旅游消费需求。城镇居民国内9类旅游消费自价格弹性系数绝对值大于互价格弹性系数绝对值，说明不同旅游消费品的需求量受其他旅游消费品价格的影响较小，受其自身价格的影响较大。

针对当前城镇居民国内旅游消费结构现状，为更好地完善国内旅游消费市场和优化国内旅游市场消费结构，可考虑如下建议：一是加快旅游法制化进程，规范国内旅游消费市场秩序，切实保障居民旅游消费权益；二是完善国内旅游市场基础设施建设和公共服务体系建设，提升居民旅游消费意愿；三是相对增加居民可支配收入，继续完善城镇居民社会保障制度和带薪休假制度，提高居民旅游消费能力；四是认真审视国内旅游市场结构性矛盾问题，协调好基本旅游消费与非基本旅游消费比例关系，加强度假休闲和个性化旅游产品供给，充分考虑旅游消费者的需求。

参考文献：

[1]邓清南.四川省国内旅游消费结构探析[J].成都电子机械高等专科学校学报，2005，（2）：57-62.

[2]孙元欣.上海旅游消费结构与贡献度的宏观分析[J].华东经济管理，2009，（12）：1-3.

[3]王忠福，王尔大，等.大连城市旅游目的地国内旅游消费结构聚类分析[J].大连理工大学学报（社会科学版），2009，（1）：68-74.

[4]庞田田.安徽省国内旅游消费结构问题探析[J].科技创业，2011，（1）：1-5.

[5]李一玮，夏林根.国内城镇居民旅游消费结构分析[J].旅游科学，2004，（2）：30-38.

[6]尤慧，陶卓民.国内旅游消费结构存在问题及优化研究[J].江苏商论，2006，（8）：62-63.

[7]周文丽，李世平.基于ELES模型的城乡居民国内旅游消费结构实证分析[J].旅游科学，2010，（6）：29-38.

[8]贾英.中国6大热点城市入境旅游消费结构比较研究[J].旅游科学，2008，（6）：13-17.

[9]陈燕武.消费经济学——基于经济计量学视角[M].北京：社会科学文献出版社，2008：111-113.

[10]范建平.居民消费与中国经济发展[M].北京：中国计划出版社，2002：179-183.

责任编辑、校对：艾岚endprint

（二）基本需求分析

根据估计结果，利用（5）式我们可以计算出2000—2010年我国城镇居民国内旅游消费性支出中用于基本需求的具体数值（见表4）。

（三）需求收入弹性分析

（四）需求价格弹性分析

五、结论及建议

参考文献：

[1]邓清南.四川省国内旅游消费结构探析[J].成都电子机械高等专科学校学报，2005，（2）：57-62.

[2]孙元欣.上海旅游消费结构与贡献度的宏观分析[J].华东经济管理，2009，（12）：1-3.

[3]王忠福，王尔大，等.大连城市旅游目的地国内旅游消费结构聚类分析[J].大连理工大学学报（社会科学版），2009，（1）：68-74.

[4]庞田田.安徽省国内旅游消费结构问题探析[J].科技创业，2011，（1）：1-5.

[5]李一玮，夏林根.国内城镇居民旅游消费结构分析[J].旅游科学，2004，（2）：30-38.

[6]尤慧，陶卓民.国内旅游消费结构存在问题及优化研究[J].江苏商论，2006，（8）：62-63.

[7]周文丽，李世平.基于ELES模型的城乡居民国内旅游消费结构实证分析[J].旅游科学，2010，（6）：29-38.

[8]贾英.中国6大热点城市入境旅游消费结构比较研究[J].旅游科学，2008，（6）：13-17.

[9]陈燕武.消费经济学——基于经济计量学视角[M].北京：社会科学文献出版社，2008：111-113.

[10]范建平.居民消费与中国经济发展[M].北京：中国计划出版社，2002：179-183.

责任编辑、校对：艾岚endprint

（二）基本需求分析

根据估计结果，利用（5）式我们可以计算出2000—2010年我国城镇居民国内旅游消费性支出中用于基本需求的具体数值（见表4）。

（三）需求收入弹性分析

（四）需求价格弹性分析

五、结论及建议

参考文献：

[1]邓清南.四川省国内旅游消费结构探析[J].成都电子机械高等专科学校学报，2005，（2）：57-62.

[2]孙元欣.上海旅游消费结构与贡献度的宏观分析[J].华东经济管理，2009，（12）：1-3.

[3]王忠福，王尔大，等.大连城市旅游目的地国内旅游消费结构聚类分析[J].大连理工大学学报（社会科学版），2009，（1）：68-74.

[4]庞田田.安徽省国内旅游消费结构问题探析[J].科技创业，2011，（1）：1-5.

[5]李一玮，夏林根.国内城镇居民旅游消费结构分析[J].旅游科学，2004，（2）：30-38.

[6]尤慧，陶卓民.国内旅游消费结构存在问题及优化研究[J].江苏商论，2006，（8）：62-63.

[7]周文丽，李世平.基于ELES模型的城乡居民国内旅游消费结构实证分析[J].旅游科学，2010，（6）：29-38.

[8]贾英.中国6大热点城市入境旅游消费结构比较研究[J].旅游科学，2008，（6）：13-17.

[9]陈燕武.消费经济学——基于经济计量学视角[M].北京：社会科学文献出版社，2008：111-113.

[10]范建平.居民消费与中国经济发展[M].北京：中国计划出版社，2002：179-183.

ELES模型第3篇

1 ELES模型的估计

ELES模型一般形式为:

利用河南省统计年鉴提供的2013年城镇居民按收入等级划分的收入和各项消费支出构成的截面数据 (城镇居民的收入水平可划分为最低收入户、低收入户、较低收入户、中间收入户、较高收入户、高收入户和最高收入户共7个等级;居民消费分为食品、衣着、居住、家庭设备用品及服务、医疗保健、教育文化娱乐服务和杂项商品和服务共8大类) , 用Eviews5.0进行ELES模型分析。得到估计结果, 如表1所示。

2 河南省城镇居民消费结构的静态分析

2.1 边际消费倾向分析

由表1得8项消费类别的边际消费倾向总和, 即我省城镇居民在新增的可支配收入中, 将有51.1%用于这8项生活消费支出, 其余的48.9%的可支配收入将用于储蓄, 说明我省城镇居民的消费倾向还比较低。

其中食品的边际消费倾向最大, 占10.9%, 其次交通和通信的边际消费倾向占9.5%, 衣着占6%, 教育文化娱乐服务占5.9%, 家庭设备用品及服务占5.6%。这说明我省城镇居民在确保了基本需求支出后, 食品及交通和通信是新增购买力的投向热点。同时衣着、教育文化娱乐服务、家庭设备用品也需求旺盛。说明随着可支配收入的提高, 我省城镇居民更偏重于交通工具的改善、高档衣着和教育文化娱乐消费。

2.2 需求收入弹性分析

由表2得8项消费的需求收入弹性均为正值, 说明随着我省城镇居民收入的增加, 对各项生活消费的需求量也会增加。其中食品的需求收入弹性最小为0.497, 这主要取决于食品的需求刚性, 即对食品的需求随收入增加趋于稳定。从弹性的大小来看, 食品、教育文化娱乐服务、衣着、居住、医疗保健、家庭设备用品的需求收入弹性均小于1, 说明这些消费品对河南省城镇居民来说为生活必需品, 与人们收入的增加并没有太大关系。而交通和通信以及杂项商品和服务的需求收入弹性均大于1, 说明这些消费品属于奢侈品, 对收入变动的敏感性较大。随着收入的增加, 居民会侧重于增加交通和通信等奢侈品的消费, 也说明河南省城镇居民的消费结构由低层次向高层次发展。

3 河南省城镇居民消费结构的动态分析

利用河南省统计年鉴提供的2007~2013年按收入等级分的可支配收入和消费支出的数据, 运用同样的方法进行ELES模型分析。

3.1 边际消费倾向的动态分析

如图1所示, 从边际消费倾向的大小来看, 河南省城镇居民的边际消费倾向可以分为高、中、低三个层次。食品和交通与通信的边际消费倾向在0.9~0.13之间波动, 处于较高层次;医疗保健和杂项商品和服务的边际消费倾向在0.25~0.45之间波动, 处于较低层次, 其他项消费支出的边际消费倾向处于中等层次。食品消费是最基本的消费需求, 在人们的消费支出中占有重要比重, 而交通和通信与食品的消费需求位于同一高层次, 说明河南省城镇居民对交通和通信的重视程度很大, 可与食品相类比, 随着收入增加, 人们愿意花更多的钱支出于交通和通信工具, 如家庭汽车、手机和电脑等。而医疗保健的边际消费倾向一直位于较低层次, 说明河南省城镇居民的医疗保健意识较薄弱。

从边际消费倾向的变化趋势来看, 食品的边际消费倾向呈小幅下降趋势, 一方面是由于食品消费支出的刚性, 食品的边际消费倾向变化不大;另一方面说明随着生活水平的提高, 人们的食品消费支出在总消费支出中的比重下降, 这与恩格尔系数的下降是一致的。家庭设备消费支出呈小幅上升趋势, 即随着收入增加, 河南省城镇居民愿意花较多的钱购买家庭设备用品等高档消费品。边际消费倾向总和在2007~2009年呈上升趋势, 2009~2013年呈下降趋势, 说明河南省城镇居民随着收入的提高更倾向于储蓄和投资。但这并不一定表明居民的收入盈余增多, 储蓄率高可能是居民对未来的负面预期, 为规避风险造成的, 如在住房、子女教育、养老等方面有后顾之忧, 从而会造成河南省的内需不足。

3.2 基本需求支出的动态分析

如图2所示, 从基本需求支出的大小来看, 食品的基本需求支出依然居于首位, 其次为教育文化娱乐服务、医疗保健、和居住, 而家庭设备用品及服务、交通和通信的基本需求支出最小。说明无论收入高低, 河南省城镇居民对教育文化的重视程度普遍较高。而对于家庭设备和交通工具这些高档消费品的基本需求支出较小, 说明河南省城镇居民的贫富差距较大, 限制了高档消费品的消费需求。

从基本需求支出的变化趋势来看, 河南省城镇居民的各项基本需求支出, 均表现为共同的变化趋势。由于2008年金融危机的影响, 2008~2010年各项基本需求支出均表现为下降的趋势, 其中交通和通信下降速度最快, 受金融危机的影响最大。2010年以后, 各项基本需求支出开始回升。2010~2013年, 整体大致呈上升趋势。说明随着可支配收入的提高, 河南省城镇居民的各项基本需求支出也持续上升。

3.3 需求收入弹性的动态分析

交通和通信的需求收入弹性最大, 除2007年外, 都大于1, 并且呈下降趋势;说明对交通和通信的消费的增长将快于收入的增长, 而不断下降则说明交通和通信将逐渐成为生活必需品。其次是杂项商品和家庭设备用品及服务, 大小在0.9以上且呈上升趋势, 说明随着居民收入的增加, 居民会增大家庭设备用品及服务的消费需求, 其发展潜力很大;食品、衣着、教育文化娱乐服务的需求收入弹性基本趋于稳定, 说明对这些消费品的消费将趋于稳定, 未来其消费增加主要取决于人口的增长。

4 结论与建议

4.1 提高城镇居民收入, 完善收入分配制度

由基本消费支出分析可知, 河南省城镇居民的温饱问题已经解决, 消费结构将随收入的提高向高层次升级。模型表明收入是影响消费支出的最重要因素, 只有提高河南省城镇居民的收入, 才能从根本上激发居民的消费心理, 扩大消费支出。人们对交通和通信、家庭设备等高档消费品的基本需求较小, 主要受限于收入水平的差距。因此不但要在量上增加居民收入, 还要在结构上完善分配制度。收入分配越是平均, 河南省的平均消费倾向就会越大。

4.2 顺应消费升级趋势, 促进产业结构升级

由收入需求弹性分析可知, 人们对外出和信息获取的需求将会增大, 交通和通信将会成为新的购买热点, 其行业发展潜力巨大。随着居民收入的提高, 人们更加关注子女教育、家人健康等精神消费。说明城镇居民的消费结构由物质型转向享受型和发展型, 因此河南省应积极调整产业结构, 适应居民消费的升级。消费品供给商应积极推动技术创新, 推进产品的更新换代。尤其应大力发展交通和通信、家庭设备用品和服务产业, 生产出物美价廉的消费品, 满足河南省城镇居民的消费需求。

参考文献

ELES模型第4篇

随着我国商品供求关系的转变, 培育农村市场、开发农民消费需求成为学术界和政府谋求城乡协调发展、构建和谐社会的焦点之一。黑龙江省是东北地区的一个农业大省, 在制定拉动黑龙江消费需求的政策时, 必须要重视农村居民当前的消费状态和消费结构。目前关于黑龙江农村居民消费问题的研究并不多, 对近年来消费结构的分析更是少见。为此, 本文运用扩展线性支出系统模型, 对20072008年黑龙江农村居民的消费结构进行定量分析。

2 扩展线性支出系统 (ELES) 模型的构建与检验

2.1 扩展线性支出系统 (ELES) 模型的建模机理

在研究消费需求时, 目前国际上广泛采用的是扩展线性支出系统 (ELES) 模型。扩展线性支出系统模型是由经济学家CLuch于1973年在英国经济学家RStone于1954年首先提出的线性支出系统模型的基础上加以改进而得到的一种需求函数系统。

ELES模型的表达式为:

undefined

Ci为消费者对第i种商品的消费支出;Pi为第i种商品的价格;Xundefined为第i种商品的基本需求量;PiXundefined为第i种商品的基本需求支出;n为商品种类;Y为家庭收入;undefined是消费者对所有其他商品的基本需求支出;βi为第i种商品的边际消费倾向。

扩展线性支出系统 (ELES) 模型的基本含义是:给定收入水平Y和价格Pi, 消费者将首先购买各种基本消费品PiXundefined, 剩下的收入 (Y-undefined按一定比例βi在各类消费支出之间进行分配。

令αi=PiXundefined-βiundefined, 于是:

Ci=αi+βiY (2)

(2) 式是一个一元线性方程, 通过回归计算可以对参数进行估计。

2.2 黑龙江农村居民ELES参数计算结果及检验

本文利用SPSS软件对2007年和2008年黑龙江农村居民人均纯收入和人均消费总支出及其构成因素的截面数据进行回归分析, 得到扩展线性支出系统模型 (2) 的各参数估计值, 见表1。

常数项α和系数β在5%的置信水平下的通过显著性检验, 说明模型的估计效果很好。从相关性来看, 2007年最小的相关系数R=0.877, 2008年最小的相关系数R=0.809, 说明黑龙江省农村居民的消费总支出及各类消费支出与人均纯收入之间存在着很强的正相关关系。从拟合优度来看, 2007年最小的判定系数R2=0.769, 2008年最小的判定系数R2=0.655, 说明回归分析的拟合优度良好。

注:tα、tβ为对应参数估计的t检验值。

3 黑龙江省农村居民消费结构分析

3.1 边际消费倾向分析

边际消费倾向βi反映了增加的可支配收入中用于消费的比重, 各类消费品的消费倾向体现了居民新增购买力的投向。分析结果表明, 2007年、2008年黑龙江农村居民边际消费倾向分别为0.259和0.292, 意味着黑龙江农村居民在满足其基本需求的基础上, 新增收入中用于增加消费需求的部分很低, 储蓄率非常高。出现如此高的储蓄率的主要原因是农民纯收入增长相对缓慢, 而与之对应的是相对高昂的医药费用、子女教育费用等, 从而使农村居民形成了不确定预期。2008年农村居民每增加100元纯收入, 会引起消费增加25.8元, 其中9.1元用于增加居住支出, 5.8元用于增加食品支出, 4.8元用于增加交通和通信支出, 3.1元用于增加医疗保健支出, 3元用于增加文教娱乐支出。

从排序上看, 2007年和2008年排在第1位的都是居住支出, 意味着黑龙江农村居民现阶段对居住消费非常重视, 收入水平提高后, 农民首先关注的就是改善居住条件, 主要原因在于黑龙江农村以往居住条件差。稳定地排在第2位的是食品支出, 这符合较落后的农村居民的消费特征。交通和通信支出、医疗保健支出的边际消费倾向及其排序呈上升趋势, 这和农村基础设施的改善、电话机普及程度进一步提高以及新型农村合作医疗及其对农民潜在的健康需求的激活有直接的关系, 其中, 在通信设备方面, 移动电话开始大范围进入黑龙江农村, 且增长速度非常快, 每百户拥有量从2007年的93.6部猛增至2008年的112.5部。文教娱乐用品及服务支出的边际消费倾向比较稳定, 这是因为日益关注子女教育的农村居民已越来越把这项支出作为基本消费支出的一个重要组成部分, 这一点可以从下面的分析中得以验证。

3.2 基本消费支出分析

基本消费总支出undefined, 各类商品的基本消费支出undefined。具体计算结果见表2。

从表2可以看出, 2007年黑龙江农村居民人均基本消费总支出为2788.1元, 2008年人均基本消费总支出为3431.5元。居民基本消费需求支出和贫困标准关系密切。2007年农村低收入户和中等偏下收入户的人均纯收入分别为1664.5元和2493.3元, 2008年最低收入户和中等偏下收入户的人均纯收入分别为1330.5元和3126.4元, 均比基本消费需求支出少, 需要社会救济。这些信息可作为制定黑龙江农村居民最低生活保障线的依据。

基本消费支出占实际消费支出的比重反映人民的生活水平和生活质量。2007年和2008年基本消费总支出占实际消费支出的比重分别为89.4%和89.2%, 由此可见, 虽然目前黑龙江农村居民的基本消费支出占实际消费支出的比重略有下降, 但因其占实际消费的比重很大, 所以黑龙江农村居民当前仍以生存型消费为主。其中, 2008年食品基本消费支出占实际消费支出的比重为93.51%, 即有将近94%的食品开支是满足生存型消费需求, 只有6%是满足享受型消费。此外, 家庭设备用品及服务、衣着、文教娱乐用品及服务和其他商品及服务的基本消费支出占其各自实际消费支出的比重也都在90%以上, 意味着黑龙江农村居民的生活质量和生活水平有待进一步改善。

从基本消费支出结构可以看出, 黑龙江农村居民在食品上的基本支出最多, 民以食为天, 吃在农村居民的消费中仍占据主导地位;其次是居住支出。此两项基本消费支出占2007年基本消费总支出的57.26%, 2008年为56.18%。文教娱乐方面的基本消费支出从2007年的第4位上升为2008年的第3位, 主要是由于农村居民在教育服务上花费了大量的收入所引起的, 随着黑龙江农村居民对子女教育的日益重视, 该项支出日渐成为家庭消费支出中越来越大的一个基本组成部分。交通和通信支出的边际消费倾向虽然在不断增加, 但在基本消费支出结构中的比重却在下降, 它意味着该项消费本身并不是必需的开支, 只有当收入增加到一定程度后, 它才能有大幅度的增长。医疗保健项目是基本需求的一个重要方面, 但是从基本消费需求角度看, 其排序并不靠前, 说明黑龙江农村居民对医疗保健仍处于被动消费的状态, 从边际消费倾向角度看, 其边际消费倾向有所上升, 说明此项消费也是只有当收入达到相当水平后才会大幅增加。衣着、家庭设备用品及服务、其他商品及服务支出的边际消费倾向和基本消费需求均稳定地排在后三位, 这与黑龙江农村居民长期养成的生活消费习惯和收入水平有关。从统计数据中可以看出, 黑龙江农村居民对洗衣机、微波炉、电冰箱、空调机、摩托车、抽油烟机、热水器及照相机等项目的消费支出仍然有限。其中, 2008年黑龙江农村居民每百户电冰箱的拥有量仅为35.2台;空调机每百户的拥有量为0.6台, 而全国农村居民的平均水平为9.82台;抽油烟机、摩托车和照相机等的拥有量也都低于全国农村居民的平均水平, 说明黑龙江农村居民拥有的耐用消费品数量、质量和档次虽然有所提高, 但仍然缺乏动力, 需要进一步的提高和改善。

3.3 弹性分析

需求收入弹性EYi= (∂Xi/∂Y) (Y/Xi) =βiY/Ci, 反映第i种商品的消费支出对收入变动的敏感程度。需求自价格弹性Eii= (∂Xi/∂pi) (Pi/Xi) = (1-βi) PiXundefined/Ci-1, 反映第i种商品的消费支出对其价格变化的敏感程度。2007年和2008年黑龙江农村居民的需求收入弹性和自价格弹性值见表3。

从表3可以明显看出, 黑龙江农村居民的需求收入弹性和自价格弹性普遍较低, 这和前面分析中所得出的基本消费占实际消费的比重很大的结论是一致的。相对而言, 2007年, 其他商品和服务、居住、家庭设备用品及服务的需求收入弹性较大, 即对收入的敏感程度相对较高一些。2008年, 收入的增长对交通和通信、居住和医疗保健的支出增长有较明显的刺激作用。自价格弹性均为负值, 符合经济学意义, 但绝对值普遍很低, 说明当前黑龙江农村居民各类消费支出对其价格变动反应不灵敏, 这是在以基本消费需求为主的消费结构中必然出现的结果。

4 结论

黑龙江农村居民当前的消费倾向较低, 主要以生存型消费为主, 基本消费支出主要集中于食品和居住方面, 交通和通信、文教娱乐和医疗保健项目的消费需求尚未被充分激发出来, 具有一定的发展潜力, 而衣着、家庭设备用品及服务、其他商品和服务项目上的消费需求则明显不足。各类消费需求的刚性现象比较明显。

摘要：本文利用2007—2008年黑龙江省农村居民家庭人均纯收入和消费支出的截面数据, 运用扩展线性支出系统模型, 从边际消费倾向、基本消费支出和弹性三个方面, 对黑龙江省农村居民的消费支出结构进行了定量分析。结果表明, 黑龙江省农村居民的边际消费倾向很低, 基本消费支出在实际消费支出中所占的比重很大, 其中, 食品和居住两项的基本消费支出所占的比重最大, 是黑龙江农村居民目前的消费重点, 交通和通信、文教娱乐和医疗保健项目的消费具有一定的发展潜力。农村居民的生活质量和生活水平有待进一步改善。

关键词：ELES模型,农村居民,消费结构

参考文献

[1]何庆光.基于扩展性支出模型的广西城镇居民消费需求分析[J].改革与战略, 2005 (11) :19-23.

[2]黄颐琳, 刘社建.基于ELES模型的上海城镇居民消费结构动态变迁分析[J].上海经济研究, 2007 (6) :52-58.

[3]孙慧钧.中国西部地区农村居民消费结构分析[J].财经问题研究, 2007 (3) :81-86.

ELES模型第5篇

1 中国城市居民食品消费现状

对于中国城市居民的食品消费现状, 本文将从食品消费整体状况和食品消费结构两方面来描述。

其一, 城市居民食品消费整体状况除了由食品消费人均支出指标 (见表1) 可以表示外, 还可以用城市居民恩格尔系数来描述。

从表1的食品消费人均支出额不难看出, 自2003年以来, 随着我国城市居民人均可支配收入的不断提高, 用于食品方面的绝对支出也不断增加, 从2003年的2416.9元增至2012年的6040.9元, 10年间增长了两倍。

食品消费支出占总支出的比重为恩格尔系数, 该系数值越大, 说明生活越贫困, 相反说明越富裕。而且根据恩格尔定律, 在其他条件不变的情况下, 随着收入水平的提高, 食品支出占总消费支出的比重有逐渐下降的趋势。由图1可知, 我国城市居民的消费状况符合恩格尔定律, 恩格尔系数从2003年的37.1%下降为2013年的35%。另外据联合国粮农组织制定的标准, 恩格尔系数在59%以上为贫困, 50%~59%为温饱, 40%~50%为小康, 30%~40%为富裕, 低于30%为最富裕。结合图1数据可以看出, 2003年以来, 我国城市居民生活已经达到富裕水平, 并在向最富裕水平逼近, 居民的生活状态开始向追求生活质量的发展型和享受型转变。其二, 城市居民的食品消费结构可以由各食品消费支出比例来反映。

数据来源:2004~2014年《中国统计年鉴》.

按照《中国统计年鉴》的划分, 我们可以将食品种类分为粮食、肉禽及其制品、蛋类、水产品、奶及奶制品、以及其他食品。在这几种类别中, 我们可以从表1数据中看出在研究期2003~2012年间, 城市居民各类食品的消费量逐年上升, 所占比例虽然有反复, 但基本保持不变, 其中肉禽及其制品所占比例最多, 粮食和水产品其次。

由此可见, 一方面城市居民对各类食品的需求增长速度和其可支配收入的增长速度是息息相关的, 粮食、肉禽及其制品、蛋类、水产品、奶及奶制品是其生活的最基础必需品, 它们给居民带来的效用只会随消费量的增加而增大;另一方面城市居民有能力在各类食品上增加开支, 但不管绝对开支增长多少, 其更愿意在肉禽类食品付出较多的支出, 说明其对食物质量和营养均衡的重视, 以及在食品选择上不受收入过多束缚的自由性。

数据来源:由2004~2013年《中国统计年鉴》数据计算所得。

2 ELES模型的构建与检验

2.1 ELES模型的构建

2.1.1 模型理论。

ELES (扩展线性支出系统) 模型假定某一时期人们对各种商品 (服务) 的需求量取决于人们的收入和各种商品的价格, 而且人们对各种商品的需求分为基本需求和超过基本需求之外的需求两部分, 并且认为基本需求与收入水平无关, 居民在基本需求得到满足之后才将剩余收入按照某种边际消费倾向安排各种非基本消费支出。

模型假设将人们的消费支出具体划分为i类, 则各类商品的消费支出可以表示为:

其中, Vi是对第i类商品的消费支出, Pi和qi分别为第i类商品的价格和基本需求量, bi为边际消费倾向, V0=∑Piqi为基本需求总支出, Y为收入水平。对 (1) 式进行展开得到Vi=Piqi+biY-biV0, 由于在同一截面上Pi、qi、bi、V0是已知不变的常数, 所以这一项只和i有关, 故可使ai=Piqi-biV0为常数, 则 (1) 式可表示为

在利用截面数据估计模型时, 由于各项基本支出在某年内基本上不变, 故 (2) 式是简单的回归模型, 借助于stata软件即可求得参数和的估计值。对ai=Piqi-biV0两端求和得到Σai=ΣPiqi-ΣbiV0= (1-Σbi) V0, 所以总基本支出V0=Σai/ (1-Σbi) , 各项基本支出Piqi=ai-biV0。

2.1.2 模型设计和所用数据。

由ELES模型结合本文所要研究的内容, 我们在此将Vi定义为城市居民对食品整体的消费支出以及对粮食、肉禽及其制品、蛋类、水产品、奶及奶制品和其它食品的消费支出, 其中i=1-7;由于无法将全国城市居民作为样本量一一列出, 故文中将Y定义为不同收入阶层的城市居民的可支配收入水平来代表整体城市居民, 按照《中国统计年鉴》的规定, 把收入阶层分为最低 (10%) 、较低 (10%) 、中等偏下 (20%) 、中等 (20%) 、中等偏上 (20%) 、较高 (10%) 、最高 (10%) 七个, 再加上平均水平, 一共有八组数据。文中采用的截面数据以2012年《中国统计年鉴》为准, 具体见表2。

数据来源:由2013年《中国统计年鉴》统计所得

在分析中, 以 (2) 式构建模型, 分别作Y和Vi的七次回归, 得到估计参数, 并由此得出相关分析结果。

2.1.3 参数估计。

文中对参数的估计采用OLS方法, 以得出使残差平方和RSS=Σni=1ei2=Σni=1 (Vi-V'i) 2尽可能小的模型参数, 其中Vi=V'i+ei=a'+b'Xi+ei, a'=ai, b'=bi。为达到目的, 需分别求RSS对的偏导数, 并令两个偏导数均等于0, 便得到以下方程:

将具体方程代入可得:

ΣVi=na'+b'ΣXi, ΣYiVi=a'ΣVi+b'ΣVi2 (4)

进一步推导可得:

以上是模型参数的估计量推导过程, 在计算过程中, 由于数据过于复杂, 故在此借助于stata软件进行回归分析, 表3是整理结果。

数据来源:根据《中国统计年鉴》数据由ELES模型算得。

这表示估计出的模型分别为:

食品-可支配收入:V1=2873.8630+0.1267Y (6)

粮食-可支配收入:V2=364.6399+0.0037Y (7)

肉禽及其制品-可支配收入:V3=836.1200+0.0134Y (8)

蛋类-可支配收入:V4=90.7724+0.0011Y (9)

水产品-可支配收入:V5=135.0361+0.0109Y (10)

奶及奶制品-可支配收入:V6=118.7865+0.0053Y (11)

其它食品-可支配收入:V7=1328.509+0.092247Y (12)

接下来将对估计模型进行经济意义、统计学、计量经济学三方面的检验。

2.2 ELES模型的检验

2.2.1 经济意义检验。

对于设定模型的参数来说, 参数的估计值的经济含义是当人均可支配收入增加1元时, 城市居民对食品的消费支出将增加的量。根据日常生活经验和普遍经济意义来看, 无论是食品整体还是粮食、肉禽及其制品、蛋类、水产品、奶及奶制品和其它食品, 人均可支配收入的增加都会带动居民对它们的需求, 从而提高对它们的消费支出, 故对于文中所研究的对象来说, 回归模型中都有参数bi>0。

从表3的估计结果来看, bi的估计值均大于0, 可见模型的设定符合经济意义。

2.2.2 统计学检验。

取α=0.05, t0.025 (6) =2.4469, F0.05 (1, 6) =5.987。由表3可以看出, 各统计量的t检验值均大于2.4469, F统计量均大于5.987, 这说明t检验值和F统计量均在5%的显著性水平下通过检验, 这表明模型的整体解释效果较好, 2012年我国城市各收入阶层居民的人均可支配收入对食品整体以及粮食、肉禽及其制品、蛋类、水产品、奶及奶制品和其它食品的消费支出的影响都是显著的。

从回归方程的判定系数R2来看, 除了蛋类食品外, 其他方程的判定系数均大于0.81, 有的甚至超过了0.97, 这表明模型的解释能力较好, 2012年我国城市各收入阶层居民的人均可支配收入与食品以及具体五类食品的消费支出有较强的线性关系, 这些食品消费支出变化的81%以上都可以由城市居民人均可支配收入的变化来解释;而蛋类食品的判定系数也达到了0.7703, 即人均可支配收入的变化能解释该项消费支出变化的77.03%。

2.2.3 计量经济学检验。

本文采用的是2012年全国各收入阶层城市居民家庭人均食品消费支出和可支配收入的截面数据, 一方面由于各收入阶层之间贫富差距较大, 可支配收入各不相同, 因此, 对各种食品的消费支出会存在差异, 这种差异使得模型很容易产生异方差性, 从而影响模型的估计和应用;另一方面由于Y的各收入阶层居民占比各有不同, 有的是按10%, 有的是按20%, 而由统计学可知, 一个组包括的样本量越大, 该组的平均值变异越小, 使用这种数据建立模型时数据本身的生成过程就体现了异方差。为此必须对模型是否存在异方差进行检验。

本文利用stata运用布罗施-培根检验来判断模型是否存在异方差性, 具体结果见表4。其中各个统计量的P值均远大于0.05, 故接受原假设, 在接受域内, 所得7个模型 (式 (6) — (12) ) 都不存在异方差性, 不需再做修正。

在此基础上, 文章将在下一部分对我国城市居民的食品消费进行实证分析, 具体有边际消费倾向、需求收入弹性、基本需求支出三方面。

3 中国城市居民食品消费实证分析

3.1 边际消费倾向分析

边际消费倾向是反映人们消费偏好或是新增加的购买力的投向的一个指标, 在数值上等于增加的1单位的收入中消费的增加所占的份额。表3中的估计值即为城市居民对第i种食品的边际消费倾向, 具体数值如表4所示。

由表中数据可以看出, 2012年我国城市居民对食品整体的边际消费倾向为0.1267, 即居民的可支配收入每增加1元, 就有0.1267元用于食品消费, 可见, 城市居民将食品消费视作基本需求, 由于城市居民的平均可支配收入较大, 所以这部分支出在其收入分配里所占比例并不是很大。

而对其中最基础五类食品 (粮食、肉禽及其制品、蛋类、水产品、奶及奶制品) 的数据观察可知, 随着城市居民人均可支配收入的提高, 在肉禽及其制品上投入的消费支出最多, 收入增加1元, 就会增加0.0134元的消费支出;水产品紧随其后;奶及奶制品、粮食次之;蛋类产品最少。肉禽及其制品和水产品之所以处于前位虽然有它们价格较其它三类偏低的原因, 但从数字上可以看到这两类食品的边际消费倾向是远远大于另外三类的, 价格因素并不足以导致如此大的差距, 故间接反映了城市居民在食品消费时对肉禽及其制品、水产品的强偏好态度, 可见城市居民对营养充足的重视, 也是其平均生活水平较高的体现。

3.2 需求收入弹性分析

需求收入弹性是反映一种商品的需求量对于消费者收入变动的敏感程度的量, 是指在其他条件不变的前提下, 收入变动1%所引起的商品需求量变动的百分比。需求收入弹性大于1时, 表示消费者收入增加时, 对这种商品需求量的增加率高于收入的增加率, 这种商品的消费支出占收入的比重也增加;等于1, 表示这种商品的需求量和收入增加的幅度一致;小于1时, 表示消费者的收入增加会增加对此类商品的需求量, 但需求量增加的速度没有收入增加的速度快, 这种商品的消费支出占收入的比重在下降。

根据ELES模型, 第i种商品的需求收入弹性为, 其中Y是各收入阶层城市居民的平均可支配收入, 将前面所的数据代入计算公式, 可以得到各类消费品的需求收入弹性, 见表5。

从表5数据可以看出, 无论是食品整体还是粮食、肉禽及其制品等六类食品, 它们的需求收入弹性均小于1, 这说明我国城市居民对这些食品的消费需求的增长小于人均可支配收入的增长, 这类需求对收入的变化不敏感, 它们的消费支出在城市居民的收入中占比在不断下降。其中, 粮食、蛋类和肉禽及其制品的需求收入弹性最低, 可见当居民的可支配收入上升时, 并不会对这三类食品增加太多投入, 它们在居民的生活用品中处在极其基础必需品的地位上;而水产品和奶及奶制品的需求收入弹性相对前三类食品较高, 说明它们虽然也是城市居民的生活需要品, 但其必需程度并没有前三类那么重要, 对居民来说带来的效用较多的是在基础需要满足后的补充效果。

3.3 基本需求支出分析

基本消费需求被认为是和人均可支配收入无关的一个量, 它是指在生产力水平一定的条件下, 为了保证劳动力的正常再生产, 居民对商品所需要量的基本支付能力, 它所反映的是居民的最低的消费需求。在前面模型设立时已有公式可以计算总基本支出各项基本支出Piqi=ai+biV0, 将已得数据结果代入可得表6。

由于文中所用原始数据在居民消费大类中只有食品, 没有其它如住房类的消费, 而在食品中给出了六个类别的数据, 故在本部分计算时, 只使用V2~V7的数据来求各项食品基本需求支出, 所求得的总支出是城市居民的食品基本需求支出, 不是居民的所有基本需求支出, 在此需注意。

由表6测算数据可以看到, 2012年我国城市居民在各类食品上的基本需求支出均远远小于人均可支配收入, 这表明城市居民的基本食品需要得到了充分的满足。而在六类食品中, 除了其它食品外, 肉禽类及其制品在城市居民的食品基本需求支出中占据了最大的比例, 达到了26.75%;其次是粮食, 占到了11.45%;然后是水产品、奶及奶制品和蛋类。这表示我国城市居民在消费这五类基础食品时, 往往把重心放在肉禽及其制品、粮食上, 注重饮食均衡, 而另外三类得到的重视程度不如它们。

在模型估计中的常数项可以用来判断随着收入水平的上升, 该类商品的支出所占比重的变动趋势。若常数项小于0, 则随着收入的增加, 该类商品的支出比重将上升;反之, 若常数项大于0, 则随着收入的增加, 该类商品的支出比重将下降。从表3数据可以看到, 粮食、肉禽及其制品、蛋类、水产品、奶及奶制品和其它食品的均大于0, 这表示随着城市居民收入的上涨, 上述六类食品的消费支出所占比重会逐渐下降, 这也是城市居民生活水平不断提高的表现。

4 结论

食品作为人类生存所必需的生活资料, 其重要性不言自喻, 因而对食品消费的研究具有重要的现实意义。本文借助于ELES (扩展线性支出系统) 模型理论对2012年中国各收入阶层城市居民在食品整体和具体各类食品上的消费情况进行建模, 使问题更加清晰, 易于解释。在通过前述分析后, 不难发现中国城市居民的生活水平并不低, 食品消费结构也是较合理的, 而且随着居民收入的增涨, 食品消费结构在不断地优化。具体结论如下:

(1) 自2003年以来, 中国城市居民生活已经达到富裕水平, 并在向最富裕水平逼近, 居民的生活状态开始向追求生活质量的发展型和享受型转变。城市居民对各类食品的需求增长速度和其可支配收入的增长速度是息息相关的;其对食物质量和营养均衡十分重视, 在食品选择上城市居民不受收入水平的过多束缚。

(2) 从边际消费倾向分析中发现城市居民在食品消费时对肉禽及其制品、水产品的强偏好态度, 可见城市居民对营养充足的重视, 也是其平均生活水平较高的体现。

(3) 从需求收入弹性分析中发现中国城市居民对食品消费需求的增长小于人均可支配收入的增长, 这类需求对收入的变化不敏感, 它们的消费支出在城市居民的收入中占比在不断下降。其中的粮食、蛋类和肉禽及其制品处在极其基础的必需品地位上;而水产品和奶及奶制品的必需程度并没有前三类那么重要, 更多的是在基础需要满足后的补充效果。

(4) 从基本需求支出分析中发现中国城市居民在消费基础食品时, 往往把重心放在肉禽及其制品、粮食上, 注重饮食均衡, 而另外三类得到的重视程度不如它们。同时再次印证了第三条中食品的消费支出比重会逐渐下降的结论, 这是城市居民生活水平不断提高的表现。

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ELES模型第6篇

北京、上海、广州、深圳这类一线城市, 因为资讯丰富、人才集中、文化发达、在全球化中与国际接轨密切, 因此无论是在经济总量、居民收入还是在生活成本都居于全国各大城市之首, 对其所在区域具有较强的影响力和辐射力。在最低工资的调整过程中, 深圳、广州、上海、北京等一线城市担当了排头兵的角色, 因此考察四大城市最低工资标准的调整问题, 从一定程度上可以折射我国最低工资标准的现状。

1 我国一线城市最低工资标准的保障性分析

我国《最低工资规定》强调, 最低工资标准是指劳动者在法定工作时间或依法签订的劳动合同约定的工作时间内提供了正常劳动的前提下, 用人单位依法应支付的最低劳动报酬。该规定明确指出制定最低工资标准的目的即是为了维护劳动者取得劳动报酬的合法权益, 保障劳动者及其家庭成员的基本生活。因此, 最低工资制度是国家干预劳动关系的必要手段, 更是关系到劳动力市场中弱势群体的基本生存之所在。

1.1 最低工资增长速度低于职工平均工资的增长

职工平均工资水平是确定最低工资标准的最重要的参考依据。最低工资标准与职工平均工资的比例系数反映了劳动者之间的收入差距和贫富差距。国际上这一比例的标准通常为40%～60%, 而作为最低工资领涨的四大一线城市2010年的该比例分别为17.6% (京) 、28.8% (沪) 、24.3% (穗) 、26.2% (深) , 均大大低于该标准。通过图1我们可以看出, 仅在1993年深沪的最低工资标准达到规定的标准, 分别为44.6%和42.1%, 此后的十几年中均低于40%, 在经过最低工资标准大幅提高后的2010年为26.2%。尽管京沪穗深的最低工资标准逐年提高, 但其增长率仍然滞后于平均工资的提高速度 (见表1) 。

注:MWG最低工资标准增长率;AMWG职工月平均工资增长率;RWG最低工资标准占人均GDP比率;数据来源:《北京市统计年鉴 (2011) 》、《上海市统计年鉴 (2011) 》、《广州市统计年鉴 (2010) 》、《深圳市统计年鉴 (2011) 》整理

1.2 最低工资标准占GDP比重偏低

众多学者认为, 最低工资标准应当随着当地经济发挥在那水平同步增长, 这样才能保证劳动者真正分享到经济发展的成果。 (韩兆州, 2011;黄岩, 2011) 。据统计, 世界最低工资与人均GDP之比平均值为58.0%。但从表1中我们可以看到, 在京沪穗深四大城市中, 最低工资标准占当地人均GDP的比重仅在上世纪90年代超过20%, 近年来均低于20%, 且历年呈现下降趋势。可以看出, 即使是在经济发达的四大城市中, 劳动者也只是在很低程度上享受经济发展的成果。

1.3 实际最低工资远远低于名义最低工资

居民物价指数 (CPI) 是最低工资制定时参照的一个重要指标, 因此我们要衡量最低工资的实际购买力和保障能力, 就需要考虑物价变动的影响。我们以1993年的物价指数为100, 换算出1994～2010年最低工资的实际金额。

从表2中我们可以看出, 京沪穗深4市在1994～2010年中名义最低工资逐年上涨, 实际工资增长幅度远远低于名义最低工资的增长:北京市1994～2010年名义最低工资增长了4.6倍而实际增长了2.7倍;上海市名义最低工资增长了5.3倍而实际则增长了2.7倍;广州市名义最低工资增长了而实际为2.79;深圳名义最低工资增长了3.8倍而实际则是2.2倍。从增长的阶段性来看, 1993～2005年名义最低工资与实际最低工资基本保持了同步增长, 而2006年开始二者的差距开始拉大, 最低工资的保障性进一步减弱。

月/元

注:MMW名义最低工资标准;SMW实际最低工资;数据来源:《北京市统计年鉴 (2011) 》、《上海市统计年鉴 (2011) 》、《广州市统计年鉴 (2010) 》、《深圳市统计年鉴 (2011) 》整理

1.4 最低工资与人均消费支出存在较大差距

根据《最低工资规定》的相关规定, 城镇居民人均消费支出应当作为确立最低工资标准的一个重要因素。京沪穗深作为中国经济最发达的四大城市, 其家庭人均消费支出水平都比较高, 但从图2中我们可以看出4市居民家庭人均消费支出与最低工资存在较大差距, 且在近两年呈扩大趋势。从1993～2010年, 京沪穗深4市的人均消费支出分别增长了6.7倍、6.6倍、5.4倍和5.1倍, 而同期4市的名义最低工资则分别增长了4.6倍、5.3倍、3.4倍和3.8倍。

2 应用ELES模型测算检验四大城市的最低工资标准

在测算最低工资标准方面较常用的方法为恩格尔系数法、比重法、国际收入比例法等计量测算模型, 本文拟尝试采用计量经济学的扩展的线性支出系统法 (ELES) 来对四大城市的最低工资标准进行测算。

2.1 扩展的线性支出系统法 (ELES)

扩展的线性支出系统是在英国经济学家斯通提出的线性支出系统 (LES) 的基础上由朗茨改进于1973年提出的。朗茨将各类消费品的支出看成是生活费收入的函数, 在此基础上建立了人均生活费收入与各类消费品支出的数学模型, 据此来测算人们维持基本生存的支出额。具体模型为:

其中:pi代表第i种商品的价格;xi代表对第i种商品的需求量。该模型由两部分组成:第一部分为消费者为了维持其最低生活, 在某类商品上的最小支出额, 即pixundefined;第二部分为超基本生存支出undefined, xundefined代表对第i种商品的基本生存需求量, β*i代表第i中商品的边际消费倾向, I代表收入, undefined代表总的基本生存支出。由 (1) 式可以得到:

令:ai= (pixundefined-β*i∑undefinedpixundefined) (3)

令:yi=pixi, 将ai和yi代入 (2) 式得到:yi=ai+β*iI, 这样运用yi和I的统计数据, 我们可以通过一元线性回归模型用最小二乘法估计参数ai和β*i。对 (2) 式两边分别求和:

整理上式就可以得到总的基本生存支出为:

将 (5) 式代入 (3) 中可计算出第i类消费品基本生存支出:

借鉴ELES法, 用总的基本生存支出, 乘以调查户的实际赡养系数, 再加上调整数, 可以较科学地测算出最低工资标准。测算公式为:

月最低工资标准=总的基本生存支出额实际赡养系数+调整因素

2.2 应用ELES模型来测算四大城市最低工资标准

以ELES模型来测算四大城市最低工资时, 我们需要将城镇居民人均可支配收入按高低分组, 并将各组居民的消费支出划分为八大类 (见表3) , 然后将得到的各大类商品的各阶层人均消费值, 分别对每一大类商品支出按不同的收入阶层 (解释变量) 求回归, 得到8个回归方程yi=ai+biI+μi。分别对方程进行回归, 发现8个回归方程检验统计值均小于0.0001, 可决系数均大于0.95, 各回归系数的T值均通过0.90的显著性水平 (见表4) 。因此, 我们可以利用表3提供的数据测算四大城市的最低工资标准。

数据来源:《北京市统计年鉴 (2011) 》、《上海市统计年鉴 (2011) 》、《广州市统计年鉴 (2010) 》、《深圳市统计年鉴 (2011) 》

2.2.1 分别分析生存线、温饱线和发展线的消费项目

生存费用大致可分为3个层次, 最低层次是生存线, 包括吃、穿、用和杂项 (居住、燃料等) ;中间层次是温饱生存线, 内容是在最低生存线基础上再加上基本的交通、通讯支出;较高层次是发展生存线, 是在温饱生存线上再加上基本医疗保健和文化教育。

2.2.2 求解基本生存支出函数

用第i类消费品基本生存支出函数:undefined分别求出八大项支出的每一项支出, 然后分别按生存、温饱、发展线所需消费支出项目加总, 将年度数据除以12转换为月平均数。最终计算获得2010年全国3个层次基本生存支出分别为349元、429元和479元。

2.2.3 测算全国各层次最低工资标准

用上述计算得出的各层次基本生存支出乘以实际赡养系数, 工薪与可支配收入比, 再加上调整因素就可以得出全国各层次最低工资标准。

2.2.4 确定横向调整指数

确定横向调整指数时除了要考虑当地劳动者的生活需要外, 还应当与当地经济发展水平、职工平均工资水平和人均赡养系数相适应, 其公式为:

依据该公式我们可以测算出京沪穗广四大城市的横向调整指数 (见表6) 。

数据来源:《北京市统计年鉴 (2011) 》、《上海市统计年鉴 (2011) 》、《广州市统计年鉴 (2010) 》、《深圳市统计年鉴 (2011) 》

2.2.5 测算四大城市的最低工资标准

根据第二步所得的各层次基本生存支出, 采用如下公式测算四大城市的最低工资标准 (如表7所示) 。

某地区月最低工资标准=剔除社保费的全国最低工资平均值横向调整指数+该地区职工最低社保费

其中:剔除社保费的全国最低工资平均值=人均基本支出额实际赡养系数

元/月

3 最低工资标准的动态调整

由于统计数据具有滞后性, 因此如果要制定本年度的最低工资标准就需要根据上一年或者两年的数据进行调整。

3.1 选择动态调整模型

常用的动态调整模型包括折衷调整模型和激进调整模型, 在本文我们选用折衷调整模型对四大一线城市的最低工资测算标准进行动态调整。

本年最低工资标准=上年最低工资标准+本年最低工资增加额

其中:本年最低工资增加额=上年不包括社保最低工资标准[ (上年城镇居民消费价格上涨率+上年职工平均工资增长率+上年人均国民生产总值增长率) ÷3]+本年社保缴费增加额。

3.2 测算

根据表7和表8测得四大城市2011年最低工资标准 (见表9) 。

元/月

注:2008～2012年四大城市最低工资执行标准来源于各市劳动与社会保障部门的网站, 2009年由于金融危机全国未作调整, 沿用2008年标准。 (2012年数据截止3月底)

3.3 预测

由于统计数据具有滞后性, 因此, 制定2012年我国各地的最低工资标准, 直接参考2011年结果, 作为2012年调整最低工资标准的依据;预测2011～2012年城镇居民消费价格上涨率、职工平均工资上涨率和人均国内生产总值增长率情况, 用2011年实测数动态调整。本文直接采用2011年实测数作为2012年最低工资标准的参考值。

4 结论

最低工资制度在四大城市实行已将近20年, 但仍处于探索阶段。

(1) 最低工资涨幅小, 保障力有限。四大城市近20年来最低工资增长率整体低于职工平均工资增长率, 涨幅跟不上人均GDP增长的步伐, 劳动者并没有充分享受到经济发展的成果;人均消费支出远远大于最低工资收入, 低收入劳动者的生存状况不容乐观, 最低工资的实际保障力非常有限。显然, 目前的最低工资制度难以实现其建立的初衷。

(2) 四大城市最低工资偏低的事实仍未得到改变。虽然几年来四大城市不断上调最低工资标准, 但仍然涨得太少。用2012年的现行标准值与2011年的ELES模型测算值相比, 四大城市的最低工资介于生存线和温饱线之间, 这进一步反映出一线城市劳动者所面临的巨大生活压力。此外, 从2012年的现行标准和2011年的模型测算值发展线的差距看, 四大城市最低工资标准相差均达到300元以上, 反映出我国发达地区最低工资尚有较大的提高空间。

最低工资标准的高低是外来务工者选择务工地的关键参考指标。2004年开始延续至今并且愈演愈烈的“用工荒”已经开始常态化, 究其根本原因在于劳动者权益得不到应有保障, 而工人权益受到侵犯或者工资待遇太低是造成劳动者主动辞职的重要原因。对于生活成本一直高企的一线城市而言, 如何在“用工荒”常态化的情况下找到合格的人才是一个巨大的挑战。

(1) 保证最低工资标准随着社会经济发展调整。目前, 全国各地最低工资标准的调整并没有法治化。四大城市的经济发展在全国具有较强的影响力和辐射力, 其最低工资标准的调整也具有较强的示范意义。因此, 四大城市最低工资标准的调整应当常态化, 并与职工人均工资、人均GDP、人均消费支出和城镇居民消费价格指数等指标建立联动关系, 切实反映社会经济的发展, 提升最低工资标准的实际保障力。

(2) 最低工资标准的调整需考虑当地用工特点。在“用工荒”常态化的情况下, 对最低工资标准的调整需要考虑当地的用工特点。比如, 深圳市劳动力以外来工为主, 2011年深圳常住人口为1037.20万人, 其中非户籍人口为786.17万人, 外来人口占总人口的75.8%。外来劳动力的流动性强, 最低工资标准往往成为许多企业的最高薪酬标准。现阶段介于生存线和温饱线之间的最低工资标准使深圳在劳动力市场上失去了竞争优势, 同时长期的用工短缺也要求深圳最低工资标准线能进行更科学合理的调整。因此, 四大一线城市在调整最低工资标准时需考虑当地的用工特点、最低工资给付的对象, 这样才能在全国起到标杆作用, 带动其他地区最低工资标准更科学合理的上调。

(3) 加快工资分配领域相关法律法规建设。加快工资分配相关法律法规的建设既能为地方政府最低工资标准的调整提供法律依据, 也可以为最低工资制度的监督落实提供法律依据。目前有关工资分配的重要法律法规缺失, 国家层面的《工资条例》至今未进入立法程序, 造成企业工资分配缺乏明确规范, 难以约束企业工资决定和支付行为。部分企业甚至将员工自缴社会保险费、福利待遇等并入最低工资, 使职工可支配工资收入低于最低工资标准, 使得劳动力可支配工资收入低于最低工资标准。此外, 现行工资分配法规、规章配套规范不完善, 缺乏建立企业工资正常增长机制的刚性规范。

摘要：最低工资标准的高低是外来务工者选择务工地的关键参考指标。始于2004的“用工荒”走向常态化, 究其根本原因在于劳动者权益得不到应有保障, 而工人权益受到侵犯或者工资待遇太低是造成劳动者主动辞职的重要原因。一线城市无论是在经济总量、居民收入还是在生活成本等方面都居于全国各大城市之首, 对其所在区域具有较强的影响力和辐射力。本文在统计分析一线城市最低工资标准历史变迁的基础上, 运用ELES模型测算并分析了了四大城市的最低工资标准, 结果显示:作为经济和文化领头羊的一线城市最低工资实际标准与理论标准差距较大;最低工资与城镇职工平均工资、人均GDP、人均消费支出都存在比例失调的问题, 最低工资的实际保障力有限。

关键词：最低工资标准,一线城市,ELES模型

参考文献

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ELES模型第7篇

扩展的线性支出系统[1] (ELES, Expend Linear Expenditure System) 在建立居民消费模型时具有良好的经济意义, 该模型可以表示为:

式中, PiXi为第i种商品消费支出额;PiXi0为第i种商品基本需求量;Y为人均可支配收入;∑PiXi0为人均基本需求总支出;αi0为第i种商品的边际消费倾向;∑αi0为边际消费倾向;1-∑αi0为边际储蓄倾向。2007年中国城镇居民消费相关数据 (如表1所示) 。

单位:元/ (人, 年)

数据来源:2008年版《中国统计年鉴》 (2009年版《中国统计年鉴》目前尚未公布或发行) 。

由 (1) 式相加得到:

对 (2) 式进行回归分析[2], 结果如表2所示。从回归结果可以看出:

(1-∑αi0) ∑PiXi0=1 782.790 (元) , ∑αi0=0.596, 所以∑PiXi0=4 412.847 (元) 。

Dependent Variable:∑PiXi

令Yi=Y-∑PiXi0, 所以 (1) 式变为:

对各种消费支出分别按照 (3) 式进行回归分析, 结果表示PiXi0均通过置信度为97.5%的t检验;而系数αi0均通过置信度为99.5%的t检验, 所以模型估计基本正确[3]。

二、模型估计的统计分析

(一) 实际需求与修正需求分析

根据2007年全国城镇居民平均收入进行估计, 其中收入Y为13 785.8元, ∑PiXi0=4 412.847元, 所以Yi=9 372.95元, 利用 (3) 式PiXi=PiXi0+αi0Yi进行估计得到修正的消费结构。另外, 从年鉴数据可以看出2007年城镇居民消费恩格尔系数 (食品支出占总支出的比重) 为0.363, 按照西方经济学的观点, 恩格尔系数为0.40~0.45之间时为小康水平, 恩格尔系数越低越富裕[4]。该数据表明中国城镇居民已经达到并超过小康水平, 正向更高消费水平迈进。

(二) 消费倾向的分析

食品和交通通讯的边际消费倾向均大于0.1, 分别为0.157和0.133 (如表3所示) ;教育文化娱乐服务的边际消费倾向为0.096, 接近0.1;且这三项的和为0.386。总边际消费倾向为0.596, 即收入每增加1元总支出增加0.596元, 而以上三项消费就增加0.386元, 占新增加总支出的64.77%。由此可以看出, 虽然食品仍然是主要消费, 但交通通讯、教育文化娱乐服务已经成为城镇居民除食品之外的消费重点。

(三) 弹性分析

1. 需求的收入弹性

收入弹性为:E= (ΔPiXi/PiXi) / (ΔY/Y) = (ΔPiXi/ΔY) /PiXi/Y)

=边际消费倾向/实际消费倾向

即收入增加1%, 第i种商品需求增加的百分比。当收入弹性大于1时表明该商品为奢侈品, 当收入弹性小于1时表明该商品为必需品。由表4可以看出, 对当前的城镇居民来说, 食品、衣着、医疗保健、教育文化娱乐服务、居住是必需品, 而家庭设备用品及服务、交通通讯是奢侈品。随着收入的增加, 家庭设备用品及服务、交通通信将成为消费热点。

2. 需求价格弹性

(1) 自价格弹性

Eii= (1-αi0) PiXi0/PiXi*-1 (其中PiXi*为修正的消费支出)

Eii表示该商品价格变化1%, 而导致该商品需求量变化的百分比。若自价格弹性的绝对值小于1, 表明居民对该商品价格变化反应不大, 该商品缺乏弹性。若自价格弹性的绝对值大于1, 表明居民对该商品价格变化反应很大, 该商品富有弹性。

通过对相关数据的计算, 得出食品的自价格弹性为-0.506, 比较小, 表明食品对价格变化反应不明显。同理, 衣着、医疗保健、教育文化娱乐服务、居住等自价格弹性也比较低。家庭设备用品及服务、交通通讯的自价格弹性却比较高, 分别为-0.762和-0.973, 表明该两项消费对价格变化反应较明显。

(2) 互自价格弹性

Eij=-αi0 (PjXj0/PiXi*) (其中PiXi*为修正的消费支出)

Eij表示第j种商品价格变化1%, 第i种商品需求量变化的百分比。数据计算结果表明食品价格变化对其他商品需求量影响较大, 所以应控制食品价格防止其剧烈变动。

(四) 职工家庭基本生活线的确定

基本生活线是指平均每人每年满足基本生活需要收入水平。根据扩展的线性支出系统 (ELES) 可以定义基本生活线为W=∑PiXi0/∑αi0。经过计算得到W=7 404.106 (元) , 收入低于基本生活线的即为贫困户。

(五) 预测分析

在需求函数模型中居民可支配收入为外生变量, 可以先对居民可支配收入做出预测后, 再代入模型即可求出各项支出的需求额[5]。关于2008年城镇居民的数据, 可以查到年人均可支配收入为15 784.7元, 与2007年人均可支配收入相比增长了14.5% (不考虑价格因素) 。假定以后每年可支配收入均以14.5%的速度增长, 由于2007年城镇居民人均可支配收入为13 785.8元, 所以2009年、2010年、2011年的可支配收入预测为18 073.48元、20 694.14元、23 694.79元。

三、对策与建议

1.提高居民的边际消费倾向, 并调整消费支出比例。中国城镇居民边际消费倾向为0.596, 这个数字是十分低的, 而且比例也不合理。政府应在提高居民吃穿用等基本消费水平的基础上, 重点改善居民居住和出行条件, 鼓励居民进行信息消费、文化消费、教育消费。同时应正确引导消费, 提倡适度消费、反对过度消费;强化精神文明消费, 防止愚昧性消费;加大教育文化消费, 提高居民素质。

2.大力发展金融市场。中国城镇居民的低边际消费倾向, 导致边际储蓄倾向过高, 但由于中国证券、金融市场不发达, 必然导致商业银行储蓄增加, 商业银行成本提高, 不利于银行业的发展, 不利于企业的发展。中国应大力发展金融保险业, 支持商业银行拓展信贷业务, 拓宽保险基金运用渠道。提高保险公司承包能力和偿还能力, 鼓励金融保险业务创新, 改进服务。

3.提高城镇居民收入, 并且进行合理分配。由凯恩斯的边际消费倾向递减规律知道, 随着收入的增加, 消费也会增加, 但是消费的增加不及收入的增加多。因此, 增加城镇居民收入会扩大最终消费需求。根据边际消费倾向递减规律及共同富裕的要求应采取一定措施合理分配收入, 防止收入差距太大。

4.降低消费信贷的门槛, 扩大消费信贷的内容。消费信贷对拉动消费的作用是巨大的, 特别是在西方国家。但在中国作用并不明显, 究其原因是消费信贷的对象错位、门槛过高而且内容单一。因此银行部门应降低信贷门槛, 拓宽信贷消费的内容。

摘要：在数据统计的基础上, 运用ELES方法建立相关模型对中国城镇居民消费结构进行分析和预测, 并测定了恩格尔系数、边际消费倾向以及居民家庭基本生活线等。

关键词：城镇居民,消费结构,ELES

参考文献

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