時間：2022-08-15 18:13:25
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二、重慶市城鎮居民消費結構變化分析
（一）總體分析
本文搜集了從1997年到2013年的重慶市城鎮居民人均可支配收入、人均消費支出和各項消費支出的數據。數據顯示，重慶市直轄以來，城鎮居民人均可支配收入逐年上漲，從1997年的5343.06元到2013年的25216.13元，人均可支配收入增加了近4倍。而城鎮居民的人均消費支出也是逐年上升，2013年（17813.86元）是1997年（4403.62元）的4倍多。由此可以看出，直轄17年，重慶市城鎮居民的生活水平得到了迅速提高。
（二）消費結構分析
根據歷年的《重慶統計年鑒》的數據計算得出城鎮居民消費支出類的各項結構如表一：由上表的數據可以看出：（1）食品支出在居民消費支出中所占比重最大。重慶市城鎮居民將收入的大部分依然用于購買食品，食品支出絕對數額呈現逐年上升的趨勢，但是食品支出比重卻是呈現波動態勢，且在近三年有上升趨勢。食品支出占居民消費總支出的比重，即恩格爾系數，是國際上通用的反映居民消費結構和質量的指標。根據國際上對于恩格爾系數的通用衡量標準：恩格爾系數大于60%為貧窮；50%-60%為溫飽；40%-50%為小康；30%-40%屬于相對富裕；20%-30%為富足；20%以下為極其富裕。我們認為重慶市城鎮居民的生活水平目前整體來看相對富裕，較好較快的完成從溫飽到小康再到相對富裕的這一歷程。而這三年的食品消費支出所占比重有所上升可能是因為居民在食品方面追求高質量、高水平的原因，食品消費趨向多樣化，側面反映居民生活水平提高。（2）衣著消費在類的消費支出中所占比重也較大，僅次于食品消費。衣著消費比重從1997年到2013年大致呈U型分布，2002年所占比重最低，1997年所占比重最高。從絕對數額來看，這些年衣著消費額快速增加。（3）家庭設備用品的支出比重趨于穩定，歷年來都在7%上下浮動。家庭設備用品是每個家庭必須的，且市場發展已經比較成熟，大型家電消費又以更新換代為主，因此家庭設備支出比重變化不大。（4）醫療保健在居民消費支出中的比重有逐漸增大的趨勢。重慶城鎮居民在醫療保健方面的支出由直轄時的137.15元漲至2013年的1245.33元，增長了8倍左右，為類中增長速度最快的，其增長速度遠遠超過城鎮居民人均可支配收入和人均消費支出。這說明隨著重慶城鎮居民生活水平的提高和收入的增加，人們抗病防病、自我保護保健的意識越來越強，購買補品、家庭購買健身機械和體育用品的也越來越多，側面反映出這些用品的巨大市場潛力。另一方面，醫療保健項的支出增加也與我國的醫療制度改革密切相關。（5）交通和通訊消費比重呈現較快的增長趨勢。交通和通訊消費是衡量生活現代化程度的一個重要標志，是現代高科技消費對生活滲透的主要領域。重慶市城鎮居民此項指標增長迅速，說明重慶城鎮居民的生活現代化程度快速提高，發展和享受需要的滿足程度較高。直轄以來，重慶市公路運載能力加強，市內交通情況大幅改善，市政建設逐步完善，加之近年來市內軌道交通的大力發展，極大程度緩解了交通擁堵情況，方便市民出行，滿足居民對于交通消費的需求。而移動電話的普及和家用汽車市場的不斷擴大，更是加大居民在交通和通訊方面的消費支出。（6）娛樂教育文化和居住的消費支出整體來看較為穩定。兩項消費支出的絕對數額都逐年增加，但從時間序列上來看占總消費支出的比重先上升后下降。在娛樂教育文化方面，重慶城鎮居民隨著收入的提高，越來越重視精神方面的享受和子女教育投資，加大該項支出，整個社會文化生活水平提高。在居住方面，重慶城鎮居民在2004年的居住消費所占比重最高，之后有所下降，得益于重慶市的住房政策，使得人們用于改善居住環境的消費支出有所下降，房地產市場穩步合理發展。
三、存在的問題
盡管直轄以來重慶市城鎮居民生活水平得到大幅度提高，但是由于受到收入水平、產業結構和消費觀念等多方面的因素制約，在居民消費支出方面依然存在以下問題：第一，食品消費比重依然偏大。由表1的數據可以看出，雖然重慶市城鎮居民生活水平漸漸提高，并有進入富裕水平的趨勢。但近幾年食品消費支出所占比重有反彈趨勢，且與發達國家相比仍然偏大。早在1993年美國恩格爾系數就已下降到11.4%，而2013年的全國城鎮居民的恩格爾系數也才35%，重慶還未達到全國城鎮居民的平均水平。因此重慶市城鎮居民食品消費支出比重仍有很大的下降空間。第二，醫療保健、交通和通訊以及居住三個方面的消費支出增長速度過快，容易抑制居民消費傾向。伴隨居民消費體制市場化，社會保障和社會福利制度的基本完善，醫療保健、交通和通訊以及居住這些消費現在均由居民個人承擔。從1997年到2013年，這三項的支出分別增長了8.08倍、7.38倍、4.72倍，而城鎮居民在此期間的人均可支配收入增長3.72倍，這三項的增長速度都超過了人均可支配收入的增長速度，說明這三項的消費價格與大多數居民收入相比顯得過高，需要一個較長的過程來完成自身的積累。第三，不同收入階層的消費差距大。根據西方經濟學理論消費支出與人均可支配收入呈現高度正相關關系。近年來不同消費群體的收入差距加大，導致消費差距擴大，市場消費分散化、層次化明顯，進而導致居民邊際消費傾向下降，影響居民總體消費支出上漲。
二、數據與模型
1.關于數據。
本文所采用的數據來自北京奧爾多投資咨詢中心委托國家統計局開展的較大規模的入戶調查，抽樣和數據處理方法與國家統計局其他調查大致相同。該調查自2005年開始，每年1至2次，通過更新數據建立了《中國投資者行為調查問卷》數據庫。調查問卷設置了受訪者的個人特征、家庭財務情況和投資選擇等方面的35個~50個具體問題，包含詳細的家庭資產、負債、收入、消費以及其他家庭特征信息。李濤（2006）、陳彥斌等（2009）以及梁運文等（2010）利用該數據庫進行了有關居民投資行為、居民財產分布等方面問題的研究，結果表明數據質量較為可靠。雖然該數據庫最初建立的目的是為了研究中國居民的投資行為，偏向于宏觀研究，但由于調查數據中不僅包含豐富的家庭收入和消費等信息，而且有家庭是否參與醫療保險、是否有成員患有大病以及醫療支出等信息（自2009年開始有醫療保險相關信息），因此本文嘗試利用該數據庫進行醫療保險和居民消費關系的微觀研究。本文采用的是奧爾多2009年調查的A卷調查數據，在12個省的41個市（區、縣）進行，調查地范圍覆蓋東部、中部和西部各省市。與目前實證研究使用較多的CHNS數據相比，奧爾多調查數據包含了更為豐富的家庭消費支出信息，因此在家庭總消費支出、非醫療消費支出等關鍵變量上有準確的數據，而不必如現有文獻一樣使用耐用消費品存量數據替代消費支出的流量數據。同時，奧爾多2009年調查收集到的樣本量也比較大，經過數據整理，本文最終獲取的有效樣本為4694個家庭。
2.計量模型。
研究醫療保險對家庭消費的影響，必須解決兩種由自我選擇所導致的內生性問題。一是，醫療保險和家庭消費都與家庭的風險厭惡程度相關。家庭的風險厭惡程度越高，越傾向于選擇參加醫療保險；同時，家庭的風險厭惡程度越高，預防性儲蓄越高而當期消費越少。二是，醫療保險和家庭消費都受到家庭成員身體健康狀況的影響。身體健康情況較差的家庭更可能參與醫療保險；同時，身體健康情況較差的家庭會有更多的醫療消費支出和相對較少的非醫療消費支出。為了解決這兩種自我選擇問題，本文在計量模型中引入家庭風險厭惡程度和家庭成員健康狀況作為控制變量。這樣就可以在給定相同的家庭風險厭惡程度和家庭成員健康狀況的條件下，研究家庭參與醫療保險對其消費支出的影響，從而很好地解決了上述自我選擇問題。同時，本文在計量模型中引入家庭收入、家庭規模、平均年齡、平均受教育程度、女性比例等家庭特征變量作為控制變量。通過將各類控制變量逐步加入，本文得到三組計量模型來分別研究基本醫療保險對家庭總消費支出、醫療消費支出以及非醫療消費支出的影響。其中EXP、MEDEXP和NONMEDEXP分別為家庭總消費支出、家庭醫療消費支出和家庭非醫療消費支出。HI為家庭是否有基本醫療保險，是本文的核心解釋變量。SAH為家庭成員平均健康狀況，問卷中調查了每個家庭成員對自己身體健康狀況的評價，數值從1到5分別對應“非常好”、“較好”、“一般”、“較差”和“非常差”，本文取每個家庭該項指標的平均值作為SAH。RAV為家庭平均風險厭惡程度，調查數據中包含每個家庭成員的風險厭惡程度信息，數值從1到5分別對應“很喜歡冒險”、“喜歡冒險”、“一般”、“不喜歡冒險”、“很不喜歡冒險”，與SAH一樣，本文取每個家庭該項指標的平均值作為RAV。Xi為控制變量，包含一系列家庭特征變量，主要有：（1）INC，即家庭總收入，在回歸中取對數。（2）SCA，即家庭規模（家庭人數）。（3）AGE，家庭成員平均年齡。（4）EDU，家庭成員平均受教育程度。（5）FEM，家庭成員中女性占比。（6）PTY，家庭成員中是否有黨員，是二值變量（1代表是，0代表否）。（7）MIN，家庭成員中是否有少數民族，是二值變量（1代表是，0代表否）。
三、實證結果
1.醫療保險對家庭總消費支出的影響。
本文對回歸結果進行了異方差檢驗，發現模型存在異方差問題。為了解決這個問題，本文使用了異方差—穩健估計，以使回歸結果更具有可靠性。表1報告了家庭總消費支出的估計結果。第一列只估計了參與醫療保險對家庭總消費支出的影響，第二列和第三列分別加入了家庭成員健康狀況、風險厭惡程度和其他家庭特征變量。三個回歸模型都表明，參與基本醫療保險可以顯著增加家庭總消費支出。具體來說，與沒有基本醫療保險的家庭相比，參與基本醫療保險的家庭的總消費支出會高出6%，并且在5%的水平上顯著。這個結果與Gruber和Yelowitz（1999）對美國20世紀80年代中后期醫療保險制度的研究結果非常接近，他們發現放寬Medicaid條件會使美國家庭消費上升5.2%。
2.醫療保險對家庭醫療消費支出的影響。
表2報告了家庭醫療消費支出的估計結果。雖然在前兩個模型中，是否參與醫保的系數顯著為正，但加入其他家庭特征的控制變量之后，該項系數變得不再顯著（即使在10%的水平上也沒有統計顯著性）。這表明，是否參與基本醫療保險對家庭醫療消費支出并無顯著影響。雖然現有的研究曾認為醫療保險的普及會使家庭醫療消費支出增加，但是本文的回歸結果卻并不支持這一觀點。事實上，蘇春紅等（2013）利用2009年CHNS微觀調查數據進行的實證研究發現，城鎮居民基本醫療保險、城鎮職工基本醫療保險并未對居民患病就診行為產生顯著的影響。因此，參與基本醫療保險并不能使城鎮家庭的醫療消費支出呈現顯著增加。
3.醫療保險對家庭非醫療消費支出的影響。
表3報告了家庭非醫療消費支出的估計結果。醫療保險對家庭非醫療消費支出的影響是本文的關注重點。從表3中可以看出，參與基本醫療保險對提高家庭非醫療消費支出有顯著的促進作用：從模型（3.1）到模型（3.4），是否參與醫保的系數始終顯著為正；在控制家庭成員健康狀況、家庭風險厭惡程度和其他家庭特征系列變量之后，參與基本醫療保險會使家庭非醫療消費支出增加6%，并且在5%的水平上顯著。這說明，社會醫療保險的普及能夠降低預防性儲蓄，在一定程度上對居民消費起到保障作用。
（二）消費調控的目標、方式和手段更加多樣化改革開放以來，我國消費調控的目標日益多元，消費調控的方式和手段也更加的多樣化。首先，消費調控的目標變得多元，不僅強調要鼓勵居民消費，而且更加注重居民的可持續消費。例如從2006年開始，國家對小汽車消費稅稅率的調整，以及2008年“限塑令”的執行等等，其目的都是倡導綠色消費。其次，在調控方式上，政策主導取代計劃主導調節。與此同時，調控手段也更加多樣，“財政政策和貨幣政策成為消費調控的主要手段”，產業政策、價格政策、收入政策、消費信貸政策、社會保障政策等都成為我國消費調控的重要手段。
二、我國居民消費制度存在的問題
（一）消費者保護法律體系尚未完善改革開放后，盡管保護消費者的法律法規逐步增多，它們對于維系以往居民消費制度的運行起到了不可或缺的作用。但從總體上看，我國消費者保護法律體系還有待完善。首先，立法模式存在缺陷。我國現行的消費者保護法律體系采用的是“一般法律模式”，即《消費者權益保護法》直接規定了消費者與經營者的基本權利與義務，而有關物價、廣告等行政管理立法，以及電信、金融、旅游等行業立法中保護消費者權益的法律規范與其構成一個消費保護法律體系［5］。已頒布的幾部法律是居民消費內容和非居民消費內容混合在一起，但又不能作為實施有關居民消費制度的直接法律依據。消費者保護法的立法宗旨和法律原則無法尋找到其“載體”即立法表現形式，由此一來，消費者保護法必然成為一團散沙，難以達到保護消費者權利的目的。其次，《消費者權益保護法》仍需改進。我國的消費者權益保護法出現較晚，與許多發達國家同類法律規定相比過于籠統。雖然新的《消費者權益保護法》規范了網絡購物等新消費方式，首次將保護消費者的個人信息確認為經營者的一項義務以及進一步明確行政部門的監管職責，強化虛假廣告者的責任，加大懲罰性賠償力度等方面作了細致、突出的規定，但是依然存在對消費者權益保障的全面性以及維權操作的可行性設計考慮不足的問題?！叭缧路ㄙx予消協發起公益訴訟的職能，但是否發起公益訴訟的主動權、選擇權在消協”［6］。最后，執法方面存在的問題。目前，我國在消費者保護方面并不是無法可依，而是有法不依或執法不嚴。其原因可能在于，一是雖然制定了法律法規，但是許多地方過于簡略，缺乏實施細則的制定，從而增加了執行上的難度；二是執法方面隊伍不健全、執法效率低等問題，導致消費者權益得不到真正的保護。
（二）消費市場體系尚不健全雖然我國消費市場體系已經建立，但是還沒有形成全國統一的、結構完善的消費市場體系。第一，與消費品市場相比，消費業市場發展相對滯后。消費行業是我國“十一五”規劃中提出和強調的概念，主要是指為適應居民消費結構升級趨勢，繼續發展主要面向消費者的服務業，擴大短缺服務產品供給，滿足多樣化的服務需求。其內容主要包括商貿服務業，房地產業，旅游業，市政公用事業，社區服務業，體育產業。雖然我國的消費結構已經明顯升級，但消費業市場的發展依然滯后于消費品市場的發育程度。長期以來我國消費水平保持兩位數增速，然而服務消費從未出現過兩位數的增長，因此，消費市場的‘短板’主要是服務消費。第二，城鄉以及區域之間消費市場的發育程度具有較大差異性。在二元經濟結構下，我國城鄉經濟發展不均衡，城鄉消費市場無論在市場規模、市場競爭和商品種類等方面都存在較大差距。首先，農村消費品市場規模小?！耙?006年為例，農村（縣及縣以下）社會消費品零售額16389.5億元，僅占全部社會消費品零售總額的21.46%”。其次，在市場競爭方面，城鄉消費市場也有較大差異。在城市消費市場上，雖有價格競爭，但更主要的是產品質量和服務的競爭，而現階段農村消費市場的競爭則是低層次的競爭，即以簡單的價格競爭為主。這種低層次的市場競爭態勢為各種假冒偽劣產品提供了生存空間。最后，農村消費品市場商品種類較少、供需結構失衡。農村消費市場的商品種類少，品種單一，大大限制了農民就地購物的選擇面。長期以來，由于城市居民的消費能力顯著高于農村居民，所以，生產企業在生產產品時過多地關注城市消費者的需求，往往忽視農村市場的消費需求，造成供需失衡。此外，由于多方面原因，我國各地區消費市場發展不均衡，表現在東部地區消費水平和市場發展水平遠遠高于中、西部地區。
（三）消費政策缺乏系統性和持續性改革開放之后，雖然政府逐漸認識到居民消費的重要性，但客觀地說，長期以來我國對消費政策的研究是很不夠的，在“制定和運用消費政策上顯得不夠成熟，往往是出現問題之后才去從政策上想辦法解決，未能及時根據形勢變化調整消費政策”［9］，導致消費政策缺乏系統性和持續性。首先，各項消費政策之間不協調。消費政策涉及到政府的財政政策、貨幣政策、產業政策、就業政策、環保政策等一系列宏觀經濟政策。單項推進的消費政策的功力是有限的，甚至存在兩種政策效應相互抵消的情況。其次，當前的消費政策大多是短期性、臨時性的政策，不能確保消費需求的長期穩定增長，政策措施一旦調整，極易引起消費需求的反復和波動。例如，由于“家電下鄉”、“節能惠民”和“家電以舊換新”三大拉動政策到期，家電類消費增速出現明顯回落。家用電器和音像器材類商品實現銷售額4056億元，增速為21.6%，比2010年卻回落6.1個百分點。2012年5月16日，國務院常務會議決定安排財政補貼265億元，啟動推廣符合節能標準的空調、平板電視、電冰箱、洗衣機和熱水器的補貼政策，6月份家電消費增速企穩回升，進入上升通道。
（四）消費調控缺少頂層設計和戰略規劃改革開放后，我國迅速建立起與市場經濟相適應的間接的消費調控方式，盡量減少了對居民消費的直接干預，充分運用價格、利率、工資等經濟杠桿，運用各種消費政策間接地影響居民消費。但與此同時，由于缺少消費調控的頂層設計和戰略規劃，各項消費政策具有“一時一策”和“一事一策”的臨時性特征，導致政策效果大大減弱，消費調控能力不強。消費調控缺乏頂層設計的主要表現一是在調控方式上缺乏前端預防性，往往著眼于末端補救或治理，是一種逆風向的事后調控；二是在調控目標上缺乏確定性，如一方面連續降息刺激人們即期消費，另一方面社會保障政策又增加了居民的長期消費傾向，這種不確定性使消費政策的效果大打折扣。
三、完善我國居民消費制度的對策
（一）完善消費者保護法律體系法律法規作為正式制度，是居民消費制度進一步發展的關鍵，在我國社會主義市場經濟條件下，需要在立法、司法和執法方面進一步完善消費者保護法律體系。首先，在立法模式上，可以拋棄外國有關立法所采取的“基本政策模式”和“一般法律模式”，大膽創新，根據中國的國情，借鑒外國的先進立法經驗和教訓，探索和確定中國消費者保護法之全新的立法模式。其次，及時更新或修正消費法律法規。由于居民消費本身的復雜性特征以及科技飛速發展，消費形式多種多樣，新消費方式層出不窮，如網絡消費、預付式消費、信用消費等等，這些新的消費形式要求消費法律法規的及時更新或完善，在立法時加大對新消費方式、渠道、內容的研究和調查，注重具體規則的設計。例如在消費信貸立法方面，可借鑒澳大利亞的立法思路，針對具體問題制定單行法規和地方性法規，實施這些法規的經驗成熟之后，再制定具有綜合性、統一性的消費信貸法。在內容上完善信息披露，以及消費信貸交易的擔保與保證制度。設立專門的信用消費者保護機構，加強對金融消費者的教育。在預付式消費方面，大陸可以借鑒臺灣做法，建立強行性、多元化的履約擔保機制，以確保消費者的資金安全。在消費者應承擔的相應責任方面，可以增加有關消費者責任的立法。如歐美國家都制定了有關垃圾分類、回收之類的法律。通過消費者社會義務的法律化，促使消費者拋棄不良消費習慣。最后，加強司法和執法的力度，促進消費法律法規的實施。《消費者權益保護法》實施后，消費者權益依然受損害，原因在于雖有法律規范，但審判難、執行難。如“個人信息保護”的具體落實、公益訴訟中對企業的責任進行更明確的規定等，都有待司法解釋來確定。對于執法，應從程序和機制建設上入手，規范執法人員的執法程序，建立并完善相關配套制度建設，達到法律實現的效果。
（二）健全消費市場體系一方面，出臺相關刺激政策推動服務消費的增長，補齊服務消費短板，讓潛力變為現實。對近年來迅猛發展的旅游、健身以及各種文化休閑娛樂活動等閑暇服務消費，“應加大投資力度，大幅度降低服務性消費成本，引進國外先進的管理經驗和服務模式，提高服務消費水平，鼓勵和吸引居民擴大服務消費，并建立準確可靠的服務消費信息系統和服務平臺，讓消費者能及便捷地獲得旅游、文化、體育、教育培訓、電影電視、網絡信息等服務消費，引導消費，創造消費”［15］。另一方面，積極消除地區行政封鎖和行業分割，加快全國統一市場的形成?！笆濉睍r期要通過各項財政稅收政策，鼓勵企業開發適應農村消費特點的產品，完善農村市場的流通和服務網絡，積極啟動農村消費市場。加快完善城鄉各項基礎設施建設，促進城鄉基礎設施一體化。繼續推進和完善“家電下鄉”、“汽車下鄉”等財政補貼政策，增加補貼品種，促進擴大農村消費需求。繼續加大政策性住房投入力度，穩定房地產價格。完善消費市場的信息系統和監管公共服務平臺，提升信息化水平并形成和擴大新興消費領域。
我國土地城市化的推進大大快于人口城市化。許多地方政府采取城市城區擴張和城市基礎設施建設來帶動地區經濟增長，獲得土地城市化帶來巨大的短期利益。為了可觀的土地財政，一些地方的城鎮化變成了“堂而皇之”的大拆大建的圈占土地運動，出現了違背農民意愿侵害農民利益的情況。農民被迫讓出耕地，承包經營權證被收回等，農民缺乏必要的知情權和參與權，農民“被自愿”、“被城市化”的現象存在，這些進城落戶的農民退出土地后，失去了擁有土地所帶來的一系列保障功能，卻又無法享受到與城市居民同等的社會保障待遇，反而可能使得他們進城后加速失業化。
2、忽視農村公共服務體系的覆蓋
城鄉二元結構深深的影響到了我國公共服務的分布，城鄉居民的社會福利保障有很大的差別。同時在政府主導的土地城市化過程中對農民權益保護力度不夠，低價征收農民土地，高價轉讓，剝奪了失地農民的土地資產性收益的同時，推高了房地產價格，加大了進城農民的生活負擔，對其消費起到一個抑制作用。因此，在城市化過程中，我們要保證農民的基本權益，加大對農村公共服務體系的建立，這樣才能保證城市化帶來的消費擴張作用不會因為農民的經濟權益受損而被擠出。
3、產業結構與人力資本的失調
我國的城市化發展由于過于注重投資，造成第二產業比重過大，服務業發展滯后，其產業結構并不是很合理。這就形成了企業“用工荒”和大中專畢業生就業難的結構性矛盾。顯然這一矛盾會制約著居民整體收入的增長，進而阻礙消費的增長。我國的產業結構還是以第二產業為主，主要在于制作加工業、重化工和能源企業。前者對農村剩余勞動力的吸收有一定的幫助，但是其處于產業鏈的低端，行業工資比較低;而后者盡管工資比較高但是吸納就業能力較弱，要以資本密集型為主。在這種產業結構背景下高素質人口的就業受到一定的影響，進而影響其收入，影響消費的增長。
二、促進我國城鄉居民消費的對策
1、以公平公正的原則推進城鎮化
在推進城鎮化過程中，要防止把城鄉一體化作為圈地、剝奪農民的工具;要加快產業布局調整，推進勞動密集型產業、涉農工業和農產品加工業從城市向農村轉移，進一步加快城鄉產業結構調整，優化城鄉產業布局，強化城鄉產業之間的協作和聯系，鼓勵城市資金、人才等生產要素進入農村，改變資源從農村向城市單向流動的格局;同時，要以城鄉基本公共服務均等化為導向，將城鄉結合部農民的失業、社保、養老、救助等統一納入城市社會保障體系，讓城鄉結合部原住民享有和其他城市居民一樣均等化的公共服務。
2．加強城鎮基礎設施建設，改善居民消費環境
加快城鎮的基礎設施建設，一方面可以吸收進城農民的就業，同時可以加快城市化，為吸納農村人口創造良好的基礎條件;在農村基礎設施的投資，為廣大農村居民提供類似城市的消費環境促進農村居民消費。同時可以通過產品創新來引導城市居民消費升級，使其消費呈多樣化發展。在城市化的發展過程中，城市化的集聚性能夠刺激消費需求不斷擴張，導致消費的循環累積效應。伴隨著城市化的不斷推進，農村人口大量地向城市轉移后，他們的生活空間和消費環境發生了變化，即使在收入不變的情況下，農村人口流入城市后，消費需求也會比以前更為強烈。
3、優化產業結構，產業發展拉動消費
城市化進程歸根結底需要產業的拉動。城市化水平的提高意味著越來越多的農村剩余勞動力進入城市，因此，打造城市化產業載體，制定與之相匹配的產業政策是促進城市化進程及刺激消費需求的必然選擇。從拉動消費的角度考慮，現代服務業對促進消費的貢獻力很大。與傳統一、二產業相比，第三產業在擴大就業和提高居民收入的同時還能為居民創造更好的消費前提，刺激居民消費需求;再次，通過現代服務行業如金融業、信息咨詢等行業的發展，改變居民的消費行為，提升居民消費意識。
價格對消費結構的影響，首先表現在居民消費價格總水平上。消費價格總水平的變化意味著消費者可支配的貨幣能夠購買到的消費品的數量和質量的變化，這就促使消費者在消費和儲蓄之間以及各種金融資產之間做出重新選擇，從而使消費結構發生變化[2]。消費品之間的比價變化也會影響人們的消費結構。一般來說，生活必需品的需求價格彈性較小；而一些高檔奢侈品的需求價格彈性較大。正因為各種消費品的需求價格彈性不同，所以它們之間的比價變化會影響人們對不同消費品的需求量，進而影響消費結構。
1.2產業結構
產業結構決定產品結構，決定消費結構，是影響消費結構的又一個重要因素。首先，消費資料主要來源于第一、三產業及第二產業中的輕工業，它們的發展狀況及在整個產業體系構成中的比重直接決定了廣大居民的消費水平和消費結構。其次，三次產業內部的結構變化對消費結構的影響。三次產業內部結構的變化直接決定了居民消費的具體品種，反映了消費結構微觀層次的變化。如第一產業內部種植業、畜牧業的結構，對人們食物消費結構中的糧食、水果、肉蛋奶的消費有直接的影響。
1.3消費傾向
消費結構和儲蓄之間也是有著密切的關系的。雖然近年來鎮江城市居民消費傾向（消費性支出占可支配收入的比重）穩定在63%左右，但邊際消費傾向呈現出較大差異。
2鎮江市居民消費結構實證分析
2.1恩格爾系數分析
恩格爾系數是指用于食物的消費支出占總消費支出的比例。2012年鎮江城市居民的恩格爾系數為39.3%，比2000年的42.7%下降了3.4個百分點。按照恩格爾系數劃分貧富的標準，鎮江城市居民已處于相對富裕階段。但是恩格爾系數的下降不僅源于人均收入水平的迅速上升和生活水平的急劇提高，而且在很大程度上體現了居民消費觀念的多元轉變。因此從總體上講，鎮江城市居民生活仍處于小康階段，正在逐漸走向富裕。
2.2邊際消費傾向分析
2012年鎮江城市居民總體的邊際消費傾向為0.413，這說明在新增可支配收入中，41.3%用于了生活消費。其中，食品、教育文化娛樂與其他商品和服務的邊際消費傾向最高，分別達到0.077、0.070和0.098。城市居民在基本的生活滿足后，更加注重飲食的豐富化和科學化，教育的多樣化和層次化，旅游和美容等成了城市居民十分熱衷的消費項目。由于國家住房調控等政策的實施，居民在居住需求方面的意愿降低，居住的邊際消費傾向僅為0.009。
3鎮江城市居民消費結構變動對經濟增長的影響分析
隨著市場化進程的不斷加快，鎮江經濟運行逐步從生產主導型轉變為消費主導型。市場化程度越高，需求特別是消費需求對經濟增長的牽動作用就越大，其規模、結構和增長速度，是制約經濟增長的主要條件之一。居民消費結構的升級對經濟的發展起到助推器的作用。從基本生活消費為主的初級階段到以家用電器及耐用品等向高檔化方向發展的第二次、三次消費階段的升級，對電子、鋼鐵、機械制造等行業產生強大的驅動力，推動了經濟的發展。
4鎮江市經濟增長對居民消費結構的影響分析
經濟增長對消費結構傳遞機制可以歸納為經濟增長居民收入水平提高消費需求增加消費結構改變經濟進一步增長，具體如下：
4.1經濟發展推動消費增長
由于資料的限制，消費對經濟的貢獻可用地區生產總值的增長率來代替。2008年至2012年期間，鎮江市地區生產總值由1491.83億元增長至2630.42億元，四年間增長了76.3%；而相對應的，鎮江城鄉居民收入四年間分別增長了54.7%和66.8%，城鄉居民消費性支出增長了51.6%和60.0%。隨著經濟的增長，居民消費（收入）也有了較快增長。
4.2消費的商品化和市場化程度促進經濟增長
一方面，不同于計劃經濟體制下的賣方市場，市場經濟條件下為買方市場，供過于求，消費者的需求導向決定著市場的發展導向，消費品的商品化和市場化程度大大提高，另一方面貨幣分配形式增強了消費的選擇性和自主性，拓寬了消費渠道。
4.3以智能化為特征的信息產品引導消費，實現質的飛躍
近年來，信息產品進入家庭，無論是從數量擴張和質量提升都達到相當高的速率。移動電話、家用電腦等擁有量成倍增長。十年來，城市居民家庭彩電擁有量增長49.0%、照相機增長22.0%、攝像機擁有量增長3.7倍；移動電話增長3.7倍，家用電腦增幅達到7.4倍。消費產品的智能化、網絡化和數字化也預示著未來居民生活更加豐富多彩。
5實現居民消費結構合理化的基本對策
消費結構的合理化作為一個動態的運行發展過程，客觀上存在著一些標準來幫助人們判別消費結構是否已趨于合理。這些標準主要包括生理標準（保證勞動力的再生產）、經濟標準（消費結構應與生產力水平、生產能力、資源承載能力和經濟承受能力相適應）和社會標準（有利于人的身心健康和全面發展）等。
5.1提高居民收入水平
千方百計提高鎮江居民的收入水平，盡快扭轉鎮江居民收入水平長期低于蘇南地區平均水平被動局面，不僅可以有效地促進區域消費水平的提升，而且還能啟動目前較為低迷的消費市場。因此必須大力發展生產力，增加居民收入，將對消費需求的回升產生一定的推動作用，從而促進鎮江居民的生活消費水平不斷提高，消費結構升級步伐的不斷加快。
5.2積極調整產業結構
多年來，鎮江憑借其獨特的區位優勢和自然稟賦，堅持錯位發展，揚優求特，積極發展高新技術產業和現代服務業，產業結構調整步伐加快?，F階段，鎮江應當做好以下幾方面文章。一是建立健全以企業為主體、市場為導向、產學研相結合的技術創新體系，加速科技成果轉化和產業化。二是建設好協作配套園區。按照發展壯大產業鏈、加速培育產業集群的整體思路，培育一批競爭力強、帶動作用大的優勢骨干企業。三是以發展現代農業為重點，推進農業產業化進程。
二、東部地區居民消費水平影響因素的面板stata檢驗
（一）單自變量固定截距變系數模型（1）居民物價指數的上漲對居民消費的貢獻作用迥然不同，除上海以外的其他東部地區如天津、河北、遼寧、黑龍江等CPI較上期上漲指數對消費支出具有明顯負向作用，說明上海居民的消費思想中價格預期的作用發揮較大，根據消費假說理論，上海居民能夠在CPI上漲的同時有一種更長遠的通脹預期，在未來價格大可能上漲、貨幣面臨進一步貶值的情況下，增大現期消費是一種明智的選擇。而在其他地區，普遍存在物價上揚和消費抑制的雙重壓抑局面，這比較適合當今我國居民的消費習慣，當前房價高漲、醫療及教育成本逐年攀升的大背景下居民收入的增幅沒有跟上，造成儲蓄動機增強。從表1中的貢獻系數絕對值可以看出，河北、黑龍江和吉林的CPI對消費負面影響最大，分別達到了CPI每上漲1個點，引起－151501、144758、－140108程度的消費減少。北京的CPI貢獻系數不顯著，說明北京居民消費支出的影響因素中通脹因素可以忽略不計。有趣的是東部地區共同具有的原始消費為3076221，普遍高于各地區的實際消費值，這個說明當今我國的通貨膨脹是造成內需不足的重要原因。（2）居民平均工資收入在大多數地區對消費支出的貢獻作用不顯著，體現為t值過小，其中比較合理的解釋僅體現為北京，可支配收入增長1元將增加0338元的消費。這種現象主要是兩點原因引起的，一是工資性收入在當今社會占個人收入的比重越來越低，而財產性收入比重越來越大，所以消費支出與工資性收入不敏感。本文的計量結果與田青（2008）年的結論完全一致，她將原因歸結為“量入未出”的傳統消費思想。其次，呂宗耀（2010）通過國民收入核算公式推導了收入分配與總收入之間的關系，認為高收入群體中收入每增加一個單位將會引起總收入1個單位的減少［3］，在當前收入貧富差距日益增大的情況下，在有限的社會資源下所生產出的財富隨著貧富差距的拉大和通脹加劇的情況下使得低收入人群的消費能力急劇下滑，很多居民僅僅依靠工資來維持基本生活支出，這種支出的非常缺乏彈性的。
（二）多元面板回歸這里將居民物價指數和平均工資收入一起納入pooldata模型，具體模型。表2的結果顯示在三種回歸方法（不變系數面板回歸，混合回歸和虛擬變量回歸）得到結果相同，即我國東部地區整體上居民物價指數是帶動了居民消費上漲的，即東部地區CPI平均指數較上年上漲一個單位，將會引起292元的消費支出，而收入所引起的消費支出較少，可以將0343視為東部地區的收入消費彈性數值。
（三）隨機效應及固定效應檢驗對于面板模型，檢驗方法有Hausman法，我們可以運行該檢驗以檢測原假設：服從隨機效用模型，比如對CPI指標的運行結果如表3。一般而言，chi2（1）＜05采用固定效用模型，所以從表3和表4的結果可以看出，物價指數CPI和人均工資收入averwage對居民支出的面板貢獻計量所采取的方法是不同的，前者適用固定效應模型，后者適用隨機效應模型。在上述基礎上，為了對兩個自變量的面板模型形式進行統計，再利用命令3，（將兩個自變量CPI和averwage全部納入），進行檢驗，得到的chi2（2）＝7058，表明支持隨機效應模型。這樣采用random形式的廣義最小二乘法（GLS）回歸后得到的結果如下公式。各項統計指標均通過檢驗，說明將物價指數和平均工資收入指標結合在一起進行隨機效應面板檢驗后，平均工資每增加1元將會給東部地區帶來0．37元的消費增加，可以視為工資收入支出彈性。而居民物價指數指標顯示物價指數每較上期上升一個百分比，將會引起37．1元的消費增加，但檢驗系數不顯著，呈弱相關性。
(二)協整檢驗兩變量間的協整關系檢驗的常用方法是恩格爾一格蘭杰兩步法。檢驗結果顯示，殘差是不平穩的。這表明，在整個研究期內(1978一2011)，變量Ct與變量Yt是不協整的，因此，不能輕易接受方程(1)所表示誤差修正模型。圖1的收入與消費曲線清楚地顯示出變量Yt和Ct的關系:二序列在1978一1991年間有高度一致性，而在1992一2011年間，兩序列之間的差距逐漸擴大，消費曲線開始偏離收入曲線，而且這種偏離是長期的。說明消費與收入序列之間存在的協整關系是變化的，為了驗證這一判斷，下面繼續進行分析。以1991年為突變點采用Chow分割點檢驗方法，檢驗方程的穩定性，F統計檢驗的結果如表3所示。從檢驗結果中可知，模型沒有發生結構變化的概率為1．875%，因此，可以以98．125%的概率認為，1991年寧夏城鎮居民的消費與收入均衡關系發生了突變。為此，引入虛擬變量D?？梢钥闯觯胩摂M變量后，各變量之間是協整的，說明可以對變量進行分段研究。
(三)消費函數的誤差修正模型1．模型的建立建立寧夏城鎮居民消費與收入的誤差修正模型。2．模型的顯著性分析誤差修正模型的最終模型的各個統計量都十分顯著。D．W．=1．91，模型不存在一階自相關。R2=0．9728;R2=0．9913，說明模型擬合優度良好。3．模型的綜合分析將誤差誤差修正模型(3)以分段形式［8］表示為(1)寧夏城鎮居民收入與消費之間的長期關系由方程(4)可知，從1978年到1991年，居民邊際消費傾向較高，說明居民收入的絕大部分都用于消費，居民具有較高的消費意愿。1992年以后，邊際消費傾向下降為0．328，消費只占居民即期收入的小部分，說明人們在消費上趨于謹慎。(2)寧夏城鎮居民收入與消費之間的短期關系由方程(3)可知，從短期來看，寧夏城鎮居民收入每有1%的改變，消費將改變0．8585%。同時，修正系數為－0．7548，說明上期每1單位均衡誤差會使本期消費變化0．7548個單位，修正力度較大。
二、寧夏城鎮居民邊際消費傾向的動態關系
為什么寧夏城鎮居民消費與收入存在兩段式的均衡關系?為說明這一問題，本文運用可變參數模型中的狀態空間模型來進行分析。一個可變參數的狀態空間模型由觀察方程和狀態方程［6］。假定現期消費C與持久收入Yp的長期關系為。檢驗結果表明，模型的擬合優度非常高，βt在統計上高度顯著，λ的估計值接近于1，說明制度變遷對寧夏城鎮居民消費行為的影響是持久而深遠的。根據模型方程算得:從1979年到1990年，槇βt的值沒有明顯大的變化，一直在0．96和0．98之間波動(具體數據略)。1991年后，槇βt的值開始下降，之后下降趨勢更為明顯。這證實了本文之前得出的結論:1991年前后寧夏城鎮居民消費行為存在顯著差異［6］。由表3可以看出，改革開放以來，寧夏城鎮居民的邊際消費傾向的變化較大，1988年的邊際消費傾向最大，達到0．8679，隨后在小幅波動中呈現明顯下降趨勢;2008年的邊際消費傾向最小?？傮w來看，寧夏城鎮居民的邊際消費傾向的變化可分為兩個階段:第一個階段(1978～1991年)，邊際消費傾向在0．82～0．89之間變動，有升也有降;第二個階段(1992～2008年)，邊際消費傾向的變化特點是震蕩式持續下降，之后逐步回升。根據以上對寧夏城鎮居民消費與收入關系的實證分析得出這樣的結論:1978～1991年，寧夏城鎮居民的邊際消費傾向有升有降，但無論邊際消費傾向是上升還是下降，都沒有改變消費與收入的初始均衡關系。1992年以后，邊際消費傾向呈現震蕩式下降趨勢，這表明寧夏城鎮居民的消費與收入逐步偏離了原來的均衡關系，形成了新的均衡狀態。這與前文實證分析的結論完全吻合:改革開放以來，寧夏城鎮居民消費與收入的是兩段式均衡關系。
1.食品消費食品消費直接影響城鎮居民的物質生活和水平，人們只有溫飽問題解決了才會出現其他消費，這是其他消費的基礎。從國家統計局統計十年內我國城鎮居民的食品消費情況可以得出：從2003-2012年，城鎮居民的消費水平一直處于上升的階段，并且從2007-2008年間，上升的速度是最高的。
2.衣著消費隨著溫飽問題的解決和人民生活水平的提高，人民開始其他的消費品，比如我日常生活中衣著的消費，通過數據分析中可以得出：2003-2012年，城鎮居民在衣著消費水平的趨勢也是呈現直線上升的趨勢。
3.家庭用品消費家庭用品消費支出從2003-2012年也是一直處于上升趨勢。城鎮居民目前對高檔耐用消費品的需求已經飽和,現處于更新的階段,因而家庭用品的消費支出增加不大。隨著更新換代的加快以及新的消費“熱點”的形成,用品支出將趨于相對穩定,不會明顯下降。
4.醫療保健消費從數據中可知，醫療保健支出比重一直呈上升趨勢。一是表明人們生活水平提高了，開始注意保持健康的身體，二是物價上漲和各種收費提高使居民支出增加，并且居民的對健康方面的意識在不斷地加強。
二、影響我國城鎮居民消費結構的變化因素
1.城鎮居民收入變化一切消費的最終形成必然依賴于一定的購買力來實現。收入水平的變化直接決定著消費結構的最終形成及變化，我們從兩個方面加以分析。第一，從歷史資料看，收入水平的不斷提高推動著消費結構的改變。第二，從不同收入居民家庭看，不同收入水平決定著不同的消費結構。
2.物品價格變動價格是影響居民消費投向的重要因素之一，價格的變動，勢必要影響到消費結構的變化。1978年以后，國家開始調整不合理的價格體系，食品價格提高幅度較大，從而使城鎮居民恩格爾系數居高不下的重要原因；1993年，國家大幅度調整糧、油價格；自1988年物價猛漲，許多居民擔心貨幣貶值，大筆資金投到日用品，特別是耐用消費品上。
3.國家政策變化分配政策的變化，使居民間收入差距擴大，從而打破了過去消費結構的趨同性，形成了具有一定層次梯度的消費結構。同時，由于各項改革措施的陸續出臺，特別是住房制度改革的逐步推出，房租的提高，加大了住房支出的比重。以后，隨著醫療制度改革、退休制度改革和養老保險的推進，消費儲蓄的比例也會增加，這些都會改變消費結構。
4.消費者消費觀念和心理的變化隨著改革開放的進一步加深和收入的提高，居民的消費觀念和心理發生了很大的變化求新、求奇、求美、求精的消費觀念普遍被人們接受；攀比心理、追求名牌心理等也對居民購買行為有著重要的影響。人們越來越追求方便、舒適的生活。
下面，本文將利用我國各地區城鎮居民1994~2006年的有關數據建立經濟計量模型，就這一問題進行實證研究。
二、文獻回顧
國外學術界關于分析養老保險對儲蓄、消費影響的文獻十分豐富。最早可以追溯到Diamond（1965）在經濟增長模型中引入社會保險，從此，多年來社會保險對儲蓄和資本積累的影響就成為學術界爭論不休的問題。
Feldstein(1974)利用美國1930-40/1947-71樣本數據估計包含養老保險指標的生命周期消費函數，通過實證，他認為社會養老保險可消減個人儲蓄。然而Barro(1974)指出，當存在代際轉移時，社會養老保險對儲蓄沒有影響。較早的關于研究這些問題的文獻都沒有一致的結論，例如，Feldstein（1982，1996）、Barro和Macdonald(1979)、Leimer和Lesnoy(1982)等都提出自己的觀點。Cigno和他的合作者（1992）年通過對多個國家的時間序列數據實證分析，認為在完全基金制的情況下，擴大社會保險覆蓋范圍對儲蓄有顯著正的影響。Abel（1985），Kotlifoff，Shoven和Spivak（1987）以及Hubbard（1987）等人利用部分均衡模型分析了社會保障制度與預防性儲蓄的關系。他們均發現，提高社會保障水平可以顯著減少預防性儲蓄，進而降低儲蓄率。
近幾年，研究社會養老保險對儲蓄的影響，國外研究者考慮更多的因素，研究方法也多有創新。
戴維斯（1995）利用生命周期理論研究養老基金對個人生命周期儲蓄的影響。他認為由于以下幾個原因，養老保險制度并不會使個人儲蓄減少。第一，由于養老承諾的非流動性和未來收益的不確定性，尤其是在通貨膨脹壓力下，個人儲蓄不會隨著養老金收益的增加而一對一地減少；第二，流動性約束的存在使個人自由借債的能力受限，那么，個人在年輕時就應該為年老的消費積累資金，這樣，個人儲蓄就不會因為強制儲蓄而減少；第三，為了追求閑暇，職工可能希望提前退休，這會使他增加工作期的儲蓄；第四，如果從當前消費轉向未來消費的稅收方面有優惠政策，也會為提高個人的總儲蓄而提供激勵。然而，戴維斯在分析12個OECD國家、智利和新加坡的養老金后，并沒有發現養老基金對個人儲蓄有規律性影響。因此，他認為，基金制養老金計劃對個人儲蓄的影響要依各個國家經濟的具體情況而定。
在《宏觀經濟學》（1998）一書中，奧利維爾•瓊•布蘭查德和斯坦利•費希爾采用戴蒙德的代際交疊模型分析養老保險對儲蓄和資本積累的影響。他們得出以下結論：在完全基金制下，社會養老保險對儲蓄沒有影響；在現收現付制條件下，社會養老保險貢獻會使私人儲蓄減少。
Zhang(1995)分析養老保險對經濟增長的影響時，認為非基金制條件下的社會養老保險可以通過降低出生率和增加人力資本投資來促進經濟增長。但他指出，社會養老保險對儲蓄沒有影響。
Ehrlich和Zhong（1998）用多國數據檢測養老金/GDP這一比率與出生率、儲蓄和經濟增長的關系。他們發現，社會養老保險對出生率、儲蓄和經濟增長有顯著負的影響。
AlessandroCigno、LucaCasolaro和FurioC.Rosati（2000）通過建立VAR模型，用德國數據估計社會養老保險對儲蓄和出生率的影響。他們發現，社會養老保險覆蓋率對家庭儲蓄有正的影響，但對出生率有負的影響。
Cigno和Werding(2003)基于家庭網絡原理，認為社會養老保險可以增加總儲蓄。
中國國內關于研究社會養老保險對儲蓄影響的文獻還不是很多。朱青（2002）對養老金計劃實行部分積累制的模式進行了經濟分析，并研究養老金計劃對家庭儲蓄率的影響。柳清瑞和穆懷中（2003）利用代際交疊模型分析養老保險對儲蓄的影響，他認為，“伴隨中國人口老齡化進程的加快和制度贍養率的提高，現收現付制將出現養老金需求增加和供給不足的兩難困境。同時，現收現付制將對家庭儲蓄產生負面影響”。劉俊霞（2003）認為在需求不足的條件下，實行現收現付制的養老保險制度，有利于提高邊際消費傾向，從而有利于擴大消費需求。岳遠斌（1997）認為養老保險基金的支付，無論從某一個年度，還是從整個生命周期考慮，總表現為社會儲蓄的減少，只有在現收現付制的傳統體制下，才不會對儲蓄產生太大的影響。
三、理論模型
本文的實證分析采用了杜森貝利的相對收入假設消費理論。他認為，一方面，消費者的消費支出不僅受其自身收入的影響，而且也受周圍人的消費行為及收入與消費相互關系的影響，即消費具有“示范性”或“攀附性”;另一方面，消費者的消費支出不僅受自己目前收入的影響，而且也受自己過去收入和消費水平的影響，即消費又具有“不可逆性”。根據這一理論假設，杜森貝利的相對收入假設消費函數可近似地簡化為下式：
（3.1）
在該模型中考慮養老保險的影響，本文使用養老保險覆蓋率指標，養老保險的實施對人們消費行為的影響可能存在滯后性，故建立模型如下：
（3.2）
其中，C表示消費；Y表示收入；fgl表示養老保險覆蓋率。
四、實證分析
（一）、數據來源。
由于養老保險的相關數據只能收集到1989年到2003年，時間序列數據不足。通過近幾年的《中國統計年鑒》、《中國勞動和社會保障年鑒》的相關資料進行整理，可以得到1994~2006年各地區的城鎮居民人均實際可支配收入、人均實際消費支出數據、城鎮就業人數及參保職工人數。本文定義養老保險覆蓋率為參保職工人數與城鎮就業人數的比值。
（二）、模型設計
根據理論分析，建立模型如下：
（4.1）
其中，、分別表示城鎮居民的人均實際消費支出、人均實際可支配收入（以各地區1993年的城市居民消費價格為100，從人均消費支出和人均可支配收入中剔除物價波動因素）；i表示省或自治區（除外），t表示年份；表示養老保險覆蓋率。
（三）、模型估計
對于模型4.1，涉及到固定與隨機效應的選擇問題?？紤]到各個省或自治區在政策實施、經濟進展、及消費行為上有許多不同，本文旨在考慮各自的影響因素對居民消費支出的影響，故不把截面單元看成來自同一總體的一組樣本，故選擇固定效應模型。對模型4.1用eviews5.0估計結果見表4-1：
表4-1：模型（4.1）基于1994—2006年樣本數據的擬和結果
DependentVariable:SJZC?Sample(adjusted):19962006
Cross-sectionsincluded:30Method:PooledLeastSquares
VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.
C206.785432.037996.4543810.0000
SJSR?0.4770650.02527918.872200.0000
FGL?(-2)237.931359.028374.0307960.0001
SJZC?(-1)0.3073890.0409867.4998610.0000
FixedEffects(Cross)
BEIJIN--C258.0200
TIANJIN--C24.37011
HEBEI--C-121.7037
SHANXI--C-112.2286
NEIMENGGU--C-76.06340
LIAONING--C32.22301
JILIN--C4.572188
HEILONGJIANG--C-109.0851
SHANGHAI--C69.67936
JIANGSU--C-130.9523
ZHEJIANG--C73.10777
ANHUI--C-49.16519
FUJIAN--C-7.967918
JIANGXI--C-200.9693
SHANDONG--C-153.0759
HENAN--C-159.7379
HUBEI--C25.39022
HUNAN--C58.26863
GUANGDONG--C288.8604
GUANGXI--C-7.368855
HAINAN--C-80.54226
CHONGQIN--C292.2889
SICHUAN--C53.43304
GUIZHOU--C-27.22416
YUNNAN--C40.11709
SHANNXI--C103.2125
GANSU--C33.62868
QINGHAI--C-30.13145
NINGXIA--C48.95082
XINJIANG--C-60.19158
EffectsSpecification：Cross-sectionfixed(dummyvariables)
R-squared0.995020F-statistic1835.850
AdjustedR-squared0.994478Prob(F-statistic)0.000000
注：SHANNXI表示陜西；SHXNXI表示山西
調整后的達到0.9945；參數都顯著不為零?？梢?，養老保險的實施對人們的消費行為起到促進作用，養老保險覆蓋率每增加一個百分點，兩年后人均實際消費支出增加238元。為了檢驗模型的合理性，本文從以下兩個角度進行檢驗：1殘差的平穩性；2模型階段性的適應性。
（四）模型合理性檢驗
1、殘差平穩性檢驗
最早使用面板數據進行單位根檢驗的是Bhargava等（Bhargavaetal,1982）。他們利用修正的DW統計量提出了一種可以檢驗固定效應動態模型的殘差是否為隨機游走的方法。Abuaf和Jorion（1990）基于SUR回歸(seeminglyunrelatedregression)模型，采用GLS估計方法提出了面板單位根檢驗方法——SUR-DF檢驗。LevinandLin(1993)建立的LLC法也是對面板數據進行單位根檢驗的早期版本。Im、Pesaran和Shin在1997年建立了IPS法，但Breitung（1999）發現IPS法對限定性趨勢的設定極為敏感。MaddalaandWu(1999)建立了MW法。2003年Im、Pesaran和Shin在考慮異方差和殘差自相關后，建立了面板數據單位根檢驗的W檢驗。為了避免單一方法可能存在的缺陷，本文選擇用Levin,Lin和Chu檢驗、Im,PesaranandShinW-stat檢驗、ADF-FisherChi-square檢驗和PP-FisherChi-square檢驗(MaddalaandWu(1999)和Choi(2001))。這些方法出發點很類似，都考慮paneldata如下的AR（1）處理過程：
（4.2）
表示外生變量，包括固定影響及各自的趨勢。表示自相關系數。假定獨立同分布。如果，，則認為是平穩的；如果，，則認為包含一個單位根。為了檢測，通常對有兩個假定：一是=對于所有的i，Levin,Lin和Chu檢驗方法就包含這個假定；二是允許隨i的不同而變化，Im,Pesaran和Shin(2003),Fisher-ADF和Fisher-PPtests檢驗方法包含這個假設。
用Eviews5.0檢驗模型殘差水平數據單位根存在情況，在檢驗時選取具有固定效應的面板數據模型，結果見表4-2，可見殘差是平穩的。
表4-2：殘差平穩性檢驗結果
Cross-
MethodStatisticProb.**sectionsObs
Null:Unitroot(assumescommonunitrootprocess)
Levin,Lin&Chut*-10.01010.000030295
Breitungt-stat-4.629390.000030265
Null:Unitroot(assumesindividualunitrootprocess)
Im,PesaranandShinW-stat-5.806380.000030295
ADF-FisherChi-square134.0580.000030295
PP-FisherChi-square141.8050.000030297
2、模型的階段性適應性檢驗
考慮面板數據模型對數據比較敏感，考慮到合理的模型對樣本內的階段性數據也應該有一定的適應性。由于在2000年，國務院出臺了《關于完善城鎮社會保障體系的試點方案》，提出了進一步完善社會保障體系的基本原則、目標任務，確定了進一步調整和完善我國養老保險制度的主要政策，故以2000年為間斷點，分別以1994~2000、2000~2006為樣本擬和模型結果如下：
表4-3：模型（4.1）基于1994—2000年樣本數據的擬和結果
DependentVariable:SJZC?Sample(adjusted):19962000
Method:PooledLeastSquaresCross-sectionsincluded:30
VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.
C145.540584.112921.7302990.0863
SJSR?0.5797030.03507216.528980.0000
FGL?(-2)292.2467127.20742.2974030.0234
SJZC?(-1)0.1872210.0672792.7827410.0063
FixedEffects(Cross)
BEIJIN--C194.6629
TIANJIN--C-67.36612
HEBEI--C-113.7160
SHANXI--C-42.34672
NEIMENGGU--C-152.1187
LIAONING--C-18.23536
JILIN--C-7.334862
HEILONGJIANG--C-91.12028
SHANGHAI--C29.50539
JIANGSU--C-81.55497
ZHEJIANG--C59.36932
ANHUI--C-44.54383
FUJIAN--C40.25343
JIANGXI--C-170.0938
SHANDONG--C-90.54050
HENAN--C-61.56922
HUBEI--C60.57644
HUNAN--C71.32459
GUANGDONG--C266.7200
GUANGXI--C117.4767
HAINAN--C-133.5591
CHONGQIN--C300.0115
SICHUAN--C52.16358
GUIZHOU--C32.38790
YUNNAN--C75.32675
SHANNXI--C40.96239
GANSU--C-2.537140
QINGHAI--C1.434211
NINGXIA--C19.44210
XINJIANG--C-104.9737
EffectsSpecification：Cross-sectionfixed(dummyvariables)
R-squared0.994404F-statistic633.0670
AdjustedR-squared0.992833Prob(F-statistic)0.000000
表4-4：模型（4.1）基于2000—2006年樣本數據的擬和結果
DependentVariable:SJZC?Sample:20002006
Method:PooledLeastSquaresCross-sectionsincluded:30
VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.
C337.337460.330065.5915320.0000
SJSR?0.5562310.03554515.648550.0000
FGL?(-2)171.359988.297121.9407190.0539
SJZC?(-1)0.1734440.0564273.0737480.0024
FixedEffects(Cross)
BEIJIN--C334.1456
TIANJIN--C67.76995
HEBEI--C-153.9622
SHANXI--C-178.6641
NEIMENGGU--C-62.23352
LIAONING--C80.42176
JILIN--C18.66479
HEILONGJIANG--C-142.6986
SHANGHAI--C102.6244
JIANGSU--C-189.8810
ZHEJIANG--C76.18871
ANHUI--C-68.51849
FUJIAN--C-82.69486
JIANGXI--C-290.2331
SHANDONG--C-221.1987
HENAN--C-250.6841
HUBEI--C31.67648
HUNAN--C87.74826
GUANGDONG--C407.4439
GUANGXI--C-71.42074
HAINAN--C-65.65503
CHONGQIN--C329.7631
SICHUAN--C76.00520
GUIZHOU--C-68.37576
YUNNAN--C29.75507
SHANNXI--C151.9292
GANSU--C65.71205
QINGHAI--C-56.22428
NINGXIA--C88.13489
XINJIANG--C-45.53898
EffectsSpecification：Cross-sectionfixed(dummyvariables)
R-squared0.995132F-statistic1130.692
AdjustedR-squared0.994252Prob(F-statistic)0.000000
從表4-3、4-4可見模型有很好的適應性，但也從看出一些問題：養老保險覆蓋范圍的擴大對消費的促進作用逐漸降低。
五、小結和意見
通過面板數據實證分析，認為養老保險的實施解決了人們的后顧之憂，居民在工作期間就可以放心消費，從而減少儲蓄，但養老保險覆蓋范圍的擴大對消費的促進作用逐漸降低。這可能是由于目前的養老保險覆蓋范圍依然不能達到應保盡保，見表5-1，這使得養老儲蓄依然是很重要的儲蓄動機；另外，養老保險金空賬問題日益嚴重造成的（見表5-2），也可能加劇了人們對未來預期的不確定性。因而，作建議如下：
一方面，在“社會統籌”向“統賬結合”的過渡階段，政府應加大投資，包括對養老金支付的補貼和對個人繳納養老費的補貼。確?！敖y賬結合”政策實施前參加養老保險且已經離退休人員養老金按時發放，確保政策實施后的個人賬戶資金不被挪用。
另一方面，進一步擴大養老保險覆蓋范圍，將養老保險覆蓋面擴展到經濟效益較好的私營、個體和外資企業。確保養老保險資金更多的來源渠道。
表5-1：中國歷年城鎮在職職工養老保險覆蓋率
時間城鎮就業人數（萬人）參保在職職工人數（萬人）覆蓋率（%）
19905200.7011704130.51876
19915653.71746532.3716
19927774.71786143.52892
19938008.21826243.85171
19948494.141865345.53766
19958737.7931904045.89177
19968758.41992243.96346
19978670.92078141.72513
19988475.82161639.21077
19999501.82241242.39604
200010447.52315145.12763
200110801.892394045.12066
200211128.82478044.91041
200311646.52563945.42494
200412250.32647646.26945
200513120.42733148.00556
200614130.92831049.91487
注：城鎮就業人數、參保在職職工人數數據來源《中國統計年鑒2007》，中國統計出版社，2007年
表5-2：養老金“空賬”金額
根據我們的調查，城鎮居民消費支出遠遠高于農村居民消費支出，且2013與2007相比，城市與農村居民之間的消費支出差距呈加大趨勢。在這三個縣(市)進行調研的同時，我們也對這些縣市的縣城部分人群進行了調研。比較發現:城市居民與農村居民在消費結構、消費意識、消費支出等方面還存在很大差距，農村居民消費力需要進一步提升。
(二)石家莊市農村居民消費結構有待于進一步優化
農村居民消費的恩格爾系數偏高，正常吃穿支出、孩子教育、蓋房買房、孩子結婚占據了農村居民大部分收入，用于養老保障、娛樂性消費、服務性消費部分偏少。
(三)石家莊市農民居民消費觀念有了很大進步，但不合理因素仍然大量存在
由于農村居民收入水平低、社會保障不完善，受傳統農村保守思想的影響，農村居民普遍存在低檔消費心理，消費上相對保守、謹慎。調研過程中，當問及是否注重名牌消費，只有3%的調查對象選擇“注重”。當問及每年的結余如何處理時，93%的調查對象選擇存入銀行，而進一步投資的愿望明顯不足。
(四)不同區域農村居民，甚至同一區域內的農村居民之間的消費差異巨大
在調研過程中發現，同為元氏縣的兩個村莊東富村和西富村，只有一路之隔，但兩村的消費水平相差懸殊。西富村的消費水平明顯高于東富村。首先，以兩個村莊的日常消費品賣點數量來看，東富村只有三個小規模的賣點(小賣部)，明顯少于西富村商業一條街大量的商店。其次:從超市里的物品來看，西富村超市里的物品豐富，且檔次較高。再次:調查問卷也顯示，西富村消費檔次要比東富村高的多。在新樂調研過程中，我們選擇了東楊家莊、何家莊相對比較富裕的村莊和北李家莊、安莊村等相對不發達的村莊作樣本，調查數據顯示，富裕村莊居民消費水平和一般村莊的消費水平相差懸殊?？傮w來說，隨著農村居收入水平的提高，農村居民消費力有了一定程度上的提升，也一定程度上促進了農村經濟的增長，但農村居民消費力還存在大量的釋放空間。
二、農村居民消費力不足的歸因分析
1．收入水平低是最主要原因。在市場經濟條件下，收入是決定居民消費水平的最重要因素。根據調查總結出:石家莊市農村居民收入來源主要靠非農性工資收入，就業主要是在本地鄉鎮企業以及外出務工，傳統的種植業和養殖業占家庭總收入比重不斷下降。同時，農村居民收入逐年上升，但增長速度緩慢。通過調查和分析:農民增收仍有不少困難。近幾年來，農民的收入持續增長，這和農產品價格上漲、國家政策性補貼和農村外出務工人員工資水平的提高有直接聯系，但現階段，這些因素在促進農村居民收入方面釋放的空間越來越有限。首先從國家政策角度看，隨著時間的推移，國家政策性補貼的放開和普及，致使農產品價格上漲出現瓶頸期，農民增收的難度將進一步加大;其次，從務工收入角度看，由于農村勞動力素質較低以及金融危機之后市場對勞動力素質要求的提高，二者之間的差距使得轉移農村勞動力陷入困境，農民難以從事技術含量較高的工作，只能靠苦力掙錢，這樣會導致農民增收難度加大。再加上化肥、種子等生產資料價格的進一步上漲，農業生產成本也隨之增長，這又將限制農民的增收。2．農村市場環境差是重要原因。農村市場環境差制約著農村消費力的提高。具體表現為:其一，農村消費市場不健全，商業網點少，售后服務差，市場秩序相對混亂。調查中發現，村子里的小賣店不能很好的滿足村民的購物需求，70%的村民都有建立更多購物超市的愿望。另外，在農村假冒偽劣產品隨處可見，商品質量也沒有相應的保障，令人擔憂。3．金融支持力度不夠是另一個重要原因。目前農民在生產、生活消費中均有信貸需求，但現有農村信貸機構出于風險防范的考慮，服務農民的意識不強，貸款條件過于嚴格，農民難以得到或很少得到信貸支持。而根據現實情況，大多數農民消費仍停留在“量入為出”、“勤儉持家”的狀況，這也導致金融機構的信貸消費在農村還有廣闊的市場可以開辟。4．網購不發達也是一個主要原因。近幾年，網絡購物成為一大消費途徑，中國已經成為世界上第二大網絡購物國家，但網絡購物大都集中在城市，網絡購物在激發農村居民消費潛力還有很大的發展空間。通過與村民們交流發現，他們大多數都不了解網絡購物。一位婦女說:看一個照片，摸不著東西就把錢打給人家了，感覺不靠譜。另外一位婦女補充道:可不敢網購，電視上都播了，網購都把錢給騙了。由于不了解網購和僅僅因為聽說了一兩起網購個案事故，使得他們非常排斥網絡購物。除僅有少數的年輕一代村民偶爾會使用，大部分村民對于網購持排斥態度，農村消費方式還需進一步豐富。5．社會保障水平低是深層次原因。在調查過程中發現，醫療保險、養老保險等社會保障確實惠及到農村居民，但還有進一步發展和完善的空間。首先，醫療保險應進一步完善。據一位65歲老人講述他的經歷，“自己可以在家里輸幾天點滴就能治好的感冒，最多花費500元;而我去縣里醫院后，醫生說只有住院才報銷，結果，我花費1000元左右治好，給報銷大概500元，和自己在村子里輸液相比，花的錢一樣多”。其次，在調研的過程中發現，農村居民養老還是傳統的養老方式。投入商業養老保險的很少，政府針對農村居民的養老保險還有很大的進步空間。
三、釋放石家莊市農村居民消費潛力的對策建議
(一)增加農民收入是提高農村居民消費力的前提和基礎
1．發展現代農業，增加農民農業領域的經營性收入。(1)吸收社會資本投入是石家莊市發展現代農業的現實選擇?，F代農業具有高投入、高產出特點。石家莊市應采取投資補貼、降息貸款、信貸擔保、農產品價格補助等措施，來更好的吸引社會資本投資現代農業，為現代農業發展注入動力和活力。建議用建設工業項目的辦法推進現代農業項目的發展，用抓工業項目的力度來推進農業項目。(2)“公司+家庭農場”經營模式是發展現代農業的重要突破口。公司主要負責基礎設施建設，農產品加工銷售等服務，主要面向市場，搞好農產品經營和深加工。例如趙縣關于梨汁、梨干、梨茶等一系列高附加值的梨產品打入了市場，增加了農民的收入。家庭農場主要是面向生產，它是搞好農產品生產的一種重要方式。要搞好家庭農場，需要解決兩個方面的重要問題:一是土地流轉問題?，F代農業規模化、集約化程度要求更高，這就要加快推進土地的流轉，使土地集中，進行規模經營。二是法律身份問題。家庭農場的登記注冊、標準認定等制度是建立家庭農場的法律保障。只有法律上有了名分，有了保障，農民才敢去注冊“家庭農場”，才敢于對所使用的土地進行投入、改良。(3)建設現代農業園區是發展現代農業的客觀要求?，F代農業園區能夠有效聚集土地、資金、科技、人才等各類先進農業生產要素，代表了現代農業發展方向。同時要因地制宜開發農業生產功能、生活功能、生態功能、旅游休閑功能、示范功能等，帶動旅游經濟的發展。(4)深入挖掘地域特色，打造知名農產品品牌。應下大力氣幫助農民推介具有石家莊特色的農產品;應延長農業產業鏈，在流通中實現農產品增值;應在特色農產品集中區域，扶持建立一批農產品批發市場，發揮市場的集散地作用，加快農產品流通。2．拓寬農民在非農產業就業渠道，增加工資性收入。具體為:一是大力推進城鎮化，提供更多的就業崗位，提高農村居民在第二、三產業中工資性收入;二是制定優惠政策吸引更多的社會資金、人才進入農民培訓領域，提供農民的就業能力。
(二)健全農村居民的社會保障制度、真正落實國家惠農政策是提升農村居民消費力的關鍵點
1．健全農村居民的社會保障制度。在調查中我們發現，不完善的社會保障體系使農民對于未來的不確定存在擔憂，只能把錢存起來，不敢花錢，因此，健全農村的社會保障制度、免除農民的后顧之憂，讓農民把結余下來的錢敢于消費是關鍵。為此要:一是各級政府應加大投資力度，完善農村居民的社會保障制度，降低農村居民未來支出的不確定性，提高農民即期消費力。二是鼓勵商業保險公司出臺針對農村居民的優惠保障制度，充分發揮社會資本在農村保障制度中的作用。2．高質量落實國家義務教育政策，使農民享受經濟發展的成果。九年義務教育的普及，減輕了農村居民對于教育的投入，但在調查過程中發現:由于農村師資匱乏，教學質量欠佳，農民為給孩子提供優質教育資源，便為子女選擇私立學校。然而私立學校的學費是一筆很大的費用。因此，應加大對農村教育的投入，使農民真正的得到實惠。
(三)優化消費環境、加強硬件建設是激發農村居民消費潛力的關鍵所在
首先，根據當地的市場需求，建立更多的能夠滿足農民需求的商場超市，加強農村市場的質量安全監管，提高農民消費信心。其次，健全和完善農民消費的配套設施。如，建設道路，使農民擁有通達的購物道路;完善公交體系，方便農民出行購物。再者，工商和衛生管理部門要嚴厲打擊農村市場假冒偽劣、以次充好等非法行為，為農民營造健康滿意的消費環境。另外，農村居民消費注重經濟實惠，商家應針對農村居民提供適銷對路的產品，做好配套服務和售后服務，這也是激發農村居民消費潛力的重要方面。
(四)培育消費熱點是釋放農村消費潛力的重要途徑
積極引導農村居民對汽車、住房等大宗物品的消費，大力發展針對農村居民的旅游、文化、健身、養老、信用等消費，努力把農村居民儲蓄轉化為現實消費需求。在西富村，我們就驚奇的發現了一個“網絡代購點”，這不僅可以彌補他們操作電腦上的缺陷，還能減輕他們的顧慮和擔憂?！熬W絡代購點”在農村是值得鼓勵發展的新型消費方式，他有可能成為拉動農民消費的另一個渠道。
2．城鎮化與農村居民消費水平的評價使用通常意義上城鎮化的衡量方法，用“城鎮常住人口／總人口”來衡量我國城鎮化水平；農村居民消費水平則用農村居民生活消費支出占農村居民純收入（消費率）來衡量；數據來源于歷年《中國統計年鑒》。
二、城鄉統籌、城鎮化與農村居民消費的關系
本文基于VAR模型對我國城鄉統籌、城鎮化與農村居民消費的關系進行實證分析。為了防止出現自回歸系數的估計值向左偏向于0、傳統t檢驗失效以及偽回歸等現象，VAR模型要求時間序列是平穩的。本文使用ADF單位根檢驗方法對時間序列進行平穩性檢驗，為了增加平穩性，本文對農村居民消費率取對數后再進行檢驗。從結果來看（見表2），原始序列均不平穩，而一階差分以后均平穩，同階單整，可以進行協整分析。雖然時間序列數據經過了一階差分以后平穩，但是差分以后的經濟含義與原序列不同，為了考察城鄉統籌、城鎮化與農村居民消費之間是否有長期關系，進一步進行Johansen協整檢驗。首先，確定VAR模型的滯后階數，綜合權衡自由度和LR、AIC等測度，選擇滯后階數為2；然后，確定協整秩，在5％的顯著水平下拒絕沒有協整關系的假設，而在5％的顯著水平上接受有一個協整關系，即認為城鄉統籌、城鎮化、農村居民消費之間有一個長期協整關系。根據上述確定的滯后階數，進行回歸，再進行VAR系統的穩定性檢驗，如圖1，所有單位根均在單位圓內，說明此VAR系統是穩定的。繼續進行格蘭杰因果檢驗，格蘭杰因果反映的是動態統計意義上的關系，表明的是一個變量是否對另外一個變量具有預測能力（表4）。分析結果表明：城鎮化、農村居民消費均是城鄉統籌的格蘭杰原因，城鄉統籌和城鎮化均是農村居民消費的格蘭杰原因，而城鄉統籌和農村居民消費均不是城鎮化的格蘭杰原因。說明城鎮化水平的提高和農村居民消費率的增長會促進城鄉經濟社會的和諧發展，而城鄉統籌、城鎮化在統計意義上也能促進農村居民消費的增長，這與筆者提出的城鄉統籌和城鎮化可開啟和促進農村消費市場的猜想是一致的。下面進行脈沖響應分析，以進一步明晰城鄉統籌、城鎮化和農村居民消費三者之間相互影響的關系。脈沖響應沖擊函數反映了一個內生變量對誤差沖擊的反應，即在隨機誤差項上施加一個標準差大小的沖擊后，對內生變量的當期值和未來值的影響。圖2中，橫軸代表時間，設定10期，縱軸代表變量對沖擊的響應幅度。對城鎮化施加一個標準差的正向沖擊，消費在第一年有一個負向的反應，而從第二年以后，反映為正向且幅度最大，從第六年以后反應逐漸減弱，說明城鎮化對農村居民消費有2～5年的激勵作用；對城鄉統籌施加一個標準差的正向沖擊，消費在前三年的反應都是負向的，說明政策具有滯后效應，而從第四年以后反應轉正，并且持續三年左右，但是反應幅度不如城鎮化對消費的沖擊大；對城鄉統籌施加正向沖擊，會促進城鎮化的進程，并且具有長期性，說明城鄉統籌改革利于城鎮化發展；對城鎮化施加正向沖擊，對城鄉統籌的影響更大，并且長期效應更明顯，更驗證了城鎮化是城鄉統籌的實現途徑；農村居民消費的沖擊對城鄉統籌和城鎮化也都具有一定短期效應，但幅度不大，且長期效應不明顯。脈沖響應函數反映了變量之間的沖擊反映，而方差分解通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化（通常用方差度量）的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。從方差分解的結果（表5）可見，城鄉統籌和城鎮化的變動主要受自身沖擊影響，尤其以城鄉統籌更為明顯（在第1期貢獻幾乎全部來自自身，而到第10期時城鄉統籌對自身影響也占總影響的66％，城鎮化對其貢獻率占26％，農村居民消費對其貢獻不足10％）；城鄉統籌對城鎮化的貢獻度占30％，城鎮化的自身貢獻占60％，消費對其貢獻度只有1．3％；但是三者對農村居民消費的沖擊響應的貢獻度從長期來看比較平均，第10期時，城鄉統籌和城鎮化合計對農村居民消費的貢獻超過50％，這與脈沖響應分析中城鄉統籌和城鎮化對農村居民消費具有正向影響的結論相一致。
