农村居民消费现状范文第1篇
【 作 者 】卢嘉瑞
【作者简介】本文作者系河北经贸大学经济研究所所长、教授
【 正 文 】
一、中国城镇居民消费结构的现状及特点
90年代以来，中国城镇居民的消费水平和消费结构呈现如下特点：
首先，城镇居民的消费水平有较大幅度的提高。1994年平均每人生活性消费 支出为2851.34元[(1)]，比1990年的1278.89元增长1572 .45元，增幅为122.95%。
其次，生活消费增长最快的当属吃、穿、用三项，其中尤以吃的消费为最，它们 的增幅(与1985年相比)依次为304.44%、298.18%和249.7 8%。详细情况见下表。
中国城镇居民家庭平均每人全年生活费支出及构成表
(附图 {图})
第三，食品消费仍占很大比重，但恩格尔系数下降。详细情况见上表。1994 年恩格尔系数为49.89%，根据联合国粮农组织提出的标准，恩格尔系数在40 50%为小康，表明中国城镇居民总体消费水平已接近小康。
第四，生活质量有了较大改善。在吃的方面，1994年中国城镇居民人均消费 肉禽蛋35.6公斤，鱼7.9公斤，鲜奶5.3公斤，鲜菜120.7公斤，粮食 101.7公斤。动物性食品比1990年增加2.413.4个百分点。在穿的 方面，1994年中国城镇居民人均衣着消费支出390.38元，比1990年增 长1.3倍。在居住条件方面，到1994年底，63%的中国城镇居民住上了单元 配套房，人均居住面积超过8平方米的家庭达66.3%，比1990年增加11. 2个百分点。与此同时，中国城镇居民的消费领域不断扩大。1994年城镇居民人 均购买耐用消费品支出217元，比1990年增长1倍。每百户拥有彩色电视机8 6台、电冰箱62台、电炊具75件、空调5台、淋浴器25台、吸尘器9台。 第五，消费水平出现巨大差异，逐渐形成富有、富裕、小康、温饱、贫困5个不 同的消费层次。富有阶层的消费是豪华式消费，“他们吃什么、穿什么、买什么、用 什么一般不问价钱，而只关心消费的档次够不够豪华和气派。他们中有身穿几十万元 一件的貂皮大衣、配戴价值10多万元的首饰、怀抱万元小狗的时髦女郎;也有花三 万元吃一餐、花上万元住一宿，坐着林肯、福特等私家车的公子哥”[(2)]。当今 在中国购买别墅的，其中一部分人也是这个富有阶层。据对北京市已入住的8个别墅 区的400个住家进行的调查，在以自住为目的的购买者中，有一部分就是中国的“ 个体老板、文艺界大腕’”[(3)]。这个富有阶层已经不是一掷万金而不惜，而 是一掷几十万金甚至百万金而不惜。中国广东汕头市一家县城挂牌销售的镶满纯金的 “华丽尔型豪华意大利睡床”，每张售价高达100万元，还供不应求，其奢靡豪华 的消费令人咋舌。[(4)]
与富有阶层的消费形成极大反差的是，当今中国的城镇居民中，还存在“温饱阶 层”和“贫困阶层”，他们由于收入微薄，只能低消费，有些家庭也只能解决低质量 的温饱问题。
第六，城镇居民家庭的教育投入增长迅速。自90年代以来，中国城镇居民人均
用于教育方面的支出，呈上升趋势，1994年比1993年增长了34.7%。1 /3的家长认为应为子女的教育需要而进行储蓄，相当于城市居民平均收入约1/6 的费用被市民投入子女教育及辅助养成。
第七，文化消费增长缓慢，比重过小。文化消费包括文化享受和文化娱乐。一个 时期以来，文化消费确曾发生过误导与偏差，不仅出现了重物质消费轻文化消费的现 象，也出现了腐朽没落文化泛滥的现象，这是需要特别警惕的。
二、影响中国城镇居民消费结构和消费行为的主要因素
第一，收入的增加是影响城镇居民消费水平和消费结构变化的决定性因素。19 94年中国城镇居民人均生活费收入达3179.15元，与1990年的1387 .27元相比，增长了129.17%，扣除涨价因素，平均每年递增8.6%。只 有收入增加，才有可能提高消费水平，优化消费结构。
第二，不同阶层收入的巨大差别造成了不同阶层消费上的差别。据中国国家统计 局的一份报告显示，中国城镇居民家庭收入差距显出逐渐扩大的趋势。这份报告把城 镇居民家庭划分为贫困、温饱、小康、富裕、富有五种类型。贫困型家庭，年收入在 5000元以下，占总家庭的3.8%;温饱型家庭，年收入500010000 元，占总家庭的36.1%;小康型家庭，年收入1至3万元，占总家庭的50.1 %;富裕型家庭，年收入在3至10万元，占总家庭的8%;富有型家庭，年收入在 10万元以上，占总家庭的1%左右。[(5)]目前中国的富裕阶层(含富有户和富 裕户)主要包括这样5种人：“
一、私营企业主和个体户;
二、走穴’的演员和组 织演出的穴头’;
三、合资企业的中方负责人;
四、乡镇企业的承包者;
五、各类 经纪人”。[(6)]这个高收入阶层拥有巨额存款。据1991年的资料，中国8亿 多农民储蓄存款只有2737亿元，占总存款数的26%，人均仅为295元;城镇 居民约3亿，储蓄存款4500多亿元，占总存款数的33%;而高收入人口总计不 超过3000万，占全国人口不到3%，但存款总额高达2932亿元，占存款总数 的28%。[(7)]这份资料显然有些过时，但毕竟能反映一些问题。据另一份较新 的资料：“在城镇居民中，最富的20%家庭占有全部收入的44.46%，而最贫 穷的20%家庭仅占全部收入的6.04%”。[(8)]这一数字显示，我国居民之 间的贫富差距已超过美国(1990年，美国最贫穷的20%家庭占有全部收入的4 .6%，最富有的20%家庭占有全部收入的44.3%)。
收入上的巨大差别必然体现在消费的差别上。据中国陕西省提供的一份资料，这 个省的富有型(富豪型)家庭的人口约占城镇居民的8%左右。这类家庭户均储蓄存 款在10万元以上，属于高消费阶层。他们的消费目的以自我满足和快乐为第一位， 处处显示自己的优越地位，炫耀自己的阔气。富裕型阶层的恩格尔系数为0.35， 约占该省城镇居民的10%。这一阶层的家庭户均拥有存款5.37万元，生存资料 占30.7%，享受和发展资料占69.3%;其消费率为77.8%，而积累率为 22.2%，属于偏高消费阶层。小康型家庭的恩格尔系数为0.45，占城镇居民 的50%。到1993年底，小康家庭的生存资料占45.4%，享受资料和发展资 料占54.6%。他们的家庭消费率为85.9%，而积累率为14.1%，属于适 度消费阶层。温饱型家庭的恩格尔系数为0.54，约占城镇居民的30%。他们的 生存资料大约占69.3%，而发展资料和享受资料占30.7%，其家庭消费率为 96%，积累率仅为4%。贫困型家庭的恩格尔系数为0.59左右，占全省城镇居 民不足10%。其家庭的积累率有的年份为负数，家庭消费资料几乎全为生存资料， 享受资料和发展资料极少。[(9)]
第三，中国仍然是低收入国家，大多数城镇居民只能顾及基本生存资料的消费，
而享受资料和发展资料消费的比重还不大，因此，吃、穿、用的消费增长比较快，家 庭积累率很低，甚至是负数。
第四，从消费的角度看，中国城镇居民作为消费者的素质还不高。消费者素质是 特指人作为消费主体在消费行为上所具备的修养和能力。这种能力主要包括审美鉴赏 能力、识别挑选能力、质量监督能力和适度消费能力。前3种能力反映了消费者的文 化素质、商品知识、消费觉悟和消费技能，而适度消费能力则不仅取决于消费者的收 入水平，也取决于消费者消费观念的成熟程度。保守性消费、浪费性消费、愚昧性消 费和畸型消费等，都不是适度消费，除收入水平外，决定这一行为的另一因素是观念 ，即消费者的消费观念。不能量入为出、适当提高消费水平和消费质量，便是保守性 消费;挥霍无度、不讲究科学的享受，便是浪费性消费;以封建迷信慰藉空虚的心灵 ，或者表达一种根本不可能实现的愿望，便会产生愚昧性消费;偏重于官能物质消费 而忽视精神文化消费，便是畸型消费。
三、中国城镇居民不良消费的种种表现
刚刚步入小康生活水平阶段的中国城镇居民，由于旧观念的泛起，由于消费者素 质还不高，由于富裕程度的巨大差别和观念的进步落后于财富的剧增，由于政府对各 级官员的行为缺乏有力的约束和管制等方面的原因，中国城镇居民还存在一些不良消 费行为。主要表现是：
第一，浪费性消费令人痛心。暴殄天物，消费主体并没有在消费过程中获得应有 的享受。中国城镇居民生活消费中的浪费是惊人的，且有增无减，令人痛心。 中国的饮食文化世界独步。一些人以各种名目用公款大吃大喝。据粗略估计，每 年用公款吃喝要花掉上千亿元。吃中摆阔，浪费了大量珍馐名肴。据最新材料，地处 中国西北的大城市兰州市饭店酒楼目前平均每桌饭菜要浪费一到三成。某家大饭店全 年餐桌浪费至少能解决上万人的吃饭问题。而兰州市大小酒楼饭馆逾万，其浪费之大 可想而知。[(10)]中国是一个人均耕地面积不多、粮食不充足的国家，可是一年 却因喝酒喝掉了大量粮食。据测算，平均每生产1公斤白酒耗粮约2.2公斤。19 94年中国年产白酒651万吨，产销基本平衡，也就是说一年中喝掉了1432. 2万吨粮食!相当于北京这个1100万人口的大都市3年多的全部口粮数。[(11 )]非但如此，中国人喝的酒也越来越名贵。据报载，从1993年开始，中国便成为 法国科涅克“人头马”白兰地的头号市场，过去的一年内，中国人消费了1600万 瓶高档白兰地。[(12)]法国白兰地公司总裁说：“在过去的这么多年里，我们一 直致力于提高美国人对法国白兰地的兴趣，但直到现在，每年才喝掉我们11%的产 量。而在亚洲，我们只是稍稍花了点力气，就卖出了总产量的64.4%”。[(13 )]
婚礼消费中也有极大的浪费。前几年中国流行一句话：“不是万元户，莫想娶媳 妇。”如今，城镇居民家庭的结婚费用早已大大超过了万元的界限。有些婚礼消费其 实是公款消费，这或许是中国的一个“特色”。据中国民政部门统计，中国每年约有 1000万对人结婚，其中城镇人口约达300万对。如果按每对平均用车3辆计算 ，年用车共达900万辆次。结婚用车中公车比例约在90%，即810万辆次。如 果按每辆次车平均最低费用50元计算，那么，全国城镇人口每年结婚占用公车将耗 费4亿元多之国家和集体经费。[(14)]
城镇居民中的富有阶层的炫耀性消费所演示的挥霍浪费更是惊人。报载，上海有 一位老板娘竟用2000元一块的手帕为价值10万元的宠物擦屁股;两位大享为博 得千金一笑，竟驾车奔到无锡往太湖里扔下数万元一块的劳力士表。这种人虽为数极 少，但影响很坏。[(15)]1994年有一条新闻格外引人注目，说的是一位北京
大款和深圳大款请客吃饭，为了显示自己的富有、豪爽、大方，竟相提高价码，最后 是北京的大款花35万元请了深圳大款一顿饭。由于这个数字是1992年中国大陆 人均年收入的两千两百多倍，换言之，这一顿饭的开销可以让两千两百多个普通的中 国百姓过上一年，因此它受到了人们极大的关注。[(16)]
第二，愚昧性消费令人遗憾。愚昧性消费主要是指活人花在死人身上的消费和封 建迷信之类活动中的消费。前几年，“不花几千元，死者难安眠”就已成为中国城乡 家庭操办丧事的真实写照。如今，有些城镇家庭的这笔消费已大大突破了“几千元” 的界限。据不完全统计，中国的天津市每天仅在北仓和程林庄两大殡仪馆就烧掉千余 个花篮，一年下来，价值至少千万元。[(17)]为死人建坟墓既浪费了大量宝贵的 土地资源，也浪费了大量资金。以中国的浙江省为例，这个省近年来共滥建坟墓47 万多个，致使人均耕地只有0.56亩的浙江约2000公顷的土地被坟墓覆盖。[( 18)]此外，封建迷信活动也已侵蚀某些工矿企业、党政干部。长沙市有一家国有农 场，近年来企业效益大幅度增长，职工收入增加。在这种情况下，企业领导作出决定 ，划出一块临江的“风水宝地”，耗资200万元，兴建了一座规模宏大的寺庙。[( 19)]1996年春节期间，在福州市，不少党政干部乘公车上山烧香拜佛，以祈求 新年升官发财。[(20)]
滥建坟墓、非法建造寺庙，这是愚昧落后的表现。中国各级地方政府正在狠刹这 股风气。
第三，“灰色”消费令人无奈。所谓“灰色”消费是指用于人情关系中的消费。
“灰色”消费名目繁多，什么乔迁新居、晋职升级、求人办事等，都要花上一笔钱。 对于花钱的人来说，实在是迫于无奈。据抽样调查资料推算，全国每年人情费支出高 达1000至1400亿元。[(21)]
今天，在许多中国人中流行一句话：“不送礼办不成事”。这句话在一定程度上 反映了当今中国社会的不良风气，也说明了“送礼者”的无奈。
四、优化城镇居民消费结构的政策导向
第一，发展经济，提高劳动生产率，满足广大居民的消费需要。这既是中国政府 发展经济的目的，也是中国政府一贯坚持的政策。在中国实行改革开发政策以来，中 国城镇居民消费水平的显著提高，是以他们的收入不断增长和社会所能够提供的实物 消费品为前提的。为了更好地满足城镇居民的消费需要，中国将继续采用先进科学技 术，进一步提高劳动生产率，生产更多更好的消费品。
第二，优化进口商品结构，丰富国内市场。中国政府已经作出规划，2000年 进口商品总额为2000亿美元。进口的一部分消费品，是为了繁荣中国的市场，满 足人们的不同需要。
第三，以市场为导向调整产业结构，在满足市场需要的同时，兼顾经济的稳定、 协调发展。中国正在建立社会主义市场经济新体制，以市场为导向调整产业结构是必 要的，这样做有利于较好地满足市场需要。但是实践证明，市场有其自身的弱点和消 极性，其对产业发展的调节往往滞后，因而会造成资源的极大浪费。有鉴于此，中国 坚持在发展市场经济的同时，实行政府的宏观控制，即发展宏观调控下的社会主义市 场经济。这样就能克服单纯的市场调节的盲目性和滞后性，实现国民经济稳定、协调 、健康发展。
第四，控制物价上涨，治理通货膨胀。中国正处在经济高速增长时期，通货膨胀 有时难以避免。但是高通胀会扰乱经济秩序，影响国民经济稳定、协调发展，同时也 会限制居民实际消费水平的提高。因此，中国政府采取有力的措施治理通货膨胀，使 零售物价涨幅由1994年的21.7%下降到1995年的14.8%，并力争在
1996年回落到10%以内。
第五，缩小不合理的收入差距，实现全体人民的共同富裕。中国政府的政策是鼓 励一部分人凭诚实劳动先富起来，逐步实现全体人民的共同富裕。但是目前在不同部 门就业的劳动者、不同阶层的人士中，出现了不合理的收入差距，并且这个差距正在 扩大。这一情况直接影响着消费，使不同阶层的消费水平也出现了不合理差距。中国 方面正在采取加强个人所得税征收、工资和企业经济效益挂钩、限制某些人的过高收 入、取消某些行业职工的不合理收入、控制某些行业福利性开支的过快增长等办法， 缩小不合理的收入差距。
第六，大力加强社会主义精神文明建设，促进城镇居民消费结构优化。中国居民 消费中的种种不良表现，是经济发展过程中出现的消极腐败现象，是对资源和社会财 富的极大浪费。造成这一社会问题的一个主要原因是居民的观念落后，消费者素质差 ，缺乏对资源短缺的危机意识。因此，中国政府正在完善有关的法规制度杜绝这些现 象，通过政策引导居民家庭投资与教育事业，大力开展社会主义精神文明建设，提高 城镇居民的文化素质和道德水平，在全社会树立起良好的消费风尚。
注释：
[(1)]本文使用的货币名称为人民币。
[(2)]1995年9月18日《消费时报》。
[(3)]何世境：《住京城别墅的人是谁?》，1996年6月4日《华商日报 》。
[(4)]沈永昌：《“金睡床”的忧思》，1996年6月18日《中国经济时 报》。
[(5)]1996年6月10日《金陵晚报》。
[(6)]1992年11月11日《消费文摘》。
[(7)]李安定：《民众轿车不是梦》。
[(8)]孙敬水：《贫富差距扩大一个跨世纪的隐患》，《经济论坛》19 96年第11期。
[(9)]1995年3月1日《中国消费者报》。
[(10)]1996年5月20日《经济参考报》。
[(11)]1996年1月15日《光明日报》。
[(12)]转引自吴晓波：《1600万瓶白兰地的下落》，《南风窗》199 5年第11期。
[(14)]李明锦：《婚礼车队后面的黑洞》，《八小时以外》1993年第1 0期。
[(15)]转引自1995年9月18日《消费时报》。
[(16)]1994年1月21日《工商时报》。
[(17)]1995年11月13日《北京晚报》。
[(18)]1996年6月2日《光明日报》。
[(19)]1996年4月10日《工人日报》。
[(20)]1996年4月9日《工人日报》。
农村居民消费现状范文第2篇
摘要：城镇化与人口老龄化同时作用于居民消费结构变动，研究表明这种双重作用在农村居民和城镇居民之间具有一定的差异性，农村居民具有较高的消费差异辨识，城镇居民差异辨识度则较低，需要针对城乡差异采取不同措施。可支配收入水平在很大程度上决定了城乡居民消费结构的差异性，以工资性收入和经营性收入为主要来源的主体收入决定了消费中的主要方向和层次。
關键词：居民消费结构；城镇化；年龄结构；收入来源；灰色关联度
一、引言与文献回顾
城镇化与人口老龄化是当下甚至之后相当长时期内四川省所面对的一种客观实际，也是相关政策制定必须考虑的背景，在提高内需拉动国民经济增长的背景下，研究二者与省内城乡居民消费结构变动之间的关系具有重要的实际意义。
雷潇雨和龚六堂（2014）认为城镇化与消费需求变化有着天然的内在联系。一是城镇化通过产业结构变化、集聚形成规模经济，提升居民就业和对农产品的市场需求，提高居民的可支配收入，按照经济学理论，收入提高会带来消费水平的提升和消费结构的升级优化。二是提高城镇化水平能够改善城乡居民消费结构以及带动农村居民消费习惯向城镇居民靠拢，杜森贝里的相对收入理论认为攀比的心理会造成消费的“棘轮效应”。三是新增加的城镇化人口由于可以享有比之前更高的社会保障水平和完善的保障制度，储蓄会降低，提升对享受型和发展型消费品的需求。
朱勤和魏涛远（2016）的研究表明，在消费者生命周期中，衣着、居住、交通通讯消费属于“年轻偏好”显著的消费支出，而医疗保健、生活用品和服务属于“老年偏好”明显的消费支出。根据曾毅和李玲（2006）的研究，老年人人均医疗费用支出是成年人的3～5倍，人口老龄化会显著增加对医疗保障支出的需求。同时，随着人口的老龄化，预防性需求也使储蓄率上升，对消费产生负面冲击。少年人口增加作为纯消费者增加了居民家庭的消费支出，消费水平上升，同时抚养支出集中于衣着、食品和教育。李余和詹懿（2013）的研究表明四川省人口老龄化加速对四川经济发展带来一定程度的不利影响，李德山和唐喆（2015）对1982-2011年的实证表明四川省人口老龄化造成随着人均收入水平增长带来的消费水平的增长速度下降，也影响了消费结构。
收入是影响居民消费最为重要的变量，根据美国经济学家弗里德曼的消费函数理论，消费者的持久消费与持久收入之间存在固定的比例关系，持久消费是家庭长期计划中的正常消费。对消费者来讲，基本生存型支出就应该属于正常支出，其主要由比较稳定的收入来源决定，发展和享受型支出在收入水平提升之后，才可能成为长期计划中的消费。财产性收入往往作为主要收入来源的一种补充，经常被用于享受型消费支出。张慧芳和朱雅玲（2017）对我国1992年至2015年的研究发现，在国家层面，收入结构确实对消费结构产生不同影响，其中，工资和转移性收入主要影响生产型消费支出，对发展型消费支出影响其主要作用的是工资性收入，享受型消费主要由经营性和转移性收入决定，财产性收入对发展和享受型支出产生影响。
现有研究为本课题的研究提供了丰富的背景和研究借鉴，但存在如下诸多不足：第一，基于宏观较多，多集中于国家层面或省级层面，不能体现更为微观的区域差别；第二，现有研究没有将人口结构变动、城镇化与消费结构三者做统一研究，在我国现有的背景是，人口老龄化与城镇化同时进行，二者的并存将对城镇居民和农村居民消费结构产生叠加效应，对不同地区消费结构的影响将因二者水平的不同而出现差异。
二、实证分析
1. 变量与数据处理
消费结构分别使用居民总消费中8类支出的比例表示。城镇化水平的提高代表城镇人口数量的增加，城镇人口在总人口中的比例是衡量城镇化发展程度的重要指标，因此本文中城镇化率使用城镇常住人口与本地区总常住人口的比值表示。人口年龄分成4组，采用乐山统计口径结构0～17岁、18～34岁、35～59岁和60岁及以上，四组年龄类别可以更为细致考察消费的年龄特征。收入来源按官方统计口径可以分成工资性收入、经营净收入、财产性收入与转移性收入四类。以上数据均采用2004年至2016年，因2010年人口年龄构成数据缺失，因此共12年数据。城镇化率数据来源于四川统计年鉴，其他数据都来源于乐山统计年鉴。
鉴于微观区域的数据可获得性特点，缺乏支撑回归分析的长时期时间序列以及相关的截面数据，本文使用灰色关联度分析法以弥补数据的不足。灰色关联度可以度量系统之间或系统内因素之间的关联性大小，可以直接反映系统中各因素对目标值的影响程度，关联度越高影响越大。因数值计算量较大，下文以农村居民食品支出与各因素之间的关联度为例展示具体的计算步骤和过程，后文再直接给出城镇与农村居民各种支出的关联度矩阵。
2. 参考序列与比较序列
根据本文的研究目的，选取消费结构为参考序列，城镇化、人口年龄结构和收入来源结构为比较序列，建立一个原始序列矩阵x0。以乐山城镇居民食品支出为例，将其设置为参考序列，城镇化、各人口年龄组和各收入来源结构分别设为x1、x2、…x9作为比较序列，各序列在时间点的观测数据设为xi（k），本文中，i=0，1，2，…，9，k=1，2，…，12，因此xi组成一，10×12的原始矩阵X，之后对其进行无量纲化处理。
3. 关联系数
首先使用Δi=|xi（k）-x0（k）|计算各比较序列与参考序列的绝对差值，其中i=1，2，…，9，得到一个新的矩阵，然后计算比较序列与参考序列每个对应元素的关联系数ζi（k），关联系数计算公式为：
ζi（k）=
其中|xi（k）-x0（k）|=0|xi（k）-x0（k）|=3.90。ρ为分辨系数，本文采用研究中的惯常取值0.5。
使用上述公式计算关联系数矩阵如下：
ζ=1 0.89 0.87 0.87 0.84 0.82 0.78 0.75 0.73 0.71 0.70 0.671 0.86 0.99 0.99 0.99 0.98 1 0.99 1 0.98 0.97 0.961 0.84 0.99 0.99 0.99 1 0.95 0.97 0.97 1 0.99 0.991 0.84 0.93 0.93 0.90 0.89 0.83 0.83 0.83 0.82 0.82 0.811 0.81 0.92 0.91 0.90 0.88 0.81 0.79 0.77 0.74 0.71 0.691 0.93 0.92 0.93 0.92 0.89 0.79 0.76 0.75 0.75 0.71 0.711 0.96 0.98 0.99 0.98 0.99 0.96 0.96 0.94 0.97 0.90 0.911 0.95 0.89 0.92 0.80 0.83 0.82 0.90 0.91 0.84 0.63 0.581 0.99 0.99 0.88 0.77 0.72 0.60 0.57 0.52 0.50 0.34 0.33
4. 关联度
通过上述关联系数矩阵可以测度每个比较序列与参考序列之间的关联度ri，其测度公式为：ri=ζi（k），即取每个比较序列与参考序列每个对应元素关联系数的均值，测算结构得出农村居民食品支出与其他影响因素的关联度序列为ri=（0.80，0.98，0.97，0.87，0.83，0.84，0.96，0.84，0.68）。
使用同樣的方法可以测算农村和城镇其他类型支出与城镇化、人口年龄结构和收入来源结构之间的关联度（如表1所示）。
5. 实证结果分析
第一，农村居民消费结构变动的影响因素。城镇化对农村居民衣着类、生活用品类和文教娱乐类消费支出具有最大的影响程度，说明城镇化对农民支出产生了明显的“示范效应”，城镇居民的着装、家庭用品和闲暇休闲等外在生活质量的提升被农村居民所效仿和追随，“入乡随俗”使农村居民更为关注“邻里比较”。这与城镇化对全国居民消费的影响一致。城镇化对农村居民的医疗保健、居住、交通通讯支出变动的影响相对要小，原因可能在于城镇与农村之间的社会保障制度差距有关。城镇化对农村居民食品消费支出影响最小，原因可能在于城镇居民在食品支出中无法发挥“示范效应”，城乡具有类似的食品结构。可以看出，城镇化对乐山农村居民消费结构的影响基本与全国层面的研究结论一致，基本验证了假设1的成立。
在年龄结构中， 0～17岁以及18～34岁人口对农村居民食品支出影响最大，35～59岁和60岁及以上人口对生活用品支出变动影响最大。与一般认识不同的是，60岁及以上人口对医疗保健支出变动的影响并不是最大的，按关联度数值来看反而是最小的，关联度数值最大的是0～17岁人口，单纯从数值看，四类年龄人口对医疗保健支出变动的影响程度相差无几，对文教娱乐支出变动影响最大的却是60岁及以上人口，这明显与全国水平的研究不同。乐山农村居民消费结构与年龄结构的关联度表明其部分符合假设2。
在收入来源结构中，工资性收入对生活用品、衣着和文教娱乐消费支出变动影响较大，关联度明显高于其他类型来源的收入，这与农村居民收入中工资性收入比例的不断增长，逐渐成为主要收入来源。从数据看，农村居民工资性收入从2004年的人均995元上涨到2016年的6385元，占可支配收入比例从34%上升为50%，而同期曾经作为最主要收入来源的家庭经营净收入占比从61%下降为31%。经营净收入对食品支出变动影响最大，这与这一类型收入在农村居民可支配收入中的历史地位有关，也反映出这仍是农村居民维持基本生活条件的最为重要保障。财产净收入对文教娱乐、生活用品等影响程度较高，转移净收入则对生活用品和衣着支出变动影响较大，但从关联度数值看，这两类收入来源对各类消费支出的重要性几乎处于同一层次。总体来看，在所有收入来源中，转移净收入对农村居民消费支出的影响程度是最低的。本文的实证结论基本上与假设3一致。
第二，城镇居民消费结构变动的影响因素。从影响程度上看，城镇化对城镇居民消费支出变动影响最大的是衣着和医疗保健，之后依次是食品、生活用品、交通通讯、文教娱乐类消费支出，最小的是居住支出的变动。但从关联度数值看，城镇化对各类消费支出变动的影响程度并没有非常大的差异，都是非常高的，这种特征也表现在年龄结构关联度中。整体看，四组年龄人群都对八类消费支出变动就有非常大的影响，关联度数值都很高，最大差异也仅为0.04。收入来源结构中，除财产性收入之外，其他来源收入与八类消费支出变动的关联度也非常高，而且同一个因素之间的数值差异也非常小。财产净收入与八类消费支出变动的关联度显著地小于其他三类收入，关联度都在0.66左右，说明财产性收入对城镇居民消费变动的影响程度也比较低，这与财产净收入在可支配收入中的低比重有关，2016年乐山城镇居民的这一比重为7%。因此，从关联度整体上看，城镇化、人口年龄结构和收入来源在影响乐山城镇居民消费支出变动中几乎具有同样重要的作用。
三、建议
1. 消费结构的优化以可支配收入提高为前提。在低收入水平上，消费结构只能是低质量的重复没有改善的空间和条件，随着收入水平的提高，在满足衣食住行基本需求之外，才能谈得上提升质量和改善结构。收入增长对消费结构优化的重要性也凸显了经济增长对居民生活质量提升的决定性作用。
2. 在提高整体可支配收入的过程中注重提升分项收入。增加农村居民的工资性收入，将城镇化作为提升农村居民工资性收入的重要依托，切实提供多渠道的农村居民就业，增强技能培训效能。完善农村居民社会保障制度，包括基本养老保险、医疗保险等，稳定并逐步提升转移收入水平。提升居民财产收入途径，现期乐山市农村居民的财产性收入很低，2016年人均仅有214元，占人均可支配收入的2%，分别略低于四川省的269元和2.4%的水平，较低的财产性收入无法对农村居民的消费水平和结构带来太大的影响，提升居民的金融市场参与度，丰富财产性收入的来源渠道，让农村居民更好地分享国家经济发展的红利，从而进一步优化农村居民的消费结构。注重转移性收入对城镇居民消费的影响，适当增加转移净收入。
3. 以新型城镇化建设为契机，提升消费质量。城镇化是对乐山城镇居民消费结构的重要因素，同时使农村居民消费结构向城镇居民靠近。为进一步发挥城镇化的作用，需要继续促进城乡融合，打破“二元”结构，尤其是逐步建立统一的城乡社会保障机制，例如医疗、住房、养老、失业等制度，消除抑制农村居民消费结构升级的障碍，进一步打开消费空间和促进消费向更高层次发展。
4. 针对不同年龄阶段，优化消费结构，尤其是积极应对人口老龄化。人口年龄结构对农村居民消费结构的影响具有较大的差异性，对城镇居民消费结构的影响差异性较弱。有针对性的采取不同措施以满足不同年龄人口的消费需要，主要以满足老年人衣着、生活用品、文教娱乐需要为主，劳动人口的则以发展与享受型消费为主，少儿则以食品和衣着为主。
参考文献：
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[3]曾毅，李玲，林毅夫编.21世纪中国人口与经济发展[M].社会科学文献出版社，2006.
[4]李余，詹懿.人口老龄化与经济发展的实证关系研究——以四川为例[J].统计与决策，2013（21）.
[5]李德山，唐喆.人口老龄化对居民消费的影响研究——以四川省为例[J].西部发展评论，2014（10）.
[6]张慧芳，朱雅玲.居民收入结构与消费结构关系演化的差异研究——基于AIDS扩展模型[J].经济理论与经济管理，2017（12）.
*基金项目：2018年乐山市哲学社会科学规划课题“乐山市居民消费结构变动实证研究”，课题编号：SKL2018C22。
（作者单位：乐山师范学院数学与信息科学学院）
农村居民消费现状范文第3篇
【摘要】文章第一部分引言说明文章的研究背景及意义；第二部分是对文献的评述；第三部分运用计量的方法研究影响农村居民消费水平的因素与农村居民消费水平之间的关系，并对收入对消费水平的影响单独进行了研究；最后得出文章的结论。
【关键词】农村居民 收入 消费 影响因素
一、引言
快速的经济发展使得人们的生活水平提高的同时，由于种种原因，使得城乡之间的居民收入差距加大，经济的增长对农村居民的消费并没有起到多大的作用。如今，我国的主要消费群体在城市，但是城市的消费已经逐渐趋于饱和，消费产生疲软现象，内需不足，而农村居民这个大的群体却是消费不足，巨大的城乡收入差距使得农村居民的消费水平较城市相比更低。我国作为一个农业大国，农村经济的发展有利于我国农业的发展，而农村经济的发展与农村居民消费水平有着直接的联系。目前，城市的消费已逐渐趋于饱和，农村市场则存在着巨大的消费潜力。我国农村市场占全国市场的一大部分，带动农村市场的消费对扩大内需有着至关重要的作用，进一步开发农村市场，对于解决我国农村消费需求不足的问题，对于促进我国经济增长都有着重大意义。
二、文献综述
相关学者研究了造成农村居民消费水平低下的原因。尹世杰等人（2001）认为当前制约农村居民消费的主要因素是农民收入偏低、农村基础设施和消费环境差、流通不畅、消费观念滞后等[2]。刘旭辉，潘全金（2006）认为我国农村居民虽然有着强烈的消费倾向，消费需求上升空间广阔，但收入消费心理和社会保障等因素共同制约了农民消费需求的增长[1]。黎明，龚旭东等人（2006）认为金融机构网点布局的缺陷、信贷管理体制的缺陷、农村金融币场结构缺陷和农村消费信贷的严重滞后影响了农民跨期消费的可支付能力，进而制约了农村居民消费需求的扩大。
针对城乡居民消费水平对经济总量增长的贡献问题，在学术界也引起了激烈的争论。有些学者认为由于农民各种基础设施起步就比城镇差，农民的文化程度较低，使得收入在短期内不会有较大的提升，现如今城镇一体化的逐步实现，使得农村人口大量向城镇聚集，农村人口老龄化严重，这些都对提高农村居民消费水平起到了滞后的作用，因此扩大内需的主要目标还是在城镇，农村消费水平在短期内不会有较大的提升。另有一些学者认为，现如今城镇居民的消费水平已趋于饱和，因此农村具有较大的消费潜力。吴越（2014）对中国农村居民消费的前景是比较看好的，认为农村居民消费增长具有一定的物质基础，并且农村居民的消费空间变得越来越广阔，为国民经济的增长提供了稳定增长的动力支持[4]。
张治觉、吴定玉（2010）对我国1978～2007年间财政社会保障与居民消费的关系进行了实证分析，发现社会保障对农村居民消费水平影响较大，社会保障程度不同，农村居民消费水平明显不同[3]。此外，有关学者认为财政支农对农村居民消费也会产生一定的影响。王晓润，尹宗成和孙鑫（2011）通过对1978～2009年的数据进行分析，得出了不同结论，认为在短期内财政支农支出对农村居民消费具有挤出效应，而在长期的效果恰好相反[5]。罗志红，朱青（2012）通过对1980～2010年数据分析，认为优化我国财政支出结构，可以实现消费公平[5]。
从微观上看，消费是由个人主观决定的事情，受到个人主观心理、伦理的影响，但是，经济人处于社会、市场的大环境中，因此，从宏观上看，消费又受到社会中因素的影响，比如说：收入、利率、储蓄、国家政策、社会保障程度等的影响。国内外学者对农村居民消费水平的已有研究，对解决我国农村居民消费水平目前存在的问题具有一定的借鉴意义。
三、影响我国农村居民消费水平的因素实证分析
影响农村居民消费水平的因素众多，本文选择人均GDP、农村居民消费价格指数、恩格尔系数、农村居民人均收入四个变量作为分析变量，通过搜集2000～2013年的相关数据，分析这些因素对农村居民消费水平的影响。所搜集的数据来自国家统计局网站。
（一）构建模型
本文选取农村居民消费水平作为解释变量Y，选取人均GDP（X1）、农村居民消费价格指数（X2）、恩格尔系数（X3）、农村居民人均收入（X4）四个变量为被解释变量，运用R软件进行回归分析，研究这些变量对农村居民消费水平的影响大小。
模型估计结果说明，在假定其他变量不变的情况下，收入每变化1%，消费水平对应变化1.208%。这与理论分析和经验判断相一致。模型估计结果也说明，农村居民人均收入对农村居民的消费水平影响最为显著，因此，农村居民人均收入是影响农村居民消费水平的主要因素。
统计推断检验：R2=0.9991和调整过后的R2为0.9991，说明该回归方程的拟合优度效果非常好，即人均GDP，农村居民消费价格指数，恩格尔系数，农村居民人居收入这些因素对农村居民消费水平的解释能力为99.91%。
（二）收入对农村居民消费水平的影响
从上面的分析可以看出，收入是对消费水平影响最大的因素。影响居民消费的因素很多，从凯恩斯的消费理论来看，收入也是影响消费的最主要因素，所以将收入作为主要研究变量，选取2002～2013年全国各省市区的农村居民消费支出作为解释变量Y，选取农村居民人均纯收入X1，各地区生产总值X2作为被解释变量。构建计量经济学模型lnY=β0+β1*lnX1+β2*lnX2+ε，对变量进行面板数据回归分析。
由统计结果可以看出，收入和生产总值相比，仍然是收入是影响居民消费水平的关键因素。结果表明，收入与消费水平显著相关。R2=0.9444，经过调整后的R2=0.9441，说明该回归方程的拟合优度非常好。
四、结论
通过实证分析可以得出人均GDP，农村居民消费价格指数，恩格尔系数，农村居民人居收入这些因素是影响农村居民消费水平的重要因素，其中收入是最为重要的因素。农村居民收入水平偏低是导致农村居民消费需求不足的主要原因，因此，要想提高农村居民的消费水平，努力提高农村居民的人均收入是关键。
另外，还要结合农村经济的具体情况，合理地进行城镇化建设，努力地为农村劳动力创造就业机会。
参考文献
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[4]吴越.农村居民消费对经济增长的影响研究[J].经济研究导刊.2014（25）.
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[6]余建.基于截面数据的农村居民消费研究[J].现代经济信息.2014（15）.
[7]周新柠.现阶段我国农村居民消费研究[D].广西大学.2011，5.
作者简介：张琦（1991-），女，汉族，山东潍坊人，就读于北京理工大学人文与社会科学学院，研究方向：企业社会责任。
农村居民消费现状范文第4篇
【摘要】 本文使用1999年到2011年的省级面板数据，分东部、中部、西部三个地区，研究财政民生支出对农村居民消费倾向的影响，并将影响分解为互补效应和替代效应，评估财政民生投入改善农民生活和扩大内需的效果。本文发现，财政民生支出对居民消费影响的地区差异较大，东部地区财政教育投入较为有效，西部地区财政卫生投入较为有效，民生支出效果主要反映为替代了居民的自有支出，而尚未起到优化经济结构的作用。进而提出，在加大财政民生支出同时，应注意不同地区民生支出的结构优化和比较优势发挥。
【关键词】 财政支出 民生 消费
一、引言
20世纪90年代中后期以来，居民消费率较低是我国经济运行的主要结构性问题之一。在全球金融危机影响初步消退、2009年我国经济呈现V型反转的背景下，我国宏观经济政策的重心逐渐从“保增长”向“扩内需、调结构”移动。2009年12月召开的中央经济工作会议提出，必须坚持改善民生和扩大内需内在统一，更加注重围绕保障和改善民生来谋划发展，把增加居民消费作为扩大内需的重点，通过保障和改善民生促进经济结构优化、增强经济发展拉动力。这一决定强调了民生改善和经济结构调整之间的关系，把关注民生、促进社会和谐发展与当前迫切需要的经济结构调整有机联系了起来。事实上，1999—2011年，我国教育、卫生合计投入年增长率均在10%以上，也均超过我国国内生产总值增长速度，尤其是2003年以来，政府逐年加大了对教育卫生事业的投入力度。然而，在良好的初衷和现实的大量投入下，现有的财政民生支出是否对改善民生起到了作用？尤其是对农村地区的重点投入是否起到了启动农村居民消费和提高农民生活水平的目的呢？
从现有研究看，大部分研究从不同侧面表明，政府支出，尤其是对民生的支出有助于居民消费的提高（万广华、张茵等，2001；杭斌、申春兰，2004；黄学军、吴冲锋，2006；杨子晖，2006）。但也有发现我国政府消费和居民消费之间并不存在格兰杰因果关系和相关关系的实证研究（谢子远、杨立群，2006）。上述研究的不足和有待改进的地方在于：仅仅将全国作为一个整体研究，没有考虑到不同地区经济基础不同所造成的财政政策效果差異，尤其是没有把农村地区单独提取出来进行研究；选择的财政支出口径过于笼统，没有将用于民生的支出单独表示出来，从而不利于分析“促民生、调结构”的政策意义。
基于现有研究的收获和不足，本文将使用全国31个省、市、自治区从1999年到2011年的面板数据，分东部、中部、西部三个地区，研究财政民生支出（以教育、医疗支出为代表）对农村居民消费率（消费倾向）的影响，通过总消费倾向和净消费倾向的对照，将影响分解为互补效应和替代效应，评估财政民生支出在各农村区域的效果，并将结果与对应地区的城市消费情况相对照，根据实证结果给出政策建议。
二、民生投入影响居民消费的机制和效应
预防性储蓄假说和消费的恒久收入假说均可以用来解释财政民生投入对居民消费的影响，它们得出的初步结论能够为本文实证研究中的变量符号判定提供标尺。
1、基于恒久收入假说的影响机制
恒久收入假说（Permanent Income Hypothesis）是解释居民消费行为的经典理论，在该理论中，居民每期的消费是其一生恒久财富的一个比例，而恒久财富的数量则取决于目前对未来恒久收入的预期。政府的民生支出向居民直接提供了服务，相当于增加了居民的恒久收入和恒久财富水平，进而居民的当前消费与当前收入的比例（消费倾向）亦会提高。
2、基于预防性储蓄假说的影响机制
按照预防性储蓄假说（Precautionary Saving Hypothesis），居民储蓄目的在于规避和缓冲未来收入、支出和生命周期变动的风险，而中国居民近年来关注的主要风险就包括各项公共服务改革所带来的支出风险。以医疗、教育为代表的财政民生开支，能够减少居民购买必需公共服务的支出，从而降低居民支出风险和储蓄需求，进而提高居民将收入用于消费的比例，即提高居民消费倾向。
3、财政民生投入的互补效应和替代效应
从方向而言，根据恒久收入假说和预防性储蓄假说，当医疗、教育为代表的民生支出增加时，居民消费倾向都会增加，我们将之称作财政民生支出的互补效应。然而，民生支出不同于货币补贴或再分配，它为居民带来的收入上升或支出风险的降低，都是以提供不可储存的消费品的形式实现的。而民生支出的对象，如医疗、教育服务，本来就属于必需品，占有一定的消费预算，当财政对它们购买和提供的数量上升时，可能会出现对私人购买的替代和挤出，并反而降低居民总消费，我们将其称作财政民生支出的替代效应。
三、计量方法和结果
1、变量选取和说明
根据上述民生投入对消费的影响机制，本文的因变量选用居民消费倾向（即当期消费占当期收入的比重），使用这一指标来反映居民消费率的意义在于，它直接使用与居民生活最贴近的消费性支出和居民家庭收入，比较能说明居民的个体消费行为。为了检验财政民生支出对各地区城市、农村的互补效应、替代效应效果，本文将因变量细分为总消费倾向和扣除了教育、医疗等项目的净消费倾向：const：农村居民的总消费倾向=农村居民家庭平均每人全年生活消费支出合计/农村居民家庭平均每人全年纯收入；cons：农村居民净消费倾向=(农村居民家庭平均每人全年生活消费支出合计-农村居民家庭平均每人全年文教、娱乐用品及服务支出-农村居民家庭平均每人全年医疗保健支出)/农村居民家庭平均每人全年纯收入。
在自变量选取上，本文用教育支出和医疗卫生支出占当年各省财政支出的比例，作为财政民生支出的代表。由于2007年我国财政会计科目设置发生了重大改变，比例计算所选择的指标也需要在2007年进行调整：edu：2006年及以前=各省教育事业费支出/各省财政支出合计，2007年及以后=各省教育支出/各省一般预算支出；med：2006年及以前=各省卫生经费支出/各省财政支出合计，2007年及以后=各省医疗卫生支出/各省一般预算支出。
借鉴他人的研究，本文另外加入了几个控制变量，以提高模型解释效果，具体包括：inc：各省农村居民收入，反映凯恩斯主义消费理论（即边际消费倾向随收入上升而下降）的变量，取各省的农村居民家庭平均每人全年纯收入，并使用农村居民消费价格指数调整为实际收入；price：各省农村物价变动率，即本年农村居民消费价格指数与上年之差；yad和oad：各省农村少儿抚养比和老年抚养比，即（0—14岁人口/15—64岁人口）和（65岁以上人口/15—64岁人口）。
此外，2004年开始，全国逐步开始取消农业税，到2006年已全面完成，这一惠农措施亦可能会提振农村的消费率，本文引入反映农村农业税征收的虚拟变量tax，对当年已取消农业税的省份，将该变量记作1，未取消的记作0。
2、数据来源
本文采用的各省经济数据取自国泰安公司CSMAR系列研究数据库中的“区域经济研究数据库”，各省人口抚养比数据取自历年《中国人口统计年鉴》。在地理划分上，东部地区包括天津、河北、辽宁、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西、海南等10个省、市、自治区；中部地区包括山西，内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等9个省、自治区；西部地区包括重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆等10个省，市、自治区（在我国经济地理中，北京和上海两市亦属于东部地区，但两市农村人口比重较低（2008年，北京市农村人口比重15.10%，上海市农村人口比重11.39%），且随着城市扩大，农村人口居住地接近城乡结合部，其消费行为将更接近于城市人口，为避免对东部农村人口的消费行为带来异常值，所以在东部农村中不包含北京和上海）。
3、计量方程
本文具体使用的计量方程为：
其中（1）式表示总消费倾向的决定，（2）式表示净消费倾向的决定。
4、计量方法和软件
在计量方法上，根据数据横截面样本多于时间样本的特征，选择横截面加权的广义最小二乘法估计；经过F检验和Hausman检验，在模型中加入个体固定效应；计量软件使用Eviews 5.5版。
5、计量结果
式（1）和式（2）的检验结果如表1和表2所示，粗体表示反映财政民生支出的自变量。
四、计量結果分析和财政民生支出效果评估
如前所述，财政民生支出对消费的影响包括互补效应（正）和替代效应（负）。对总消费倾向而言，互补效应与替代效应都会发生作用，民生支出的总影响方向不定；对净消费倾向而言，民生支出应当只具有互补效应；而将总消费倾向和净消费倾向对比起来看，就可以评估出各个地区财政民生支出的互补效应和替代效应的相对大小。如表3所示。
将表1、表2的计量结果与表3列举的含义对照，发现各地区农村的总消费倾向、净消费倾向受民生支出影响的系数均在可以解释的范围内，未出现理论无法解释的实证结果，可以初步表明本文的计量方法、变量选取未出现错误。
从实证检验结果看，在东部农村，财政教育开支比例对总消费倾向无显著影响，对净消费倾向则有显著正向影响，表明东部农村的财政教育开支兼有收入和替代效应，且水平大抵相当，这一开支虽未能提振居民总消费，但也亦有助于提高居民的福利水平。在西部农村，医疗开支的增加会显著地提高居民的净消费倾向，但会带来总消费倾向的降低，这说明医疗开支对西部农村居民消费有互补效应，但互补效应小于替代效应。这一现象一方面可能是因为西部地区，尤其是西部农村原有的医疗基础较为薄弱，所以政府医疗投入容易收效，另一方面也是因为其他方面的配套措施没有跟上，所以医疗投入的增加并未能明显加大居民在其他方面的消费意愿。由于财政民生支出对总消费倾向的影响系数不是显著正值，所以在这两个地区和领域，财政民生收入发挥的作用仍主要是替代居民消费，而未起到改善经济结构的效果。
然而，除上述地区和领域外，财政民生支出对农民的消费倾向均未产生显著影响。就东部而言，财政医疗支出的失效可能反映了东部较高医疗成本使得财政支出杯水车薪的困境；就西部而言，教育资源相对缺乏，居民仍需大量储蓄并向其他地区购买教育服务（尤其是高等教育服务）的现状或可解释财政教育支出的失效。而中部地区的财政民生支出失效则可能反映了中部地区既缺少较强经济实力，又缺少足够政策支持的尴尬。
此外，在计量结果中，在东、西部地区的农村中，反映取消农业税的虚拟变量（tax）对消费倾向的影响均显著为正，这反映了国家取消农业税的政策有效地提升了农村居民的消费，亦从侧面表明了对财政民生支出辅以配套措施的重要性。
五、结论和政策建议
需要强调的是，虽然本文研究的是财政民生投入对消费倾向的影响，但并不是说只有当消费倾向增加时，财政民生投入才起到了积极效果：民生投入的本意就是提高居民的生活水平，只要民生投入能够起到替代居民民生消费的效果，就表明民生投入落到了实处，提高了居民福利水平，实现了“雪中送炭”；而进一步的净消费倾向和总消费倾向增加，即财政民生投入的互补效应，则反映了民生投入对改善经济结构的效果，具有“锦上添花”的意义。基于此价值判断，本文根据计量分析得到的结论如下。
第一，我国财政民生支出对居民的消费倾向的影响效果在地区间存在较大的差异，东部地区的财政教育投入对消费倾向的提升或农村居民消费的替代有较为积极的效果；西部地区的财政卫生投入对消费倾向的提升和农村居民消费的替代有较为明显的影响；而中部地区的财政教育、卫生投入对改善农村居民消费没有带来显著效果。总体来说，财政民生支出的效果还停留在为居民直接提供服务的层次上，未明显起到优化经济结构和扩大内需的作用。
第二，东部和西部民生支出的不同效果，反映出教育和医疗这两类公共品性质的不同：教育相对于医疗而言，是更注重“质量”的公共品，对教育进行的公共投入，如果要发挥替代效应和互补效应，就需要以较为发达的教育基础水平为条件；而医疗，尤其是较低水平的医疗保障，则是较为容易通过“数量”起作用的公共品，在医疗基础水平较差的条件下，财政医疗开支的互补效应和替代效应更容易发挥，但当医疗水平较高后，对医疗的进一步投入就可能因为医疗服务的较高价格而收效甚微。
为此，本文提出的政策建议是，在进一步扩大财政民生支出时，注意不同地区民生支出的结构优化和比较优势发挥：东部地区着重增加教育投入，并在理顺利益关系、平抑医疗价格基础上，适当减少和节约农村医疗投入；中部地区保持现有结构，稳步提高投入水平，以发挥财政民生投入的替代效应为基本目标；西部地区着重增加农村医疗投入，同时提高教育资金投入的效率，将教育资金用在提高农村基础教育水平上。
【参考文献】
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[5] 杨子晖：政府消费与居民消费：期内替代与跨期替代[J].世界经济，2006（8）.
农村居民消费现状范文第5篇
摘要通过分析影响农村居民消费的各个因素，包括农村居民的家庭收入、GDP水平、物价水平、恩格尔系数等，采用1978—2015年《中国统计年鉴》中农村居民消费、收入的数据，对农村居民消费的影响因素进行量化处理以及定性分析，运用多元线性回归对这些因素进行逐步回归，并建立影响因素之间的关联程度，进一步进行多重共线性分析。 结果表明，影响农村居民消费的最主要因素是居民收入水平，其次是消费价格指数，最后是恩格尔系数。
关键词农村居民；消费现状；影响因素；多元回归分析
A
Key wordsRural residents； Consumption status； Impact factors； Multiple regression analysis
我国经济正处在转变发展方式、优化经济结构、转换增长动力的攻关期。从投资和消费的关系来看，消費已经成为我国新时代经济增长的主要驱动力，在扩大内需战略的带动下，消费的基础性作用会进一步得到发挥。近年来，消费对经济增长的贡献率在50%以上。我国促进消费、扩大内需方面最大的潜力在农村，截至2016年底我国农村居民人口数为5.897 3亿，占全国总人口数的比重为42.65%；2016年农村居民恩格尔系数为37.1%，仅相当于2005年我国城镇居民的恩格尔系数水平。持续的收入分配体制、教育体制、医疗体制、住房体制及社会保障体制等的改革，使得城乡的收入、消费差距也越来越大[1]。我国农村居民庞大的人口基数与城乡消费水平的巨大差异表明，我国农村居民消费增长潜力巨大，并且对我国宏观经济结构调整具有举足轻重的影响。因此，我国农村居民消费变化以及影响消费变化的因素成为促进内需增长、转变发展结构的重要内生变量，受到学术界的关注[2]。
1我国农村居民消费现状
1.1农村居民消费水平总体滞后从总体上看，城镇居民消费格局长期高于农村居民消费。一直以来，农村居民内部的消费差距不断扩大，消费需求明显偏低的问题也没有得到有效解决。杨永忠[3]曾经提出，在我国居民消费中，消费市场发展不尽合理，消费需求严重不足，它的症结主要是在广大的农村地区。我国农村消费市场发展严重滞后，从消费份额上看，2016年全年社会消费品零售总额为8.9万亿元，城镇以下的全县及县以下的社会消费品零售总额为2.9万亿元，仅为全社会消费品零售总额占32.5%。从2011—2015年的国家统计局统计数据看（图1），农村居民消费水平尽管呈上升的趋势，但是与城镇居民相比仍有很大差距，农村消费市场仍处于相对较低的水平，城乡差距突出问题很有可能成为制约农村经济乃至整个国民经济发展的障碍。
1.2农村消费层次偏低农村居民消费市场的质量与城市相比很低，这个问题是非常突出的，传统的农村居民消费观念是崇尚节俭，消费偏好是使用廉价的购物清单，存在自给自足，封闭和不理性消费的特征，国际上常用恩格尔系数表现一个国家或者地区的发展水平，即在消费领域食品占总消费支出的比重，从1990—2016年《中国统计年鉴》的年度支出数据（表1）可以看出，农村居民的食品支出的比例，尽管呈现下降的趋势，但仍占约一半的比例，其次是住房，约占5%，其他消费所占比重较小，可以看出当前农村居民消费需求水平层次较低，消费观念更多是倾向于生存需要，而诸如文教娱乐、交通通讯、医疗健康和生活质量等服务型和享受型的消费需求明显不足[4]。
1.3农村消费市场启动难度较大我国有近7亿的农村人口，接近全国居民人口总数的一半，但只消费了全国1/3的商品，存在巨大的消费潜力，但是农村消费市场启动难度同样很大。首先，从我国城镇居民和农村居民消费的增长态势来看，城镇居民消费保持较快的增长速度，而农村居民消费比重虽然呈现上升趋势，但是与城镇居民相比，总体差距持续扩大。其次，近年来农村居民的内部收入差距也有所增加，农村家庭出现消费断层，少数富裕家庭更倾向节约消费，大部分农民由于收入过低，家庭购买力不足，只能满足基本温饱需求，很难将潜在需求转化为即期需求。最后，农村居民生活消费受很多因素的综合影响，要提高农村居民的消费能力及消费水平，需要制定长期的协调和合作政策，仅仅依靠单方面的政策调整，提高农民收入，很难从根本上解决农村居民消费不足的问题[5]。
2农村居民消费影响因素的实证分析
2.1变量的选取和定义我国农村市场的消费需求存在严重不足，许多因素制约着农村消费市场的启动。根据1978—2015年面板数据，构建计量经济学模型，主要从人均GDP、农村家庭人均收入、农村居民消费价格指数等角度[6]，实证分析影响我国居民消费行为的制约因素，以及这些因素对居民消费状况的影响程度，重点分析了农民收入对农村居民消费的影响，探讨我国农村消费市场需求不足的原因。其中：人均GDP作为经济学中衡量经济发展状况的指标，是最重要的宏观经济指标之一，该研究用总产出（即社会服务与社会产品的产出总额）/总人口表示人均生产总值；农村家庭人均收入用《中国统计年鉴》中全国农村居民家庭人均纯收入表示；对于农村居民价格指数，由于统计年鉴中的收入支出都是名义值，并不是实际值，因此需要对其进行处理，以上年的居民价格指数为基数（上年=100），处理后得到的1978—2015年的居民价格指数具有更强的可比性。
安徽农业科学2018年
2.2数据来源以全国农村居民为分析对象，统计数据来源于1978—2015年《中国统计年鉴》，如表2所示。
2.3研究模型的设定
2.3.1模型数学形式的确立。为分析居民消费支出（Y）与人均国内生产总值（X1）、农村居民家庭人均纯收入（X2）、农村居民消费价格指数（X3）、农村居民恩格尔系数（X4）之间关系，分别绘制散点图（图2～5）。
从散点图可以看出，农村居民消费水平（Y）和X2大体呈现为线性关系，和X1、X3也呈现为线性关系，与X4的关系是否线性并不明显，但是消费支出及各影响因素差异明显，其变动的方向基本相同，相互之间可能具有一定的相关性，探索将模型设定为多元线性回归模型形式：
Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+UI （1）
式中，Y表示农村居民消费支出（元）；X1表示人均GDP；X2表示农村居民家庭人均纯收入；X3表示农村居民消费价格指数（上年=100）；X4表示农村居民恩格尔系数（%）；UI表示随机扰动项。
2.3.2模型的参数估计。利用Eview软件计算相关系数，做Y对X1、X2、X3、X4的回归，结果如下：
Y=-4 584.354 0-0.031 7X1+1.000 1X1+52.015 7X3-15.816 4X4 （2）
（0.152 9）（1.100 9）（11.082 0） （4.190 1）
t =（-2.073 0）（9.903 7）（4.6937）（-3.774 7）
R2=0.999 268，F=11 269.67，n=38。
2.4经济模型的检验及修正
2.4.1经济意义上的检验。模型（1）中，β1表示农村居民人均GDP对农村居民消费水平的影响，人均GDP越高，居民消费水平也应该越高，两者应呈现正向相关关系，即β1>0；β2表示居民家庭纯收入对农村居民的消费水平的影响；β3表示价格指数对农村居民的消费水平的影响；β4表示恩格尔系数对农村居民的消费水平的影响。由公式（2）可知，所估计的参数β1=-0.031 7<0，X1的符号与事实相反，不符合变量参数中确定的参数范围。这与理论分析和经验判断不一致。
2.4.2统计意义上的检验。公式（2）的R2= 0.999 268，可决系数很高，这说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即X1、X2、X3、X4对农村居民消费支出的绝大部分差异做了解释。F检验值为11 269.97，应拒绝原假设，说明回归方程明显显著。但是α=0.05時，国内生产总值X1的符号是负数与预期不符，这表明可能存在严重的多重共线性。需要进行计量经济学上的检验。
2.4.3计量经济意义上的检验。
2.4.3.1多重共线性分析。分别选取X1 、X2、X3、X4各解释变量，让Y对X1、X2、X3、X4分别进行回归分析，结果见表2。
利用Eview软件计算相关系数，结果表明，农村消费支出Y与农民家庭收入水平X2拟合度最高，R2=0.997 789，其次是国内人均生产总值X1，X1与Y的拟合度达到0.989 389。又从自变量间的相关系数（表3）可以看出，X1与X2之间的相关系数很高，可认为模型存在多重共线性。
为了进一步了解方程的多重共线性，做Y对X1 X2的线性回归分析，结果见表4。
表4回归结果显示，引入X1和X2后，R2=0.997 790，大于Y与X1回归后得出的R2=（0.997 789），但t1（a）=0.921 2>005，不能拒绝原假设，即解释变量“国内人均生产总值”（X1）对被解释变量“农村居民消费支出Y”没有显著的影响。因此，以下模型剔除X1。
因为X3的拟合度（R2=0.966 492）明显优于X4的拟合度（R2=0.646 561），因此接下来进行Y与X2、X3影响因素的回归分析，结果见表5。
引入X3后，R2=0.998 891，大于Y与X2回归后得出的R2（0.997 789），拟合优度较高，且模型中各解释变量t检验符合，表现出较强的显著性，因此X3不能剔除，保留进行下一步回归。
让Y与X2、X3、X4影响因素的回归分析，结果见表6。
可用规范的形式将参数估计和检验的结果写为：
Y=-5 938.8880+0.795 8 X2+63.043 8 X3-8.7941 X4 （3）
（0.022 9）（10.182 1）（2.582 8）
t=（34.762 6）（6.191 7）（-3.404 8）
R2=0.999 173，F=13 696，DW=1.294 2。
引入X4后，可决系数R2=0.999 173，接近于1，说明所建模型整体上对样本数据拟合度非常好，F=13 696，模型明显显著。当α=0.05时，t检验符合，所在的系数估计值高度显著，说明X2、X3、X4对农村居民消费支出都具有显著影响，对系数估计值的解释如下：在其他变量保持不变的情况下，如果农村家庭人均收入每增加1元，则农村消费支出平均增加0.80元。如果农村居民消费价格指数每增加1%，则农村消费支出平均增加63.04元，；如果农村居民恩格尔系数每增加1%，则农村消费支出平均减少8.80元，所有的解释变量的符号与先验预期一致，即农村消费支出与家庭收入，价格指数呈正相关，与恩格尔系数呈负相关，此时模型中可认为不存在多重共线性。
2.4.3.2自相关性检验（DW检验）。对一个样本量为38，4个解释变量的模型，5%的显著性水平，查DW統计表可知，dL=1.019，dU=1.585，模型中的DW=1.294 2，介于两者之间，说明消费模型中不存在自相关，具有优良的统计性能。
3结论与讨论
该研究实证分析结果表明，在农村居民消费主要的3个影响因素中，居民收入水平的提高极大地刺激消费水平，其次是消费价格指数，最后是恩格尔系数，说明居民的消费水平还很大程度上受到经济生活的影响。消费价格指数、恩格尔系数这些因素是可以计量的，但通过改变以上影响因素来改善农民消费支出是难以完成的。而农村居民消费支出与人均家庭收入之间存在稳定的均衡关系，要刺激农民消费，必须增加农村居民收入，提高农村居民的收入水平。我国农村居民消费与收入关系的变化过程也说明了这样的结论。
作为一个人口众多的农业大国，如何扩大农村居民的消费，对扩大内需、刺激经济、促进国民经济的可持续发展具有重要的现实意义。在现实生活中，农村居民的消费水平受许多因素的影响，不仅包括经济生活因素，也包括社会生活因素。其中经济生活国素主要包括家庭收入、人均GDP、恩格尔系数等，这些基本上都是可以用数据衡量的；但是居民的消费水平受社会生活因素的影响也很大，如农村的消费理念、消费结构、社会医疗保障等，这些因素大部分很难用数据去衡量，但对消费水平的影响是不容忽视的[7]。
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农村居民消费现状范文第6篇
摘要：基于结构向量自回归（SVAR）模型，研究我国居民消费、固定资产投资变动和经济波动之间的动态关系。实证结果表明，尽管我国居民消费、固定资产投资变动和经济波动之间存在正动态冲击效应，但持续性不强，并且居民消费、固定资产投资带动经济增长单位效率差。此外，扩大居民消费对经济增长的效力强于扩大固定资产投资产生的效力。
关键词：经济增长；居民消费；固定资产投资；SVAR模型；结构冲击
一、引言
消费和投资是拉动经济增长的两大引擎，消费的拉动作用较投资的拉动作用更具持续性。尽管我国经济取得了快速发展，但突出的经济增长结构问题影响了国民经济的稳定发展，而且显现了投资对经济增长贡献率超过消费对经济增长贡献率的现象。图1显示，我国居民消费对经济增长贡献率总体处于下降趋势，固定资产投资对经济增长贡献率总体处于上升趋势。从2001年开始，我国经济增长主要由投资拉动。尤其是2009年，在世界经济大幅下滑的情况下，我国经济能够保持8.7%的增长速度，主要是靠政府大量的基础设施等固定资产投资带动的。但是，居民消费、固定资产投资变动引起的经济波动，即居民消费、固定资产投资受到冲击对产出的动态影响不能通过贡献率得以表现，可能存在固定资产投资对经济增长贡献率高，但是固定资产投资受到冲击对经济增长影响弱，这可以通过居民消费、固定资产投资变动和经济波动之间的动态关系来说明。
结构向量自回归（SVAR）模型是研究变量间动态冲击效应较成熟的方法，它是基于向量自回归（VAR）模型提出的。一个n元p阶的SVAR模型：
二、实证分析
（一）变量说明
国内生产总值、居民消费、固定资产投资是一国经济发展水平、消费水平、投资水平最具代表性指标，本文旨在研究居民消费、固定资产投资变动与经济波动之间的动态关系，而增长率是反映波动（变动）较合理的指标。因此，本文选取了实际国内生产总值增长率（RGDP）、实际居民消费增长率（RXF）、实际固定资产投资增长率（RTZ）三个变量，并以1978年为基期（1978=100）的居民消费价格指数和GDP平减指数（根据名义GDP和不变价GDP计算得到），消除1978-2009年居民消费及国内生产总值和固定资产投资的价格因素，从而得到实际增长率（样本期间为1979-2009年）。
（二）SAVR模型及识别
SVAR模型是基于VAR模型提出的，传统的VAR理论要求模型中每一个变量是平稳的，随着协整理论的提出，对于非平稳时间序列，只要各变量之间存在协整关系就可以直接建立VAR模型。所以，首先要对变量进行平稳性检验。本文运用ADF检验，根据AIC和SC准则、DW值、参数t统计量，确定C、T、L,检验结果如表1所示。结果表明RGDP、RXF、RTZ在1%的显著性水平下是平稳的，因此可以直接建立VAR模型，然后对参数施加约束，识别SVAR模型。
建立SVAR模型，其次要确定VAR模型的滞后阶数。EViews5.0给出了判断滞后阶数的模块，一般根据LR（5%显著水平）、FEP值、AIC值、SC值、HQ值进行确定，经过综合比较，选定滞后阶数为1阶。检验结果见表2。
选择滞后阶数时还要注意VAR模型残差的自相关和异方差。经检验，选择滞后1期。残差序列不存在自相关和异方差，由于篇幅限制，将不在列示。
最后,检验VAR（1）的稳定性，若不稳定，脉冲响应函数将失效。经检验，VAR(1)的AR单位根的模都小于1，满足稳定性条件，根据SVAR（1）得到的脉冲响应函数是稳健的、可靠的，检验结果见表3。
对于n元p阶SVAR模型，需对结构式施加n(n-1)/2限制条件才能识别结构冲击。本文建立的SVAR（1）模型含有三个内生变量，即n=3，需施加3个约束条件。一般情况下，依据经济理论对参数进行约束，参数约束有短期约束和长期约束之分。长期约束一般是零约束，是指一个变量对另一个变量的结构冲击的长期响应为0, 而本文所选取的三个变量之间有着较强的相互影响关系。因此，选择短期约束：(1)固定资产投资产生经济效益具有滞后性，又基于我国现实情况，即居民消费与固定资产投资当期相互带动作用较弱，可以认为居民消费变动和固定资产投资变动之间当期无影响，即假设a23=0，a32=0；(2)居民消费变动受当期产出波动的影响，通过建立RXF与RGDP之间的回归方程（依据加权最小二乘估计），估计RGDP对当期RXF的长期平均影响系数为0.785146，因此假设a21=0.785146。
模型估计结果：a12=-0.252974，a13=-0.056602，即实际居民消费增长率每提高一个百分点，在当期实际GDP增长率大约提高0.253个百分点，实际固定资产投资增长率每提高一个百分点，在当期实际GDP增长率大约提高0.057个百分点，说明在拉动经济增长力度方面，居民消费优于固定资产投资。
（三）脉冲响应函数分析
脉冲响应函数是分析当一个误差项发生变化，或者说模型受到某种冲击时对系统的动态影响，用以描绘在扰动项上施加冲击，对内生变量当前值和未来值所带来的影响。本文选择追踪期数为10，实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏离带。
由图2可知，给实际消费增长率一个正冲击，在第1期对实际GDP波动产生最大正效应，约0.379个百分点，之后冲击效应减弱，到第8期已趋于0，但是从第5期到第8期出现了程度微弱的负效应，在第6期出现最大负效应，约为-0.027个百分点，然而从第1期到第8期累积冲击效应约为0.887个百分点。总体上，居民消费变动的结构冲击对经济波动产生正影响，但持续性不强。
给实际固定资产投资增长率一个正冲击，在第2期对实际GDP波动产生最大正影响，约0.216个百分点，之后影响逐渐减弱，到第8期趋于消失，从第5期到第8期也出现了程度微弱的负影响，在第6期出现最大负影响，约为-0.022个百分点，然而从第1期到第8期累积冲击效应约为0.398个百分点。总体上，固定资产投资变动的结构冲击对经济波动产生正影响，但是不仅持续性不强，而且对经济波动的冲击力度弱于居民消费变动对经济波动的冲击力度。
来自实际GDP增长率自身的一个正冲击，在第1期对经济波动产生最大正效应，约为1.499个百分点，然后下降，在第5期出现最大负效应，约为-0.137个百分点，于第7期冲击效应趋于消失，前7期累积冲击效应约为2.187个百分点，总体上冲击影响为正。说明经济波动主要受自身冲击的影响，实际GDP增长率与其滞后值有较大的关联，应注意我国经济发展的长期战略。由于本文变量以实际增长率表示，居民消费增长率、固定资产投资增长率的结构冲击对GDP增长率影响较弱，表达的是，若居民消费增长率、固定资产投资增长率增加一单位，引起GDP增长率较小幅度的增加，只能说明增加单位居民消费、单位固定资产投资，对经济增长的带动力较弱，即效率较差。而不能认为居民消费、固定资产投资不能促进经济增长，因为居民消费、固定资产投资是带动经济增长的两个最主要的动力。
上述实证结果表明，虽然总体上来自居民消费、固定资产投资变动的外生结构冲击对经济波动产生正效应，但是脉冲响应路径显示，仅持续4期正效应，并出现了4期程度微弱的负影响，而且经济波动主要受自身结构冲击的影响，说明我国居民消费、固定资产投资带动经济增长不仅持续性不强，而且单位效率差。但是，由于居民消费变动对经济波动的冲击力度强于固定资产投资变动对经济波动的冲击力度。所以，对于促进经济增长而言，扩大居民消费产生的效力强于扩大固定资产投资产生的效力。
由图3可知，给实际GDP增长率一个正冲击，在第1期对居民消费变动产生最大正效应，约为1.177个百分点，之后从第3期到第6期出现了负效应，在第4期出现最大负效应，约为-0.106个百分点，冲击影响于第6期趋于0，然而从第1期到第6期累积冲击效应约为1.255个百分点。总体上，来自经济波动的外生结构冲击对居民消费变动产生正效应，但只是短期影响。
同样给实际GDP增长率一个正冲击，也是在第1期对固定资产投资变动产生最大正影响，约为3.557个百分点，之后也是从第3期到第6期出现了负影响，在第3期为-0.714个百分点，冲击效应于第6期趋于消失，然而从第1期到第6累积冲击效应约为2.403个百分点。总体上，来自经济波动的外生结构冲击对固定资产投资变动产生正影响，虽然只是短期影响，但是受到经济波动的冲击力度强于居民消费变动受到经济波动的冲击力度。
上述实证结果表明，虽然总体上来自经济波动的外生结构冲击对居民消费、固定资产投资变动产生正效应，但是脉冲响应路径显示，只持续2期正效应，并出现了4期程度微弱的负影响，但是不能认为经济增长对保持居民消费、固定资产投资持续增长效用不大，因为只有产出不断增加才能保证消费、投资的持续增长，这只能说明，我国居民消费、固定资产投资自身存在问题，削弱了产出增加对其增长的持续促进作用。然而，固定资产变动受到经济波动的冲击力度强于居民消费变动受到经济波动的冲击力度，说明我国经济产出倾向于用于固定资产投资，和现实相符，由图1可知，固定资产投资对经济增长贡献率总体上处于上升趋势，尤其从2001年开始，固定资产投资成为拉动经济增长的主要动力。
（四）预测方差分解
方差分解是另一种分析变量间动态关系的方法，是将每个内生变量的方差分解成与各结构冲击相关联的组成部分，用相对方差贡献率评价各结构冲击对每个内生变量的相对重要性。由表4可知，在RGDP方差分解中，居民消费增长率的结构冲击对经济增长率预测方差贡献率经过第1、2、3期增长，于第4期开始基本稳定在8.5个百分点。固定资产投资增长率的结构冲击对经济增长率预测方差贡献率经过第1、2、3期增长，于第4期开始基本稳定在2.1个百分点。经济增长率自身结构冲击对经济增长率预测方差贡献率经过第1、2期下降，于第3期开始基本稳定在89.3个百分点。这和图2脉冲响应分析结果基本一致，经济波动主要受自身结构冲击影响，居民消费、固定资产投资变动的结构冲击对经济波动影响微弱，从而说明居民消费、固定资产投资带动经济增长单位效率差；同时，RGDP方差分解也验证了，居民消费变动对经济波动的影响明显强于固定资产投资变动对经济波动的影响。
在RXF方差分解中，经济增长率的结构冲击对居民消费增长率预测方差贡献率于第5期开始基本稳定在44.7个百分点，但是居民消费增长率自身结构冲击对居民消费增长率预测方差贡献率较大些，于第5期开始基本稳定在54.85个百分点。因此，虽然经济波动对居民消费变动产生了较大程度的影响，但居民消费变动受自身结构冲击影响较大。在RTZ方差分解中，经济增长率的结构冲击对固定资产投资增长率预测方差贡献率经过前4期微弱波动，于第5期开始基本稳定在81个百分点。因此，固定资产投资变动主要受经济波动的影响。由此可知，以上分析结果和图3脉冲响应分析结果也基本一致，经济波动的结构冲击对固定资产变动的影响力较大，从而说明了我国经济产出倾向于用于固定资产投资。
三、结论及建议
本文基于SVAR模型分析了我国居民消费、固定资产投资变动和经济波动之间的动态影响关系，实证结果揭示了以下两方面问题。
（一）我国经济保持长期稳定增长面临压力
居民消费、固定资产投资作为带动经济增长的最主要的两个动力，然而图2脉冲响应函数和RGDP方差分解表明，二者的变动冲击并不能对我国经济增长产生长期且持续的正影响，二者带动经济增长单位效率差，并且图3脉冲响应函数表明，经济增长只对二者增长产生短期影响，从而较难通过持续提高我国居民消费水平、固定资产投资水平影响经济增长。因此，我国经济保持长期稳定增长面临压力，这一问题主要归因于我国居民消费水平偏低及固定资产投资结构失衡。
1．居民消费水平偏低。居民收入是影响居民消费水平的主要因素，图4显示了1978-2009年我国居民收入占国内生产总值比重变化情况。图4表明，我国居民收入占国内生产总值比重，1978-1984年处于上升阶段，但最大没超过60%；1984-1992年处于下降阶段，从1988年开始低于50%；1993-2009年基本保持在40%左右。较长时间内，我国经济产出分配到居民部分较少，居民收入水平偏低。加之我国社会保障制度不健全，存在有钱不敢花现象，以及我国居民重储蓄，居民消费结构不合理，家庭消费支出以住房、医疗、教育消费支出为主，从而造成居民消费水平偏低。长期低收入和低消费造成居民消费带动经济增长单位效率差，不利于经济的持续增长。一次经济增长冲击，虽能带动当期消费较大程度增加，但只要上述限制因素存在，也会对后期消费造成不利影响。
2．固定资产投资结构失衡。固定资产投资按结构分，主要分为建筑安装工程（各种房屋、建筑物的建造工程和各种设备、装置的安装工程）和设备工具器具购置两部分，图5显示了1981-2009年建筑安装工程、设备工具器具购置占固定资产投资比重变化情况。由图5可知，虽然建筑安装工程占固定资产投资比重处于下降趋势，但是每年都在60%以上，而设备工具器具购置占固定资产投资比重没有超过30%。由此可见，大量固定资产投资用于公共基础设施、房屋等建筑物建设，而用于企业购买生产设备、器具等生产投资较少。这一现象容易造成重复投资，物品、服务供给长期增长受到限制。这种结构失衡的固定资产投资，尤其是存在大量质量差的重复投资，造成固定资产投资带动经济增长单位效率差，必然影响经济持续稳定增长。
（二）我国经济增长存在投资短期性问题
图2脉冲响应函数和RGDP方差分解表明，对于促进经济增长而言，扩大居民消费产生的效力强于扩大固定资产投资产生的效力，然而图3脉冲响应函数和RXF、RTZ方差分解表明，我国经济产出倾向于用于固定资产投资。事实上，我国已显现投资拉动型经济增长模式，主要因为：消费增长受收入、消费习惯、社会保障制度、宏观经济发展状况等因素影响，因此短期内消费增加程度有限；然而，短期内投资能够得到较大程度增加，并且容易受政府宏观经济调控控制，因此政府能够在短期内通过大幅增加投资刺激经济增长。我国应对国际金融危机的4万亿财政刺激计划，使得我国在国际经济形势恶化的情况下仍保持了8.7%的增长速度，而这项计划的大量资金用于公共基础设施等建筑物投资，充分说明了短期内能够通过大幅增加投资刺激经济增长。但是，投资的最终目的是生产更多的物品和服务以满足居民需求，扩大投资刺激经济增长在长期内最终要落在消费上。因此，我国靠投资拉动经济增长具有短期性，应以消费作为拉动经济增长的主要动力。
综上所述，为使我国经济健康持续稳定发展必须从以下几方面入手：第一，调整固定资产投资结构，加大企业生产设备性投资，扩大企业生产规模，为社会提供更多的物品和服务。首先，合理规划公共基础设施建设，防止重复投资，减少盲目投资，降低对资金的占用率；其次，控制房地产建设规模，加强对资金流向房地产市场的管制；最后，根据国家产业结构调整目标，加大对生产企业尤其是中小生产企业的资金扶持，尤其是制定合理的贷款优惠政策，满足生产企业扩大规模对资金的需求。第二，调整投资消费比例，扩大经济产出用于居民消费部分。主要是提高居民收入水平，合理调整国民经济初次分配，加大再分配力度，尤其是健全并完善工资管理制度，减轻企业税收负担，提高职工薪酬待遇，拓宽农村居民收入渠道，积极引导农村剩余劳动力转移。第三，建立健全社会保障制度，提高社会福利水平，优化消费结构，增强居民消费信心。主要应完善养老保险、医疗保险、住房公积金制度，提高保障水平和覆盖率，降低住房、医疗、教育支出占家庭消费支出的比重，提高生活消费品支出占家庭消费支出的比重，从而避免有钱不敢花现象。
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（责任编辑：关立新）
