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(二)數據的基本統計描述表1報告了被調查的家庭的基本人口特征。從表1中可以發現，樣本中被訪問者的平均年齡在逐漸增加，由2003年的42.49歲增加到了2008年的44歲。教育年限①＊也呈增加的趨勢，反映了隨著生活水平的提高，中國城鎮居民對教育的重視程度日益提高。值得注意的是隨著時間的推移，城鎮居民的家庭規模有縮小的趨勢，家庭的平均人口由3.32減少到了2008年的2.18，這在一定程度上反映出中國城鎮居民生育意愿降低的現象，符合中國生育率降低的現實。表2提供了各調查年份中國城鎮居民家庭消費支出及消費差距的變動情況，從中可以發現，中國城鎮家庭人均消費支出呈明顯的遞增趨勢，反映出中國城鎮居民分享到了經濟增長帶來的成果，顯著地提高了消費水平。在表2中計算了多個常用的衡量差距的指標，如對數標準差、變異系數、基尼系數、泰爾指數等②＊＊。各個衡量差距的指標變化規律是基本一致的，總體表現出上升的態勢(除了2006年有小幅下降)，這說明中國城鎮居民家庭消費差距有擴大的趨勢。從表1和表2提供的基本數據中，我們可以粗略地推斷:2003年到2008年間，中國城鎮居民人口年齡結構呈老化的趨勢，而且消費差距也趨于擴大。若將所有觀測值的消費支出和年齡分布繪制出全樣本的年齡—消費曲線(如圖1)，則會發現，消費支出近似呈現出“U”型分布，在18歲到26歲左右，居民消費支出處于最高位，此后逐漸下降;到了38歲左右又開始緩慢上升。消費支出的這種特征可能和中國特殊的人口政策有關，在樣本觀察期內，18—26歲的城鎮年輕居民基本上都是獨生子女，家庭的主要支出都花在他們身上，他們處于消費曲線的高位不足為奇;26歲以后，多數年輕人都脫離了父母獨自生活，在職業生涯的早期收入并不足以支撐較高的消費，所以消費有下降的趨勢;38歲以后基本進入賺取更高收入的黃金時期，消費又緩慢的回升。然而，圖1的做法是將所有個體進行無差異對待，忽略了個體之間客觀存在的代際差異(不同年份出生在相同的年齡段，其消費水平是有差異的)，這無疑遺漏了一些重要的信息，估計結果并不可靠。對此，本文接下來將運用組群分析方法來測度中國城鎮居民消費支出變動及其來源的年齡效應與組群效應。
二、中國城鎮居民消費支出的分解
(一)組群分析方法在微觀調查中，對某一特定個體的終生進行固定追蹤是很難實現的，所以往往采用樣本輪換的做法，每一輪的調查樣本都會產生變動，這樣導致了無法獲得真正的面板數據。但是，如果按照某種屬性(如年齡、民族、職業等)將各期的調查樣本分成不同的組群(Cohort)，在各個樣本期內，選擇各組群相關變量的均值，則可以構造出以組群為單位的面板數據，這種分析方法就叫組群分析方法(周紹杰，2009)，根據組群來構造的面板數據稱為偽面板數據(PseudoPanleData)。偽面板數據允許各個調查期的樣本不同，其重點關注的是組群(如同一年代出生的人，職業相同的人)的統計特征，通過組群的各種統計量(均值、方差等)的發展變化，來揭示總體某一變量的分布特征。盡管偽面板數據不是真正的面板數據，但偽面板數據使用的是組群的統計量，減少了個體奇異值的干擾，從而降低了測量誤差，另一方面，由于不需要每個調查期追蹤固定的樣本，這使得樣本流失的問題不存在。雖然偽面板數據可以提供某一組群在某一年齡階段的經濟行為，但在實證分析中必須對組群間的系統性差異———即組群效應(CohortEffect)進行控制，否則組群效應將會混合到所估計的年齡曲線中，造成估計的偏誤。因此，在進行組群分析時，重要的一項任務就是在估計家庭消費支出的年齡曲線時把組群效應的影響控制住?？刂平M群效應的方法是把要分析的變量(在本文中為家庭的消費支出)分解為組群效應、年齡效應(AgeEffect)和年份效應(YearEffect)(Deaton，1997)。其中，組群效應反映了不同時代出生的群體，由于成長環境的差異等導致的代際的系統性差異(例如20世紀60年代出生的群體，其消費行為和80年代出生的群體必然不同)，年齡效應則反映了消費支出的生命周期特點。在實際計量分析過程中，各虛擬變量設定如下:組群虛擬變量以出生最早的組群作為參照組;年齡虛擬變量以最年輕的年齡組作為參照組;T－2個年代虛擬變量根據式(4)轉換。
(二)組群構造與消費支出的分解構造偽面板數據要根據觀測個體的出生年份來劃分組群，Deaton(1997)建議在構造偽面板數據時需要在組群個數和每個組群內樣本個數之間進行權衡，其原則是:組群內部差異盡可能小，而組群之間差異盡可能大。本文研究的樣本中，調查對象出生年份在1933—1990年之間，由于調查的年份只有四年，我們每10年定義一個出生組，得到6個組群。表3為“組群—年份”構成的偽面板數據在每個單元的樣本數。本文的樣本年齡分布在18—70歲之間，在四個年度的調查中，年齡最大的個體出生于1933年，在2003年為70歲，最年輕的個體出生于1990年，在2008年為18歲，共構造了58個組群(出生于1933—1990年)，53個年齡組(18—70歲)，在分解出三種效應(年齡、年份、組群)的過程中，共有57個組群虛擬變量、52個年齡虛擬變量以及轉化的2個年份的虛擬變量。圖2是各組群消費支出的年齡曲線，年輕組群的年齡—消費曲線位于左邊，年老組群的年齡—消費曲線位于右邊。年齡—消費曲線有兩個方面的特征:第一，除了最年老的組群(出生年份為1933—1941年)，其余各組群的消費支出均表現為隨年齡增加而增長的趨勢。各組群的年齡—消費曲線并沒有呈現出“駝峰”形狀，而在對一些發達國家或地區的研究中，如對美國(Attanasioetal.，1999)、英國(Attanasio＆Browning，1995)、臺灣(Deaton＆Paxson，2000)的研究結果均顯示年齡—消費曲線具有明顯的“駝峰”特征，中國的年齡—消費曲線具有其特殊模式。第二，在相同的年齡水平上，年輕組群的年齡—消費曲線全部位于年老組群的上方，這表明中國快速的經濟增長提高了年輕一代的消費水平。另外，相鄰組群的年齡—消費曲線并未相連接，不同組群的消費支出分布在不同的年齡曲線上，因此，不能僅僅連接各個組群的年齡—消費曲線來形成一個總體的年齡—消費曲線，必須在控制組群間的差異的基礎上來估計一個總體的年齡—消費曲線。圖3繪制了年齡效應和組群效應?？梢钥吹?第一，年齡效應幾乎保持著線性增長的態勢，只有在60歲以后的退休年齡才停止上升，保持在一個較高的水平，這與美國(Attanasioetal.，1999)和臺灣(Deaton＆Paxson，2000)的“倒U”型特征也是迥異的。從平均意義來看，中國城鎮居民消費支出的年齡效應增長率約為5.96%。第二，組群效應曲線也基本呈線性增長的趨勢，組群效應的增長率約為3.33%，這一結果表明了中國的經濟增長給城鎮居民的消費水平帶來了更多的上升空間。根據以上的分析可知，組群間的消費支出差異十分明顯，年輕組群的消費水平明顯高于年老組群，因此，在目前老齡化日趨嚴重的背景下，政府應該通過加快完善中國養老體制、進行收入的再分配調整，提高年老群體的財富水平，促進全社會的消費增長，提高居民的整體福利水平。
三、中國城鎮居民消費差距與消費差距變動的分解
(一)消費差距的分解為了便于對總體的消費差距進行分解，我們參照Deaton＆Paxson(1994)、Ohtake＆Satio(1998)及Caietal(2010)等人的做法，選取對數方差來衡量消費的差距。由圖4的年齡—消費差異曲線可以發現，幾乎在每個組群內，中國城鎮居民的消費差距都隨年齡的增長而增大，這表明了消費支出存在著顯著的組內不平等。其中，Varlnyjk表示可以被分為j個組群和k個年齡組的總體人群的對數消費方差;chortm表示組群虛擬變量，當m=j時為1，否則為0;agen是年齡虛擬變量，當n=k時為1，否則為0;αm和βn則分別為我們要估計的消費差距的組群效應和年齡效應。圖5顯示了消費差距的年齡效應βn，從中可以看出，消費差距雖然隨年齡的變化而波動，但其基本趨勢是隨著年齡的增長而上升。這說明，在某一組群內(即出生在同一時代的個體內部)，隨著年齡的增長，該組人的消費差距是逐漸擴大的，這暗示著同一時代出生的群體進入老年階段后消費差距會更大，那么在中國養老保險體系尚未完善的環境下，個人如何合理配置其有限的財富，平滑其一生的消費則是個體必須面臨的現實問題。表4是組群效應αm。結果顯示，各個組群的估計系數都為正數，而且統計上均顯著。由于我們的參照組是出生于1933—1941年之間的群體，全部為正的估計系數說明出生于1933—1941年之間的一代人，其消費差距是最小的，之后隨著出生年代的推移，組群效應也越來越大，從出生年代為1942—1951年的0.06增加到出生年代為1981—1990年的0.186，增加了兩倍有余。這個特征也容易理解:出生年代較早的一批人，其收入來源有限，接觸到的消費市場品種也較為單一，他們的消費差距必然不會太大;而出生年代較晚的一批人，收入來源的多樣化、消費品市場的極大豐富都為他們產生較大的消費差距提供了條件。這里，消費差距與消費支出的組群效應均表現出相同的規律，即組群效應隨著出生年代的推移而增大。根據前文的分析可得到中國城鎮居民年齡與消費支出的一般規律:年輕一代的消費水平要高于年老一代，年輕一代的消費差距也大于年老一代，在同一代人內部，隨著年齡的增長，消費差距是不斷擴大的。但僅根據這個規律我們并不能發現中國的老齡化進程是否對居民消費差距的變動產生了影響，本文接下來將對消費差距的變動進行分解，以考察人口老齡化在消費差距變動中的作用。
(二)消費差距變動的分解基于Ohtake＆Satio(1998)、曲兆鵬和趙忠(2008)的方法，我們把中國城鎮居民消費差距從2003到2008年的變動進行分解，把消費差距的變動分解為“人口效應”(即老齡化效應)、“組間效應”和“組內效應”。具體做法如下:令sit為每個年齡的樣本在總樣本中的比重;σ2it為控制了出生組之后，每個年齡樣本的消費對數方差;Xit為每個年齡樣本的消費對數均值;i=18，19，…70;t為調查的年份。根據方差的定義和設定的上述變量，我們把消費對數方差變形，分解成三個部分。從表5中可以有如下發現:第一，消費差距的變動在各個時間區間內都為正，且變動量逐漸增加，這反映了在樣本區間內，中國城鎮居民的消費差距的確是擴大了，而且消費差距的擴大有惡化的趨勢。第二，出生組內的消費差距是總體消費差距變動的主要原因，其作用強度有增加的趨勢，而與組內效應相比，組間效應很小，這說明了中國城鎮居民在2003—2008年間消費差距擴大的主要原因是同一出生組內老年人和年輕人消費差距的拉大，這與圖5中控制了組群效應后消費差距隨著年齡增加而擴大的年齡—消費曲線相對應。第三，各個時期人口效應分解的結果都表示，人口老齡化對消費差距的影響都不容忽視，這一發現與曲兆鵬和趙忠(2008)不同，他們對中國農村的研究表明老齡化對不平等的影響非常微小。而本文的研究發現人口老齡化對城鎮居民消費差距存在著顯著的影響，而且影響作用有增強的趨勢，這暗示著人口老齡化對居民消費差距的影響在中國城鄉間可能存在不同的作用機制，值得更深入研究。
(二)數據來源及描述在計算城鎮化水平時，由于統計口徑的調整以及多個省區在2005年將人口調整為常住人口，為了數據的準確性，選取2005年—2012年作為樣本期，截面為中國大陸30個省份(因數據不完整，沒有納入)，并分東、中、西部三大地區①。居民消費率數據來源于2006年—2013年《中國統計年鑒》;城鎮化率數據來源于《2013年中國統計年鑒》;2010年的人口年齡結構數據來自《中國2010年人口普查資料》，其他年份的數據來自歷年《中國統計年鑒》;消費價格指數和人均實際生產總值均以2005年為基期計算所得;其他數據均來源于歷年的《中國統計年鑒》以及各省《統計年鑒》。表1給出了各個變量的統計性描述。從表1數據可以看出，雖然東部地區的城鎮化水平要明顯高于中西部地區，且遠遠高于全國平均水平，但是其居民消費水平卻低于中西部地區和全國水平。為此，將以散點圖的形式來具體呈現兩者之間的關系。從圖1中的散點圖中可以看出，居民消費率與城鎮化水平存在一種非線性的正U型關系。在城鎮化水平較低時，居民消費率隨著城鎮化的提高而降低;在城鎮化發展到一定水平時，居民消費率隨著城鎮化水平的上升而提高。因此，嘗試在計量模型中添加城鎮化的二次項，探究城鎮化是如何影響居民消費需求。在人口年齡結構方面，關于少兒撫養比，東部地區最低，中部其次，西部地區最高，其原因可能是由于東部地區較高的經濟發展水平和較為開放的生育觀念;對于老年撫養比，三個地區基本保持相同水平。為了從大體上描述城鎮化和人口年齡結構與居民消費之間的關系，給出了兩者之間的散點圖。從圖2和圖3的散點圖可以看出，少兒撫養比與居民消費率存在一種正相關系，少兒撫養比的提高會增加居民消費，少兒撫養比的降低會減少居民消費。而老年撫養比與居民消費率的擬合曲線近似一條直線，其對居民消費的作用不明顯。在城鄉收入差距方面，東部和中部地區水平相當，而西部地區的城鄉收入差距要略高;關于人均實際生產總值增長幅度，中西部地區要明顯高于東部地區，這證明次發達地區經濟更具有發展潛力;東中西部人均實際生產總值的對數符合我國目前的經濟發展實際。
(三)估計方法由于居民在長期的消費實踐中會形成消費習慣，前期的消費對當期消費會產生影響，居民消費存在棘輪效應，將上期居民消費量作為被解釋變量加入到模型中，構建動態面板數據模型。由于在動態面板中普遍存在自相關、異方差和個體效應。Arellano和Bover［15］(1995)與Blundell和Bond［16］(1998)在相關研究中提出，動態面板數據廣義矩估計方法(GMMforDynamicPanelData)一方面能夠控制個體效應，另一方面可以通過使用解釋變量的滯后項作為工具變量來解決解釋變量的內生性問題。居民消費率和一些解釋變量之間可能是同時決定的，動態面板GMM估計通過選擇合適的工具變量可以有效控制解釋變量的內生性問題;當不可觀察的變量與解釋變量相關，或是遺漏了某些個影響因素時，GMM使用差分轉換數據還可以克服遺漏變量問題。為此，采用動態面板GMM估計方法是合適的，而靜態面板估計會使得結果產生偏誤。差分GMM估計法可以通過對模型進行一階差分來處理“動態面板偏差”(dynamicpanelbias)問題。但差分GMM估計必須滿足兩個前提條件:回歸方程的隨機誤差項εi，t不存在自相關;以及內生解釋變量具有弱外生性。由于差分GMM的缺點是無法估計個體效應ξi的系數以及可能導致弱工具變量問題，Blundell＆Bond(1998)將差分方程與水平方程作為一個系統進行廣義矩估計，被稱為“系統GMM”(SystemGMM)。系統GMM的優點是可以提高估計的效率，并且可以估計不隨時間變化的變量的系數。其缺點是，必須要假定被解釋變量的一階差分滯后項與個體效應無關。一般情況下，系統GMM的估計方法要優于差分GMM的估計方法。系統GMM法又可分為一步法(one－stepsystemGMM)和兩步法(two－stepsystemGMM)估計。相對于一步法，二步法估計不容易受到異方差的干擾。鑒于此，采取二步法進行估計。為了檢驗工具變量是否有效，借鑒Arellano和Bover(1995)和Blundell和Bond(1998)的研究，進行Sargan檢驗，其原假設是模型過度識別約束有效;另外還需要對隨機誤差項的一階和二階序列自相關進行檢驗，其原假設是隨機擾動項不存在自相關。
二、實證結果與分析
在使用模型(2)進行估計之前，按照大多數研究的做法，首先研究居民消費與城鎮化以及少兒撫養比與老年撫養比之間的線性關系，其具體形式為。文章分別采取差分GMM方法和系統GMM方法進行對比分析，實證結果見表2。表2給出了全國水平動態面板的差分和系統GMM估計結果，模型(1)和模型(2)分別是不加和加入控制變量的差分GMM估計結果，模型(3)和模型(4)分別是不加和加入控制變量的系統GMM估計結果。可以看到，模型(1)至模型(2)都通過了Sargan檢驗，說明模型所選取的工具變量是有效的。且模型(1)和模型(2)的一階差分的殘差只存在一階序列相關，而不存在高階序列相關，差分GMM估計結果不能拒絕模型中“隨機擾動項不存在自相關”的原假設，說明差分GMM的估計量是一致的，模型(1)和模型(2)都是合適的。在系數GMM估計方面，滯后一期的居民消費率估計系數的符號為正，說明居民的消費習慣對居民消費產生較為顯著的影響。原因可能是中國自古崇尚節儉，這種消費習慣是導致目前我國居民消費不足而儲蓄增加的一個非常重要的原因。在未加入控制變量的條件下，URB的估計系數為負，且在10%的水平下未通過顯著性檢驗，而在加入了所有控制變量以后，URB在5%的顯著水平下通過了檢驗，且符號為正，說明在加入控制變量以后，模型得到了優化，所選取的控制變量是有效的。就人口年齡結構而言，在模型(1)和模型(2)中，CDR都在1%的顯著性水平下通過了檢驗，且符號為正，說明就全國水平而言，少兒撫養比的提高會增加居民的消費需求，其原因可能是少兒沒有參加工作，是家庭和社會凈投入。在加入了所有控制變量滯后，ODR在1%的顯著性水平下通過了檢驗，且符號為負，說明老年撫養比的提高會阻礙居民消費的提高，其原因可能一方面是老年人到了退休年齡仍然在工作，另一方面老年人崇尚節儉，開支較小。我國的少兒撫養比從1982年實施計劃生育的54.6%一直下降到2012年的22.2%，而老年撫養比從1982年的8%上升到2012年的12.7%，少兒撫養比的下降和老年撫養比的增加同時降低了居民的消費需求拉動力。此外，我們也發現2008年時間虛擬變量的估計結果顯著，表明金融危機對居民消費具有一定程度的影響。由于系統GMM方法能夠解決模型內生性問題和遺漏變量問題，文章給出了系統GMM法的估計結果———模型(3)和模型(4)，兩個模型都通過了Sargan檢驗和擾動項無二階序列相關檢驗。在系數估計方面，與差分GMM估計法相比，不管是顯著性水平還是符號，兩者的差別不大，但是系統GMM法的Sargan檢驗值要明顯高于差分GMM法，尤其是在加入控制變量以后，說明系統GMM的估計方法更有效率。鑒于此，文章在后文全部采用GMM估計法進行估計。綜合上述分析，城鎮化與居民消費之間呈正向關系，目前的人口年齡結構與居民消費呈負向關系。但是從散點圖1中可以看出，城鎮化與居民消費之間并不是正向關系，而是在起初階段時呈現負向關系。鑒于此，文章采用模型(2)進行估計，即加入城鎮化的二次項，分析城鎮化對居民消費的影響形式，估計結果見表3。模型(1)到模型(5)均是采用系統GMM方法的估計結果，可以看出，在依次加入控制變量以后，模型全部通過了Sargan檢驗和隨機擾動項無自相關檢驗。在所研究的變量中，除了ODR的顯著性水平沒有全部通過以外，其他變量的顯著性水平都非常高。且少兒撫養比與老年撫養比的系數符號與前文分析一致。在模型(1)到模型(5)中可以看出，模型(5)的Sargan值最大，模型(5)估計結果更為準確。根據模型(1)～(5)計算出城鎮化拐點分別為56.8%、56.23%、50.17%、51.47%和42.42%。由此可以得出，城鎮化對居民消費并非簡單的正向關系，而是存在正U型關系。這可能是由于在城鎮化初期，住房支出占去居民大部分的收入，居民不得不減少其他方面的消費，居民消費率在城鎮化前期一直是下降的。而當城鎮化發展到一定成熟階段，大部分居民住房問題得到解決，收入預期得到提高，居民會增加消費。這就不難解釋近些年來我國居民消費率持續下降的原因，在城鎮化初期，城鎮化與人口年齡結構的雙重負作用，是居民消費率下降的主要原因。2010年，我國的城鎮化水平突破50%，已經接近拐點水平，城鎮化的持續發展會提高居民的消費率。
在分析全國居民消費下降的原因的基礎之上，嘗試研究居民消費在不同地區之間的差異。為了探討影響居民消費的區域差異，文章分別從東部、中部和西部進行模型的估計。在進行模型估計之前，分別對東部、中部和西部居民消費與城鎮化分別進行關系散點圖分析(散點圖略)，結果表明不存在明顯U型關系。因此文章建立線性模型進行估計，估計結果如表4所示。由于系統GMM法要優于差分GMM的估計方法，因此東中西部地區均采用系統GMM估計法進行估計。由表4可知，所有模型均通過了Sargan檢驗，表明所選取的工具變量是有效的，且一階差分的存在一階序列相關，而沒有高階序列相關，從而我們不能拒絕水平的殘差序列不存在序列相關的原假設。在所有模型中，各地區居民消費率的滯后一期仍然顯著影響著居民的當期消費。收入差距(GAP)沒有出現在模型估計結果中，可能因為收入差距對居民消費需求不是簡單線性關系，也可能不同省份城鄉收入差距對居民消費影響特征不同。這與劉厚蓮(2013)實證結果為城鄉實際收入差距與居民消費需求呈現倒U型關系相一致。地區人均實際GDP的對數(lnRPGDP)對居民消費影響也不確定，可能是居民消費支出主要受受上期可支配收入影響，更有可能是各地區居民可支配收入占地區GDP比例不盡相同，通過人均GDP測算一個地區居民可支配收入可能不準確。例如:主要是靠投資拉動和能源消耗為主，投資主體主要是央企和大國企，這樣的模式導致GDP確實很大，但老百姓從中取得的收入比重不會太高，這也就是外界通常所說的“只長骨頭不長肉”;相反，廣東、福建、浙江等地以輕工業為主，非公經濟占比較高，GDP增長與居民收入的關聯度也比較高，也就是“藏富于民”。在東部地區，URB的估計系數在5%的水平下顯著為正，其系數值為0.142，說明城鎮化率為增加1%，居民消費率會隨之增加0.142個百分點。
東部地區城鎮化的平均水平為62.39%，已超過拐點水平，城鎮化的繼續發展會促進居民消費的提高，這與上文的分析相符合。在人口年齡結構方面，少兒撫養比沒有通過顯著性檢驗，但其符號為正，說明在東部地區少兒撫養比對居民消費率起推動作用。老年人口撫養比在1%的顯著性水平下通過了檢驗，其值為－0.3969，說明老年撫養比每增加1%，居民消費率會隨之下降0.3969個百點。人口年齡結構在東部地區的作用效果與全國水平類似。就中西部而言，城鎮化對居民消費的促進作用并不顯著。中部和西部地區城鎮化的平均水平分別為45.43%和41%，均位于拐點的左端。在城鎮化初期，居民首要問題的是住房問題。住房占去居民大部分的消費開支，從而縮減居民在其他方面消費的開支。在人口年齡結構方面，中部地區少兒撫養比和老年撫養比對居民消費的影響都顯著為正，西部地區老年撫養比雖然沒有通過顯著性檢驗，但其作用效果與中部地區類似，而與東部地區相反。究其原因可能有兩方面:一是隨著中西部生活水平提升，隨著城鎮化推進，越來越多老年人開始關注自身健康，增加醫療保健開支，二是中西部老年人收入比東部地區低;兩者導致老年人口比重上升，提升居民消費比重。為了給出更加準確的解釋，給出中西部居民醫療保健消費支出的不同。在醫療保健方面，中西部地區城鎮和農村的消費支出占比都要高于東部地區，這與中西部的經濟發展水平和醫療保障水平有關，醫療保障水平低會增加居民對醫療保健的投入。以上是基于東中西部地區分析城鎮化和人口年齡結構對居民消費率的影響?？梢钥闯觯跂|部地區，城鎮化的持續發展會推動居民消費率的提高，而在中西部地區，其作用效果并不顯著甚至其阻礙作用。在人口年齡結構方面，少兒撫養比在東中西部都起推動作用，而老年人口撫養比在東部地區起阻礙作用，而在中西部地區起一定的推動作用。
一、引言
消費、投資和凈出口在GDP分析中常被譽為拉動經濟增長的3個主要因素，這其中，消費對與經濟增長則具有持久的推動力。近些年來，我國居民收入與消費水平不斷提高，居民消費結構轉換和消費需求擴張已經成為我國經濟高速增長的主要動力。進入21世紀，居民消費結構變化對于國民經濟發展的影響不斷增大，消費結構問題一直是消費經濟研究的重要內容，是一定時期人民群眾消費狀況的重要標志。
國內對于消費結構的研究一直熱度不減。如尹世杰（1983）在其主編的《社會主義消費經濟學》中系統研究了消費結構問題,是我國進行消費結構理論研究的開端。丁聲俊、葉方恬（1990）在《中國消費結構和食物結構》一書著重研究了食物消費結構問題，并分析比較了國內外消費結構的一般趨勢。林白鵬（1993）在其所著《中國消費結構與產業結構關聯研究》一書中將消費結構和產業結構兩個領域聯系起來研究。孫鳳等（2000）通過面板數據分析了中國城鎮居民收入差距對消費結構的影響。尹世杰（2001）在《中國消費結構合理化研究》一書中重點研究了實物、住房、勞務、文化教育、信息和旅游等不同消費支出項目支出結構合理化的途徑，并指出“要實現消費結構合理化，必須實現產業結構合理化；要實現產業結構合理化，又必須根據消費結構的變化，不斷調整產業結構”。趙衛亞（2003）建立了中國城鎮居民的變系數面板數據模型，在此基礎上分析了不同收入層次的城鎮居民家庭消費結構的差異。周建軍等（2003）運用擴展線性支出系統模型和趨勢分析方法對我國1992-2001年城鎮居民消費結構進行了研究。綜合分析現有的研究成果可以清楚地看到，改革開放以來中國消費經濟有了重大突破。首先是表現在經濟增長方式實現了轉型，國民經濟轉型方向總體上是從“外需依賴型”轉向“內需擴大型”，從“投資拉動”轉向“消費拉動”，從“生產經濟”轉向“消費經濟”。其次表現在消費結構的轉型上。城鎮居民消費逐漸由重實物消費轉為物質消費和服務消費并重；農村居民消費也由溫飽型逐漸向小康型轉變，由生存性消費逐步轉為發展性消費。就實際情況而言，我國城鎮居民收入高、消費量大、商品化程度高，其消費對農村居民有一定的示范作用，在消費結構的研究中占有重要地位。因此，城鎮居民的消費行為往往成為我國居民消費行為研究的重點。
二、ELES模型簡介
ELES模型是由經濟學家Liuch（1973）在英國計量經濟學家R.stone于1954年提出的線性支出系統（LES）基礎上修改而成的。擴展線性支出系統（ELES）模型較以前的線性支出系統（LES）模型相比較，其在研究消費結構的變動特征和靜態分析方面則顯示出了相對較多的優越性，彌補了LES模型的一些缺陷。該系統假定某一時期內人們對各種商品或服務的需求量取決于人們的收入和各種商品的價格，而且人們對各種商品的需求分為基本需求和超過基本需求之外的需求兩部分，并且認為基本需求與收入水平無關，居民在基本需求得到滿足之后才將剩余收入按照某種邊際消費傾向安排各種非基本消費支出。ELES把消費者對各類商品或服務的消費支出看作收入和價格的函數。其經濟含義為：在某個時期，價格和收入一定的條件下，消費者首先滿足一個基本需求，基本需求與收入水平無關?？鄢拘枨笾С龊蟮氖杖雱t按一定比例在各類商品或服務之間分配。
ELES模型基本表達式為:
(i =1,2,…,n) （1）
其中, 表示消費者對第i類商品或服務的消費支出；為第i類商品或服務的價格；為消費者對第i類商品或服務的基本需求量；為模型參數,表示邊際消費傾向；y為消費者人均可支配收入；為消費者對第i類商品或服務的基本需求支出。
將上式進行變形整理:
令=+y?。?）
其中=-?。?）
對(2)式應用普通最小二乘法（LS）,得到和的估計值
對(3)式兩邊求和,即=(1-)經濟論文，整理后=/(1-) （4）
將（4）代入（3）式中，得到=+/(1-)。
三、實證分析
為構建城鎮居民消費結構的ELES模型，基于數據的可得性、可用性和權威性等原則，筆者收集了2009年按照不同收入分組的我國城鎮居民家庭可支配收入數據和消費支出數據(見表1)雜志鋪。
表格中將“可支配收入”記為“Y”，將“消費支出總計”記為“V”。根據目前通行的統計口徑，把城鎮居民家庭消費支出分為8項：食品、衣著、居住、家庭設備用品及服務、醫療保健、交通和通信、教育文化娛樂服務、雜項商品和服務。分別按順序用V1、V2、V3、V4、V5、V6、V7、V8代表以上列舉的8個項目。下面利用這些可得數據進行計量分析。
表1我國城鎮居民2009年消費支出情況（單位：元）
項目
最低收入戶
低收入戶
中等偏下戶
中等收入戶
中等偏上戶
高收入戶
最高收入戶
Y
5253.23
8162.07
11243.55
15399.92
21017.95
28386.47
46826.05
V1
2293.82
3009.48
3640.22
4410.49
5367.01
6360.33
8135.04
V2
458.48
684.18
962.45
1263.8
1601.19
1986.16
2782.3
V3
578.93
735.23
880.76
1131.03
1493.31
1775.08
2863.28
V4
226.04
366.43
521.47
701.08
977.07
1325.54
2114.2
V5
362.6
504.09
632.03
834.48
1072.01
1322.4
1745.91
V6
394.8
582.28
861.44
1285.03
2047.83
3181.88
5858.67
V7
457.22
665.96
953.75
1290.09
1807.73
2461.1
4116.41
V8
128.67
195.43
286.68
393.73
598.21
851.39
1388.59
V
4900.56
6743.09
8738.79
11309.73
2．最終消費情況分析。最終消費由居民消費和政府消費兩部分組成，甘肅省最終消費支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據《甘肅統計年鑒》數據計算居民消費支出一直占據最終消費支出大部分的比例，穩定在70％以上。
3.甘肅省最終消費對經濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經濟增長率中消費需求拉動所占的份額,計算甘肅省最終消費貢獻率在2002年至2007年間分別為63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最終消費對經濟增長的貢獻率并不穩定，其原因是經濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務凈出口政策要素影響。
二、甘肅省城鄉居民消費結構變動分析
1．農村居民消費支出變動分析。消費結構指各類消費支出在總消費中所占的比例，消費結構能夠反應出居民的生活水平，甘肅農村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費，說明農村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態;從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標志，相關數據變動說明甘肅省農村居民消費結構逐漸優化，農村居民生活水平逐步提高。
2.城鎮居民消費支出變動分析。恩格爾系數從1993年的0.51總體上保持下降趨勢，到2007年的0.36，食品消費支出已不在占據消費支出的一半比例。說明城鎮居民的生活水平的提高，城鎮居民生活水平到達小康階段，醫療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應有所增加，表明城鎮居民的生活質量逐步提高，消費結構不斷優化。
3.城鄉居民消費結構變動度分析。消費結構變動度，是分析消費結構變化程度的指標，計算公式為：
在1996年～2000年期間，甘肅省農村居民消費結構變動度為9.00％，城鎮居民消費結構變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農村居民消費結構變動度為2.22％，城鎮居民消費結構變動度為3.27％。
在1996年～2000年期間，城鄉居民消費結構變動非常顯著，其中食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉居民消費結構經過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大；醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。
三、甘肅省城鄉居民消費函數分析
本文采用持久收入消費函數。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε
其中Ct為現期消費;Yp和Yz表示持久收入和暫時收入。系數α1和α2分別是持久收入和暫時收入的邊際消費傾向。根據《甘肅年鑒》統計資料，對模型進行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉居民消費函數(1）、（2）。
農村居民消費函數Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）
（0.002）（8.237）（2.469）
R2=0.873D.W.=1.212F=34.461
城鎮居民消費函數Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）
（1.095）（40.793）（3.908）
R2=0.997D.W.=1.91F=1878.984
從方程中可看出，農村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消費；每增加1元暫時收入，有1.74元用于消費。既增加了暫時收入，不僅要將暫時收入全部用于消費，同時還要拿出儲蓄來消費。城鎮居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費；每增加1元暫時收入，有0.87元用于消費。
四、簡要結論
1．經濟增長與城鄉居民的收入和消費之間有直接的影響。經濟增長越快，收入增加越高，消費也會隨著增加。但是，在投資、出口和消費等三要素當中,消費對經濟增長的貢獻率最高，一般都在70%左右,說明拉動消費仍然是甘肅省經濟發展的主要動力。
2.隨著經濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結構出現重要變動傾向。在城鄉居民的消費結構變動當中，食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來，城鄉居民的消費結構劇烈變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大。另外，醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。
3.為了鞏固消費對經濟發展的貢獻率，我們建議：一是加快發展城鄉經濟，保證固定資產的投資速度，使投資增長不要出現大起大落;二是進一步開發農民能夠穩定增加收入的就業渠道和途徑，如非農產業收入、轉移性就業收入、農業產業化收入等；三是對于城市居民來講，要把創造更多的就業崗位和機會作為重點，用擴大就業保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉居民的消費結構進行一定的引導，努力改善城鄉居民住房、醫療、教育、保障等關鍵性問題。
參考文獻：
2．最終消費情況分析。最終消費由居民消費和政府消費兩部分組成，甘肅省最終消費支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據《甘肅統計年鑒》數據計算居民消費支出一直占據最終消費支出大部分的比例，穩定在70％以上。
3.甘肅省最終消費對經濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經濟增長率中消費需求拉動所占的份額,計算甘肅省最終消費貢獻率在2002年至2007年間分別為63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最終消費對經濟增長的貢獻率并不穩定，其原因是經濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務凈出口政策要素影響。
二、甘肅省城鄉居民消費結構變動分析
1．農村居民消費支出變動分析。消費結構指各類消費支出在總消費中所占的比例，消費結構能夠反應出居民的生活水平，甘肅農村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費，說明農村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態;從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標志，相關數據變動說明甘肅省農村居民消費結構逐漸優化，農村居民生活水平逐步提高。
2.城鎮居民消費支出變動分析。恩格爾系數從1993年的0.51總體上保持下降趨勢，到2007年的0.36，食品消費支出已不在占據消費支出的一半比例。說明城鎮居民的生活水平的提高，城鎮居民生活水平到達小康階段，醫療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應有所增加，表明城鎮居民的生活質量逐步提高，消費結構不斷優化。
3.城鄉居民消費結構變動度分析。消費結構變動度，是分析消費結構變化程度的指標，計算公式為：
在1996年～2000年期間，甘肅省農村居民消費結構變動度為9.00％，城鎮居民消費結構變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農村居民消費結構變動度為2.22％，城鎮居民消費結構變動度為3.27％。
在1996年～2000年期間，城鄉居民消費結構變動非常顯著，其中食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉居民消費結構經過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大；醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。
三、甘肅省城鄉居民消費函數分析
本文采用持久收入消費函數。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε
其中Ct為現期消費;Yp和Yz表示持久收入和暫時收入。系數α1和α2分別是持久收入和暫時收入的邊際消費傾向。根據《甘肅年鑒》統計資料，對模型進行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉居民消費函數(1）、（2）。
農村居民消費函數Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz （1）
（0.002）（8.237）（2.469）
R2=0.873 D.W.=1.212 F=34.461
城鎮居民消費函數Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz （2）
（1.095）（40.793）（3.908）
R2=0.997 D.W.=1.91F=1878.984
從方程中可看出，農村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消費；每增加1元暫時收入，有1.74元用于消費。既增加了暫時收入，不僅要將暫時收入全部用于消費，同時還要拿出儲蓄來消費。城鎮居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費；每增加1元暫時收入，有0.87元用于消費。
四、簡要結論
1．經濟增長與城鄉居民的收入和消費之間有直接的影響。經濟增長越快，收入增加越高，消費也會隨著增加。但是，在投資、出口和消費等三要素當中,消費對經濟增長的貢獻率最高，一般都在70%左右,說明拉動消費仍然是甘肅省經濟發展的主要動力。
2.隨著經濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結構出現重要變動傾向。在城鄉居民的消費結構變動當中，食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來，城鄉居民的消費結構劇烈變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大。另外，醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。
3.為了鞏固消費對經濟發展的貢獻率，我們建議：一是加快發展城鄉經濟，保證固定資產的投資速度，使投資增長不要出現大起大落;二是進一步開發農民能夠穩定增加收入的就業渠道和途徑，如非農產業收入、轉移性就業收入、農業產業化收入等；三是對于城市居民來講，要把創造更多的就業崗位和機會作為重點，用擴大就業保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉居民的消費結構進行一定的引導，努力改善城鄉居民住房、醫療、教育、保障等關鍵性問題。
參考文獻：
我國目前所呈現出的消費需求相對不足的總體態勢，根源在于長期存在的城鄉二元結構矛盾所造成的居民消費能力的制約，即在二元經濟結構下，我國農村居民的消費需求明顯低于城市居民的消費需求。按照經濟學的理論，在正常條件下，消費需求數量變化首要的受制因素是收入水平。我國居民總體消費水平之所以偏低，主要是由于二元經濟結構導致居民收入差距過大以及由此而帶來的整體收入水平低下造成的。
一、改革開放以來我國城鄉居民收入差距
改革開放以來，我國城鄉居民的收入水平都有了較大的提高，與此同時，城鄉居民之間的收入差距水平在不斷擴大（詳見圖1、圖2）。
資料來源：《中國統計年鑒（2010年）》。
圖1 全國城鄉居民收入差距狀況圖(1978—2009年)
資料來源：《中國統計年鑒（2010年）》。
圖2 全國城鄉居民收入差距比【1】圖(1978—2009年)
可見，改革開放初期我國城鄉居民的收入差距就已經存在。隨著時間的推移，城鄉收入曲線都在迅速上升，但城鎮居民收入曲線上升的速度明顯快于農村居民收入曲線上升的速度。城鄉居民之間的收入差距大致經歷了一個縮小-擴大-縮小-擴大的演變過程，呈現出階段性的態勢。
改革開放初期的1978年到1984年，城鄉差距逐步縮小。這時期，隨著的推行和農產品收購價格幾次調整提高，農業生產有了較快的恢復和發展，農民收入有了較快較大的增加，其增長速度高于城鎮居民收入增長速度經濟論文，城鄉差距在逐步縮小。1978年改革開放初期城鄉居民收入差距比高達2.57，即城鎮居民人均可支配收入是農村居民人均純收入的2.57倍。1978年以后，城鄉居民收入差距逐步縮小，到1983年，城鄉居民收入差距比為1.82，是1978-1984年期間最小的一年。
20世紀80年代中期以后，城鄉收入差距擴大。這時期，我國改革的重點開始從農村轉向城市，城市居民收入增長速度較快。而在農村，由于聯產承包制提高勞動生產率的能量釋放完畢，再加之因農業生產資料價格上升幅度大于農產品帶來的農業貿易條件惡化、農業比較利益下降等因素的影響，農民收入增長緩慢。導致城鎮居民收入增長速度很快越過農村居民收入增長速度，1985-1994年城鄉居民收入差距趨于擴大，到1994年達到最高點，城鄉居民收入差距比為2.86。
1995-1997年，城鄉收入差距短期內縮小?？s小的原因主要是因為城鎮中下崗職工增加，他們的收入減少所致。1985年城鄉居民收入差距比為2.86，到1997年縮小到2.47。1995-1997年期間，雖然城鄉居民收入差距有所縮小，但差距仍然偏大，且沒有形成一個長期穩定縮小的趨勢。
1998年至今，城鄉收入差距繼續擴大。1998年的自然災害和1999年城鎮職工的普遍加薪是城鄉居民收入差距呈繼續擴大趨勢的主要原因，且在這一時期由于教育、醫療、保障等各種福利方面的差距顯露出來，進一步拉大了城鄉間的收入差距。自1998年以來除了個別年份略有起伏外，城鄉居民收入差距的比例一路攀升，由1998年的2.51擴大到2001年的2.90，2007年更是上升到了3.33，為歷年之最，2009年仍保持在3.33。
二、二元經濟結構下城鄉居民的消費差異比較
城鄉收入差距的擴大，逐漸形成了不同的收入階層，也因此形成了城鄉兩種不同的消費階層和消費市場，從而造成城鄉居民在消費水平、消費結構、人均消費性支出等方面均存在著很大的差異。
1、城鄉居民消費水平比較
與城鄉居民的收入差距相似，改革開放以來，我國城鄉居民的消費水平差距也經過了縮小、擴大，短暫的縮小后進一步擴大的過程。圖3表明，1978年，城鄉消費水平比【2】是2.9，1983、1984、1985年縮小到2.2經濟論文，1995年擴大到3.8，短暫的縮小后，1999年以來，我國城鄉居民消費水平之比一直維持在3.6以上，2003年和2004年更是高達3.8。2009年，農村居民的消費水平為4021元，城鎮居民的消費水平為15025元，1個城鎮居民的消費水平相當于3.7個農民的消費水平。目前農村居民的消費水平相當于20世紀90年代初城市居民的水平，農村居民的消費水平比城市居民的消費水平大約落后15年左右。
資料來源：《中國統計年鑒（2010年）》。
圖3 全國城鄉居民消費水平差距比率圖(1978—2009年)
2、城鄉居民人均消費性支出比較
統計數據顯示，改革開放以來，無論是城鎮居民的人均消費性支出還是農村居民的人均消費性支出，都呈現出逐步增加的趨勢。1990年農村居民的人均消費性支出為585元，2008年增加到3661元，2008年比1990年農村居民的人均消費性支出增加了3076元；1990年城鎮居民的人均消費性支出為1279元，2008年增加到11243元，2008年比1990年城鎮居民的人均消費性支出增加了9964元。與此同時，我國城鄉居民之間的消費支出差距在擴大。1985年城鎮消費支出是農村消費支出的2.3倍，是改革開放以來的最低點。此后，城鄉之間的消費支出差距逐漸加大，到2008年城鄉之間的支出比高達3.6，即目前我國1個城鎮居民的消費支出相當于3.6個農民的消費支出。“三個農民抵一個市民”是當前農村低消費的真實寫照。
3、城鄉居民消費結構比較
城鄉居民的消費結構差異較大。首先，城鎮居民用于食品的支出比農村居民相對比例小，并隨收入增加呈下降趨勢，即恩格爾系數下降，表明城鎮居民的消費已從以食品類消費為主的生存性消費加速向質量型消費過渡。其次，衣著、家庭設備用品等的支出，在城市基本趨于飽和，但因為農村居民收入增長緩慢，而未形成新的消費熱點，當城鎮居民消費向空調、攝像機、家用電腦等新一代高檔耐用消費品轉移的時候，農村居民的消費仍停留在以生存為主的消費水準上。再次，城鎮居民用于交通通訊、文化、娛樂教育等的支出有增長趨勢，城鎮居民將來的消費熱點將是住房、汽車、現代化的通訊設備及教育，但城市新消費熱點產品在農村的消費量還相當少，農村居民耐用消費品的擁用量僅相當于城鎮居民20世紀90年代初期的水平(見表1)。
表1 20世紀90年代以來我國城鄉居民消費結構對比 單位：%
指標
1990年
1995年
2000年
2007年
2009年
農村
城鎮
農村
城鎮
農村
城鎮
農村
城鎮
農村
城鎮
食品
58.80
54.25
58.62
50.09
49.13
39.44
43.08
36.29
41.0
36.5
衣著
7.77
13.36
6.85
13.55
5.75
10.01
6.00
10.42
5.8
10.5
居住
17.34
6.98
13.91
8.02
15.47
11.31
17.80
9.83
20.2
10.0
家庭設備用品及服務
5.29
10.14
5.23
7.44
4.52
7.49
4.63
6.02
5.1
6.4
醫療保健
3.25
2.01
3.24
3.11
5.24
6.36
6.52
6.99
7.2
7.0
交通通信
1.44
1.20
2.58
5.18
5.58
8.54
10.19
13.58
10.1
13.7
教育文化
娛樂服務
5.37
11.12
7.81
9.36
11.18
13.40
9.48
13.29
8.5
12.0
其他商品
及服務
0.74
0.94
1.76
3.25
3.14
3.44
2.30
中圖分類號：J215 文獻標識碼：A 文章編號：1674-0432（2011）-08-0256-2
根據世界經濟科技發展新趨勢和走新型工業化道路的要求，國務院作出了推進產業結構優化升級的部署，指明了當前及今后一段時期產業結構調整的目標、原則、方向和重點，這一部署對于加強和改善宏觀調控，轉變經濟增長方式，推進產業結構優化升級，保持國民經濟平穩較快發展具有重要意義。而在產業結構的調整過程中，消費結構是其中的一個重要影響因素，下面僅就消費結構對產業結構的影響略述如下：
1 消費結構影響并決定產業結構
消費結構合理與否，不僅直接關系到居民消費水平的高低，而且對產業結構有非常重要的作用，它不僅影響而且決定著產業結構的調整。改革開放以來，隨著城鎮居民收入水平的提高，居民消費結構逐年升級，我國城鎮居民消費格局不斷發生變化：
（1）從基本的吃、穿、用類轉向以居住條件改善、通信和交通便利為主要內容的住、行類消費；
（2）從簡單的商品性消費，轉向包括各種服務在內的復雜性商品消費，如餐飲、醫療保健、教育、娛樂、旅游、家庭服務等；
（3）從大量的普及性商品消費，轉向注重選擇、追求時尚的個性化消費。商品的質量、品牌、款式、包裝和售后服務越來越受到重視。由于城鎮居民手中不斷增多的貨幣以及他們的消費偏好，增加了市場對資源配置的作用力，帶動了與“吃、穿、用”消費熱點有關的農業、輕工業的快速發展。同時房地產業、汽車制造業、住宿和餐飲業、其他服務業等相應地得到了較快發展。
2 消費結構變化決定消費品產業的變化
為了說明這個問題，我們從不同消費品的需求收入彈性系數入手，考察消費結構對消費品產業的影響。需求收入彈性系數是指自變量收入增長1%，因變量需求變動的程度。需求收入彈性系數的大小決定著消費品產業的生產方向。因此，消費結構與消費品產業是密切相關的，需求收入彈性是聯系消費需求和消費產業之間的紐帶。2005-2010年城鎮居民消費構成中類消費的收入彈性系數見表1：
表1 需求收入彈性系數
從表1我們看出，2005年需求收入彈性系數大于1的有家庭設備用品及服務、交通和通信、其他商品及服務三項。到2010年，在此基礎上又增加了衣著、醫療保健和教育文化娛樂服務三項。從發展趨勢看，紡織工業在消費品工業所占比重下降，從支柱產業退化成夕陽產業。醫療、交通和通信、教育文化娛樂服務開始進入上升軌道。居住、其他商品及服務的需求收入彈性系數從2005年的0.65和1.28上升到2010年的0.93和1.82。食品需求收入彈性系數升幅也很大，這有利于食品工業，特別是農產品向深加工、精加工方向發展。以上需求收入彈性的變化，表明了居民的消費結構發生了變化。這種變化勢必影響消費品產業結構發生變化，說明了產業結構中生產低收入彈性消費品的產業比重不斷下降，生產高收入彈性消費品的產業比重不斷上升。
3 消費結構的變化影響農、輕、重產業的構成
隨著城鎮居民生活水平的提高，消費結構發生了很大變化。食品所占比重減小，用品和服務支出比重則增大。推動著產業結構逐步從農業為主轉向工業為主，再轉向服務業和信息產業的變化。這與消費結構發展趨勢是一致的。詳見圖1：
圖1 農、輕、重產業產值及比例構成圖
由上圖我們看出，農業在工農業總產值中所占比重由2005年的22.5%下降到2010年的11.8%，輕工業比重由2005年的30.8%下降到2010年的26.4%。由于重工業擺脫了自我服務、自我循環的狀況，不僅比重增大，由2005年的46.7%上升到2010年的61.8%。而且內部消費結構的生產也發生了變化，如家用汽車、計算機、家用電器等比重日益增大，為消費者提供了更多的可選擇產品。消費結構的變化，必然刺激重工業的發展，從而影響農、輕、重產業的構成。
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[7] 國家統計局.中國統計年鑒(2009)[M].中國統計出版社,
2009.
在社會經濟發展中，消費結構與產業結構有著密切的關系。消費結構變化是引導產業結構變化的重要力量，消費結構升級為產業升級、產業結構調整及經濟增長提供強勁動力，產業結構升級為消費結構升級提供有力保證。產業結構決定了消費結構的變動方向，反過來，消費結構的變動將通過產業問的關聯這一傳導機制在產業間擴散進而影響產業結構的調整。改革開放以來，在適應居民消費結構逐次升級的過程中，產業結構也實現了升級。當前，山西省居民消費結構正向以“住”、“行”為主要消費特征的階段邁進，我們要緊緊抓住這一歷史機遇，把握消費結構升級契機，推動產業結構的戰略性調整，這對促進山西省經濟持續、快速、健康的發展具有積極的現實意義。
一、山西省居民消費結構的歷史演變過程
截至目前，山西省居民消費結構大致經歷了三次升級換代，消費結構由層進式向漸進式不斷拓展升級。
第一次是改革開放初期，由于計劃經濟體制羈絆的解除，山西市場經濟的潛在能量在改革開放初期迅速得到釋放，長期受供給制束縛的城鎮居民消費能力也迅速擴張。以衣著為代表的紡織行業和以“三轉一響”的“老四件”，即自行車、縫紉機、手表和收音機為代表的輕工產品消費量迅速增長，在居民消費中占有重要地位。消費結構變化也引起了產業結構的變動，其中，第一、第二、第三產業增加值分別由1978年的18．2億元、51．5億元、18．3億元增加到1985年的42．3億元、120．1億元、56．7億元，三次產業在國民經濟中的比例由1978年的20．68％：58．52％：20．79％，改變為1985年的19．31％：58．84％：21．89％。這次居民消費結構的升級標志著山西省居民生活進入溫飽時期。
第二次是80年代末到90年代末，以彩電、洗衣機、電冰箱、錄音機為主要代表的“新四件”成為集中的消費熱點，并迅速普及。1981年我省城鎮居民家庭平均每百戶擁有彩電0．6臺、洗衣機6臺、電冰箱0．2臺、錄音機13臺，剛剛開始進入萌芽期；到1998年時，彩電擁有量107臺，洗衣機增加到91臺，電冰箱增加到76臺，已基本達到飽和期。而帶動這一變化的，則是居民收入的增長，從1978年到1985年，山西省城鎮居民人均可支配收入僅從301．4元增長到595．3元，而到1999年，這一數字已經增長到4342．6元。居民消費的快速增長，大大推動了山西經濟的發展，產業結構也隨之有了較大的變動，山西第一、第二、第三產業在國民經濟中的比例關系已經由1990年的18．82％：48．92％：32．23％，改變為2000年的10．94％：50．34％：38．71％。第二次消費結構的升級標志著山西省城鎮居民生活進一步提高，開始步入小康社會。
第三次是目前我們所經歷的以“住”、“行”為主要消費特征的消費結構升級階段，城鎮居民與農村居民的恩格爾系數分別從2000年的34．9％、48．6％下降到2005年的32．4％、44．2％。城鎮居民用于吃、穿、用和其他商品服務的消費支出比重下降，用于住、醫療保健、交通通訊、文教娛樂服務消費的比重上升，它們由2000年的10．93％、7．63％、8．45％、13．94％分別上升為2005年的11．48％、8．49％、9．53％、14．70％，其中變化最為顯著的是醫療保健和交通通訊消費的迅速增加。這說明隨著人們生活水平的顯著提高，居民更加注重身體健康，醫療保健支出增加較快，交通通訊和信息消費成為近年來城鎮居民消費的亮點。同時，隨著農民收入水平不斷提高，農民的消費結構也發生了明顯變化，傳統的以吃穿住為主的溫飽型消費傾向得以改變，呈現出生活消費多樣化和向享受型變化的新趨勢。農村居民用于吃、穿、住、用的消費支出比重下降，用于醫療保健、交通通訊、文教娛樂的比重上升，變化最為顯著的是交通通訊和文教娛樂消費的迅速增加。2005年農村居民交通通訊人均支出所占比重為8．54％，比2000年上升了4．29個百分點，文化教育娛樂人均支出所占比重為14．89％，比2000年上升了3．11個百分點。這表明山西農民在吃穿住用方面得到極大改善后生活消費增量主要投向了享受和發展方向。這次居民消費結構升級標志著山西居民生活開始向全面小康社會邁進。
總體上看，山西居民家庭消費已經擺脫了追求溫飽及生存消費階段，消費結構在加速升級換代，由過去的滿足基本生存消費向發展型、享受型消費層次轉化。
二、消費結構升級為產業結構升級帶來的機遇
根據發達國家的經驗，一個國家居民消費一旦升級到以“住”與“行”為主要內容的階段，消費結構升級對產業結構調整和經濟增長所產生的勢能就是持久強大的，因為產業結構是由需求、以技術為主的供給和比較優勢三方面因素所決定的，而消費需求決定著產業結構調整的方向，是產業結構調整的強制力量。目前山西消費結構轉型升級正在向縱深發展，這為山西省產業結構的調整帶來難得的發展機遇。如果能夠順勢利導，就能給山西省的經濟帶來長期的景氣與繁榮。消費結構升級換代給產業結構調整帶來以下機遇：
第一，消費結構升級換代的層次性和階段性為優化產業結構帶來機遇。隨著山西居民收入水平的提高，其需求結構也會發生相應的變化，這種變化累積到一定程度就促成居民消費結構的升級換代，這直接影響到產業結構的變化。在消費結構升級的初級階段，食品、服裝類消費支出在居民消費中占有很大比重，由此帶動了輕、紡工業的較快發展；在第二次消費結構升級階段，電冰箱、洗衣機等家庭耐用品開始進入居民家庭，這對電子、鋼鐵、機械制造等行業產生了強大的驅動力；現階段即第三次消費結構升級時期，人們日益關注“住”與“行”，用在“住”與“行”等方面的支出大幅度增加，直接推動了建筑、汽車及其相關行業的迅猛發展，并且由于受產業鏈效應的影響，人們的生活必需品消費范圍也在發生變化，這種變化不僅影響著生產和消費資料的構成，而且還影響著全省的產業結構。
第二，熱點消費品的產業鏈效應為產業結構調整帶來機遇。目前正在進行的第三次消費結構升級的主要標志就是以商品房和私家車為代表的大宗商品開始家庭化。住房、汽車等商品的產業鏈比較長，它們的消費可以帶動相關產業的高速發展。據統計資料測算，由于汽車產業鏈很長，輻射面廣，能帶動鋼鐵、機械、電子、橡膠、玻璃、化工、建筑、服務及其他56個相關產業的發展；住宅業的發展能帶動建筑、建材、冶金等50多個物質生產部門20多個大類近200種產品的發展，另外，住宅行業每吸納100個人就業，可以帶動相關行業200個人就業?？梢娖?、住房等熱點消費品的拉動作用范圍廣、層次高，與社會生產和人民生活關系密切，啟動并合理控制這些熱點消費品的市場導向對山西省產業結構的調整大有裨益。
第三，教育文化、交通通訊、醫療保健等消費熱點對產業結構的調整提供智力支持。隨著居民生活水平的提高，人們對教育文化、交通通訊和醫療保健的消費支出持續上漲，并且消費的規模逐漸擴大。在這種情況下，一方面這些產業利用自身創造的價值來提高自己在產業結構中的比重，提升自己的地位，并且通過帶動其他相關行業的發展創造間接價值和就業機會；另一方面，由于這些行業包含較高的智力和科技因素，因此它們的發展必將為山西省產業結構調整注入活力，提高山西省產業結構的科技含量，成為山西省產業結構優化的“智力裝配部”。
三、山西產業結構現狀與存在的問題
新消費結構的變化，對山西產業結構提出了更高的要求。調查數據顯示，2005年山西產業結構分布情況：第一產業6．3％，第二產業56．3％，第三產業37．4％。山西第一產業比重低于全國6.1個百分點，第二產業比重高于全國9.0個百分點，第三產業比重低于全國2.9個百分點?？梢?，山西省經濟支柱產業仍為傳統工業產業，產業結構具有典型的資源型、初級化特征，表現為以能源原材料工業為主，并高度依賴煤炭。煤炭、冶金、電力、煉焦和建材五大行業的增加值和利稅占全省工業企業的70％以上。但隨著經濟的迅速發展，這種產業結構的弊端日益顯現出來：
第一，產業結構不合理。山西現有的一萬多個工業企業主要依靠煤礦生產，以至于在產業結構以至資源配置上，形成少見的單一格局。重工業的比重太大，而且效益又低。隨著國內煤炭市場的滑坡，煤價下降，2003年一年僅煤價下降因素就使山西損失3O多億。一旦煤礦經營出現危機或者因資源枯竭被迫關閉，就會導致山西經濟的徹底癱瘓。處理不好，就會影響社會穩定，進而影響改革和發展的大局。
第二，高新技術產業比重小。高新技術產業在山西經濟結構中所占的比重很小，最主要原因可歸結為三個方面：其一，引進高新技術的環境還不夠寬松，對投資商主動到山西來投資還缺乏足夠的吸引力；其二，思想觀念轉變得還不夠快，思路還沒有拓寬；其三，對電視、電臺、報刊、互聯網等新聞媒體的信息選擇和利用還不夠重視。
第三，人才缺乏。在人才技術方面，缺乏“人才培養一技術創新一技術改造一人才培養”的完整科研體系。人才是知識的載體，技術是發展的動力，要加速實現工業結構順利轉型必須依靠人才體系。根據經濟需要培養創新人才，將人才價值有效地轉化為經濟價值，將最終產生的經濟價值用于人才培養，形成一條可持續發展的良性的“人才一產業一人才”相互扶持道路。
第四，數據信息化產業落后。信息化是我國加快實現工業化、城市化和現代化的必然選擇。在數據信息方面，山西缺乏專業數據庫資源共享化，這將導致重復數據信息測量，造成不必要的資源浪費，政府在“企業一科研一院?！眴柊缪荨奥摻j員”而不是“指導員”的角色，更新行政人員成為加速發展的當務之急。
第五，環境污染嚴重。環保意識薄弱和環保法制觀念缺乏是當前企業的嚴重問題。與嚴重污染相對應的是山西產業結構不合理和工業企業技術裝備落后，生產方式粗放。山西作為能源重化工基地，以煤炭開采和加工利用為主的產業占到工業總產值的70％以上；企業生產的產品大多是原料型、粗放型，消耗資源多，科技含量低，經濟效益差，污染嚴重。山西省萬元工業產值能耗和煙塵排放均居全國第一，癌癥和職業病發病率也高于我國其他地區。
四、對策及建議
隨著經濟全球化和高新技術產業的飛速發展，山西產業結構中存在的問題在一定程度上影響居民消費結構的變化，將嚴重削弱山西經濟發展的后勁和潛力。因此，大力調整產業結構，是山西經濟社會實現可持續發展的迫切要求。
第一，加快山西產業結構的優化升級。就是要繼續加強第一產業，調整和提高第二產業，加快發展第三產業。第一產業主要是調整優化農業與農村經濟結構，推進農業向質量效益型轉變，使農業現代化建設登上新臺階，商品化、專業化、產業化的程度明顯提高，綜合生產能力和抗御自然災害的能力顯著增強。第二產業的結構升級是要解決以采掘為主的初加工、低附加值、低技術含量帶來的低效益、高污染的問題。加快傳統工業和老工業基地的技術改造和設備更新，加速淘汰落后設備和工藝，加快信息化、網絡化、數字化步伐。積極發展生物工程及新材料、新能源等高新技術，努力培育新的經濟增長點。第三產業結構升級的重點是加快發展新興第三產業，促進信息、文化、教育、旅游、社區服務和法律、審計、會計、咨詢等中介服務組織的發展。
第二，樹立市場經濟觀念。消費需求是引導產業結構調整的方向盤。山西要抓住人們消費需求發生變化、要求提高生活質量的機遇，按照市場需求，積極調整產業和產品結構，促進產業、產品的優化組合，扶植戰略產業，增加短缺產品的產量，減少過剩產品的產量，確保產業結構同市場需求相適應，形成最優的產業結構，為經濟總量持續增長、市場供求關系的改善創造條件。
第三，加大科技投入力度。科技投入是提高科技新工程發展速度的基本因素，科技投入的數量和質量是直接決定區域經濟能否快速健康發展。山西省科技創新后備力量不足，而且從事“科技一經濟”轉化的專業技術人員偏少，這直接阻礙了本地區科技產業的發展，造成科研與產品的脫節，降低了實用性科研能力。
［中圖分類號］F49［文獻標識碼］A［文章編號］1009-5349（2011）05－0125－02
一、國內外理論研究發展
經濟學家錢納里（1986）認為消費需求對工業結構的演進和轉換起著積極的推動作用。張貢生、呂良宏（2006）運用實證方法探討了區域消費支出與第三產業產出的關聯程度。陳新年（2008）通過來自統計年鑒上的相關數據，用類比的方法分析了居民消費結構的演變以及各地區居民消費結構的差異，并對消費結構趨勢進行了比較合理的預測分析。
然而通過定量的方法預測未來幾年居民的消費結構，并對產業結構調整的方向進行精準的把握的研究很少。本文的創新點就在于通過定量地分析和預測我國居民的消費結構，更精確地把握我國產業結構調整的方向。這對于我產業結構的變遷和升級，具有重要的現實意義。
二、我國居民消費結構的經濟計量模型的建立
需要說明的是，在此本文僅對我國城鎮居民消費結構進行分析預測。因為雖然城鄉各收入階層都要實現消費結構升級，但整體來說總是城鎮先行，城市經濟很大程度上影響著農民消費結構的升級，另外也是考慮到篇幅及計算量的約束。這里我們選用凱恩斯的“收入決定論”模型作為我國消費結構預測模型，由于與收入變量相比，人均消費總支出對消費結構的決定作用更明顯，因此，我們用人均消費總支出來代替“絕對收入論”模型中“收入”變量。這樣，模型形式為：Ei=Ai+βi*E+u；式中：E為平均每人每年消費總支出額，Ei為各消費項的支出額，βi為邊際消費傾向，即每增加一個單位的總支出投向第i項商品類的支出量，Ai為常數，u為隨機誤差。根據《中國統計年鑒》中的城鎮居民1995～2008年的各項消費支出數據，用eviews軟件分別進行回歸測算如下：
食品需求預測模型：Ei=526.3833+0.309746*E+u
衣著需求預測模型：Ei=100.0498+0.090438*E+u
家庭設備用品及服務需求預測模型：Ei=145.0794+
0.044179*E+u
醫療保健需求預測模型：Ei=-157.9066+0.089322*E+u
交通通訊需求預測模型：Ei=-484.3448+0.180217*E+u
文化教育需求預測模型：Ei=-102.7552+0.144756*E+u
居住需求預測模型：Ei=-86.02216+0.111823*E+u
雜項商品和服務需求預測模型：Ei=63.74340+0.028996
*E+u
由右一表可知預測模型體系每個方程在顯著性5%水平下皆通過t統計檢驗，擬合優度都較高，總體來說這組預測模型體系還是令人滿意的，用來預測消費需求結構是具有一定可參考性的。
三、我國居民消費結構變化趨勢預測
采用人均消費支出時間序列預測模型對我國居民2010～2012年的消費結構進行預測。由于預測模型體系分別是對年人均消費支出和各項消費支出的回歸，所以在這里先推算出2010～2012年我國居民人均消費支出。
根據人均消費支出時間序列數據散點圖，我們可以看到各樣本點在每個年份之間都整齊地排列成近乎二次曲線或者指數曲線。所以在此選擇二次方程E=a+bt+ct2 (1)和指數方程E =b*edt (2)來擬合。首先對兩方程做線性處理：
令X1=t，X2=t2，其中t?。?，2，3…13）。則有E=a+bX1+cX2 (l)對指數曲線方程兩邊取自然對數，得lnE=lnb+dt，令U=lnE，C=lnb，則有U=C+dt (2)
先根據消費支出序列數據運用eviews軟件分別對以上兩個方程進行回歸，由于二次回歸方程在顯著性5%水平下不能通過t統計檢驗，而指數方程E=3112*e0.095012t在顯著性5%水平下較好地通過了t統計檢驗，且擬合優度也都很高，所以選擇指數方程模型來預測2010～2012年我國居民人均消費支出具有一定的可參考性。
按此模型進行趨勢外推預測，為保證預測精度就預測到2012年，單位：元
得到了我國城鎮居民未來幾年人均消費支出的數據，我們就可以通過以上各項消費支出的時間預測模型對我國2010～2012年城鎮居民消費結構進行預測，結果見下表：
從以上時間序列模型預測結果，可以看出，未來幾年我國城鎮居民消費結構的變化趨勢如下：
我國城鎮居民的食品比重即恩格爾系數在“十二五”將穩步下降，由2008年的37%下降到2012年的34%，衣著類比重由2008年的10%下降到了2012年9%，家庭設備用品及服務比重較2008年下降了0.5個百分點，醫療保健比重比2008年增長了1個百分點，而交通通訊比重比2008年增長了將近2到3個百分點，是居民各項消費支出中比重增長最大的一項，居住和雜項的比重較2008年有緩慢增長的趨勢。
四、依據消費結構的預測值，推測我國產業結構發展趨勢
通過對2010到2012年消費結構的預測，基本上可以判斷我國城鎮居民今后消費結構升級的方向，為我國制定相應的產業政策提供依據。
第一，恩格爾系數依然逐年下降，在未來三年內下降幅度約1個百分點，說明我國城鎮居民在未來幾年的消費結構層次繼續上升。食品支出所占比重依然是所有支出中最高的。由于居民食品支出的增加也使得食品制造業的產值由1986年的704.4億元上升2008年的4287.21億元，增長了5倍以上，但是由于同期的名義GDP增長了近30倍以上，所以食品制造業在整個產值結構中的比重也有明顯的下降。所以，未來我國產業結構的調整必須首先在穩定和加強農業地位的基礎上，加快農業結構的調整。其次應加快農村城鎮化建設步伐，提升農村居民消費需求。大力發展精品農業、節水農業、觀光農業、設施農業等都市特色產業。
第二，衣著消費在總支出的比重在未來幾年基本在9%左右，并逐步下降。我國城鎮居民衣著消費在未來幾年將很快進入較滿足的階段。所以，一方面，未來我國紡織業的產值在整個產業結構中的比重將會呈現出不斷下降的趨勢；另一方面，對于紡織業而言，更應向多樣、高檔的產品方向發展，以滿足人們不斷提高的衣著消費要求。因此，首先，合理調整第二產業結構；其次，合理調整紡織業內部結構；再次，發展高新技術產業。
第三，我國城鎮居民在醫療保健、交通通訊、娛樂文教服務類等方面的消費支出將繼續增長，比重也都不斷緩慢上升，這些支出的增加主要是促進第三產業的發展。這三項支出的增加在促進了服務業發展的同時，也使得第二產業中的相關產業獲得快速的發展。我國醫藥制造業的產值由1986年的154.39億元上升到2008年的7874.98億元，增長了50倍以上，文教娛樂支出的增加促進了文教體育用品制造業工業產值由1986年的43.79億元，上升到2008年的2498.39億元，增加了57倍以上。所以，要大力發展第三產業，合理調整第三產業結構，努力拓展消費空間，滿足居民發展享受型消費的需要。首先，大力發展教育文化產業；其次，加快發展信息服務、商務服務、金融保險、房地產和社區服務等服務業；再次，加快發展旅游業。
總之，我國城鎮居民的消費結構在未來幾年內是不斷優化的，發展享受型資料的消費比重會繼續提高，應該以此作為未來產業結構調整的方向，制定產業政策時的重要依據。
【參考文獻】
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關鍵詞：消費結構產業結構政策建議
消費結構是在一定的社會經濟條件下，人們（包括各種不同類型的消費者和社會集團）在消費過程中所消費的各種不同類型的消費資料的比例關系，有實物和價值兩種形式。而產業結構是產業間的技術經濟聯系與聯系方式。只有二者的和諧發展，才能促進國民經濟的持續發展。消費結構與產業結構的一般關系是由消費與生產的關系決定的：消費結構與產業結構具有同一性，二者互為前提；產業結構決定消費結構，沒有產業結構的變化，消費結構的變化就失去了物質基礎；消費結構在一定意義上又決定產業結構，因為生產的根本目的和出發點是消費，沒有消費的生產是不存在的，而且消費是生產的動力，消費結構升級是產業結構升級的終極拉動力量，產業結構必須與消費結構相適應。
從靜態觀點看消費結構與產業結構的關系
消費結構與產業結構在相互聯系的同時也具有一定的相對獨立性，從靜態的某一時點來看，產業結構對消費結構具有決定作用。產業結構（具體是產品結構）無論是數量還是質量都直接決定了消費結構的數量和質量，在一個具體時點上，消費結構不可能脫離產業結構，其發展情況與產業結構的狀況密切相關。
比較典型的是我國從建國后到改革開放前這一時期，實行傳統的計劃經濟體制，生產類型為投資導向型，即在市場長期處于供給短缺的狀態下。同時投資方向也并不以市場需求為主，而是以擴大積累，增加投資為目的，生產經營的重點也是為了獲得更多的資源從而進一步組織生產。這一時期我國片面重視發展重工業，忽視了輕工業和農業的發展，第三產業幾乎面臨零發展，產業結構嚴重不合理，中央在用計劃手段嚴格控制主要產品生產的同時，對居民消費品實行計劃定量配給制度。在這樣的環境下，消費者在商品購買過程中處于被動地位，消費需求得不到滿足，消費結構單一，產業結構完全由生產者引導，消費結構對產業結構的影響微乎其微，可以說產業結構的質和量直接決定了消費結構的質和量。
從動態過程看消費結構與產業結構的關系
任何事物都是不斷變化、發展的，從動態的過程看消費結構與產業結構的關系，二者是相互依賴、相互促進的，具有互動效應，特別是消費結構在一定程度上制約著產業結構的發展，消費結構的變動能夠相應的引起產業結構的變化。但與此同時，消費結構也要與產業結構相適應。
（一）消費需求結構與產業結構的關系
消費需求的變動必然會引起市場需求的變化，從而帶動相關產業的發展，引起產業結構的變動。消費需求的升級會推動產業的不斷創新，同時潛在的消費需求也為產業結構的調整和升級留下了巨大空間，可見消費需求結構與產業結構之間存在一定的因果關系。
在消費需求中，居民消費需求是消費需求因素中影響產業結構的最主要因素（消費需求包括居民消費需求和政府消費需求）。它對產業結構的影響是直接的，主要通過收入和價格來引導產業結構的變動。居民收入的提高引起需求結構發生變化，這必然要求產業結構作出相應的調整來適應這一變化；同樣，居民消費需求變化引發的商品價格變化必然會引導生產資源進行重新配置，實現產業結構的調整。另外影響產業結構變動的另一重要因素國際貿易，實際上是通過國外居民的需求變動引導世界范圍內生產要素的合理流動來實現一國產業結構的調整的。
（二）產業結構必須與消費結構相適應
隨著我國經濟由賣方市場向買方市場的轉變，側重從消費的角度來考察產業結構的變動具有一定的合理性，消費結構對產業結構變動的影響顯得愈加突出，主要表現在以下幾個方面：
1.消費結構的變動決定了產業結構調整的方向。消費結構的調整與升級可以直接帶動消費品生產行業的結構調整與升級，使消費品行業的供給結構不斷適應消費需求的變化發展。同時，消費結構的調整與升級通過導致消費品供給結構的調整，最終也帶動了投資品生產行業的結構調整與升級，從而大大改變產業結構的組成與運行方式。
2.消費結構調整為產業結構調整和產業的發展提供動力。消費結構的不斷升級會給產業技術的升級提出新的要求，要求企業必須不斷改造傳統產業，促進產品的更新換代，從而進一步推進產業結構的調整與升級。產業結構的調整要與消費結構的調整相適應，消費者的消費需求是不斷變化的，消費結構也是不斷升級的，于是產業結構的調整與發展也是無止境的。
3.消費結構的調整是產業結構調整的強制力量。消費結構的調整不但會迫使投資決策改變方向，進而影響到整個社會投資結構的變動，而且還會通過擠壓衰退產品及服務的市場空間和利潤空間促進存量資本的流動，從而促進了產業結構的調整與升級。
4.消費結構升級是促進產業結構升級的重要拉動力量。消費結構的升級必然會帶動產業結構的升級。產業結構升級的基本含義，產業的高附加值化和高技術化、產業的高集約化、產業的高加工度化。熱點商品的消費必然會促進這一時期本行業和相關行業的發展，比如近期我國的汽車消費和住房消費必然會相應的帶動汽車、房地產行業以及相關行業的發展。
（三）產業結構對消費結構的影響
在買方市場條件下，消費結構是產業結構升級的一個重要動因，與此同時，產業結構對消費結構也有重要的影響，消費結構也要與產業結構相適應。產業結構的變化，必定直接影響消費結構的現實變化。隨著產業結構變動速度的加快，消費結構變動速度的加快是必然的。三大產業對消費結構產生的影響主要有：
農村產業結構的變動，包括種植業結構、農業生產結構和農村生產結構（主要是非農產業內部多種生產部門共同發展的格局），以及農村剩余勞動力的轉移，將加快農村經濟的市場化進程，在這一過程中必然會伴隨農民人均純收入的增加，這就為農村居民消費商品數量的增加以及消費結構的調整奠定了基礎。
第二產業在國民經濟中的地位的不斷提高以及第二產業內部各部門之間比例的不斷合理化，會相應提高居民的消費量，并且隨著汽車、高檔家電、住房等耐用消費品不斷的進入家庭，消費者的生活質量會不斷得到改善，消費結構也會隨之調整和不斷升級。
城鄉第三產業的加快發展，將為城鄉居民消費結構中服務消費的增加提供條件?！笆晃濉逼陂g，我國第三產業將進入快速發展階段，這將大大帶動起服務消費的發展，從而對消費結構的升級起到促進作用。
促進消費結構升級與產業結構調整的政策建議
（一）促進消費結構升級的政策選擇
對一個國家來說，必須積極推進居民消費結構的升級，進而使產業結構不斷得到相應的調整并逐漸趨向合理化和高級化，這對一個國家的宏觀經濟保持持續穩定的增長至關重要。
1.要提高城鄉居民的收入水平。第一，要調整收入分配結構，縮小城鄉收入分配差距，提高城鄉居民的收入水平尤其是農民的收入水平；提高廣大農民的收入水平，一要建立和完善對農業的支持保護體系；大力推進工業化，從根本上提高農業勞動生產率并為農村剩余勞動力的轉移創造條件；大力減輕農民負擔，進一步實行農村稅費改革；而在城鎮中應注重提高廣大低收入者的收入水平，逐步擴大中等收入者的比重。第二，要統籌區域經濟協調發展，縮小地區差距；在東部率先發展的同時，要加快西部的開發和中部地區的崛起，振興東北老工業基地，使各區域經濟協調發展，縮小地區間的收入與消費差距，為消費結構的升級創造條件。
2.要積極調整消費政策，鼓勵發展新的消費熱點和消費方式，同時為了適應鼓勵消費，促進消費升級的客觀需要，要逐步清理、廢除各種限制消費的政策。最重要的是政府要對鼓勵消費的政策的實施認真落到實處。
1前言
1.1研究背景
消費是社會經濟活動的重要環節，但是近來，外部需求下降，過去對經濟增長貢獻度達20%的出口部門面臨嚴峻的收縮局面，實體經濟運行規模出現萎縮。從數據來看，中國已隨全球經濟進入下行周期，經濟增速放緩。2008年第三季度GDP增速為9%，低于市場預期的9.7%，主要體現在出口與房地產兩架引擎同時放緩。
圖12006年1月-2009年6月GDP走勢圖
為了彌補出口下降對經濟增長的影響以及增強中國經濟發展的內在動力，宏觀政策將著力于擴大內需，而在擴大國內需求的構成中，擴大消費尤其重要。若想增加消費，保持國民經濟穩定、持久的增長，就必須對中國居民消費水平和消費結構的特征、演變規律和發展趨勢進行研究。
1.2消費結構概念的界定
本文中的消費結構是指以貨幣表示的食品、衣著、居住、家庭設備與用品、醫療保健、交通與通訊、文教娛樂、雜項開支在總消費支出中的比例關系。
2消費結構影響因素
2.1社會保障水平（Thelevelofsocialsecurity，SS）
居民消費預期支出的不確定性，不僅減少了即期消費支出，而且會抑制消費結構的升級，致使消費結構中應有的一些消費需求熱點無法顯現。社會保障水平的提高能夠促使居民增加非生活必需品的支出，從而適應不同層次人群的消費需求，推動消費結構升級，啟動多元消費市場。本文以社會保障支出總額占GDP的比重作為社會保障水平的測算。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
2.2受教育水平——普通高等教育人口比重（Generalhighereducationpopulation，GHEP）
居民的消費結構與其消費觀念和消費習慣密切相關。在理論上，一個人受教育程度越高，其消費觀念越科學，消費結構的層次越高。本文用受過普通高等教育的人數占總人數的比重作來衡量中國居民的受教育水平。數據來源：歷年《中國勞動統計年鑒》計算整理得來。
2.3技術進步（Researchanddepartment，RD）
本文用研究與開發的投入量占GDP的比重來表示中國對技術進步的投入力度，作為影響消費結構的一個因素。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
2.4利率（Rate，R）
本文選用金融機構一年期定期存款利率作為影響消費結構的因素。數據來源：《中國金融年鑒》。
2.5人口結構——撫養比率（DependencyRatio，DR）
一般來說，通過人口結構可以反映出一個國家的大體的社會和經濟狀況。當論及這一問題，年齡是最重要的因素。人口的年齡結構是指一個人口集團（或群體）在某一時點上的人口年齡分布狀況、各年齡組人口在總人口中所占比重，它可以表明人口發展類型和速度，反映勞動年齡人口和被撫養人口的比例等。人口年齡結構的動態變化，將對消費結構的變化產生影響。
本文將撫養比包括少年兒童與老年人口的總撫養比，即少年兒童和老年人口總數占總人口數的比重作為重要的指標選入模型。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
2.6城市化水平——城市化率（UrbanizationRate，UR）
城市化率是指市鎮人口占總人口的比重。一般而言，城市率越高伴隨的消費結構層次越高，本文將城市率作為衡量消費結構的一個重要因素。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
3中國居民消費結構的變動分析
表1中國居民人均全年消費性支出構成比單位：%
年份
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
食品
41.67
40.35
42.58
41.94
43.20
33.25
40.05
40.23
衣著
8.94
8.97
7.30
7.29
7.08
8.88
7.59
7.65
居住
10.46
10.18
12.68
12.26
11.43
17.25
12.67
14.95
家庭設備用品及服務
5.90
5.96
5.47
5.44
5.38
5.97
5.48
5.17
醫療保健
7.24
7.85
7.49
7.96
8.22
7.71
11.40
9.09
交通通信
10.81
11.35
10.19
10.82
11.09
12.82
11.97
11.08
教育文化娛樂服務
10.31
10.50
11.07
11.61
10.94
11.40
8.11
9.03
雜項商品與服務
4.66
4.83
3.21
2.66
2.67
2.72
2.73
2.79
資源來源:由《中國統計年鑒》2001-2008計算所得
圖2中國居民人均全年消費性支出構成I圖3中國居民人均全年消費性支出構成II（比重）
由上述圖表可以看出，中國居民的消費支出由2000年的人均6668.13元，上升到2007年的26821.60元，消費水平已得到極大提高，但與世界平均水平相比還很低，亞洲開發銀行(ADB)在近期發表的一份調查報告中指出，中國的人均生活水平排在世界第128位。
從消費結構來說：
年人均食品消費支出由2000年的2778.83元上升到2007年的10790.22，可見中國居民的消費能力已得到極大提高，食品消費比率由2000年41.67%下降到2007年的40.23%。國際上常用恩格爾系數來衡量一個國家和地區人民生活水平的狀況。根據聯合國糧農組織提出的標準，恩格爾系數在59%以上為貧困，50-59%為溫飽，40-50%為小康，30-40%為富裕，低于30%為最富裕?？梢?，中國居民總體上實現了小康目標，這主要是由城鎮居民消費水平快速提升拉動的，但是城鎮居民的恩格爾系數已由1978年的57.5%下降為2008年的37.3%，達到了國際衡量標準中的富裕階段，間接反映出中國的城鄉差距在不斷擴大。
居住消費明顯增加，由2000年人均596.41元上升到2007年的2051.99元，消費比率也由2000年10.46%上升到2007年的14.95%。住戶條件不斷改善，平均每人現有住房使用面積呈現增加趨勢。但由于占絕大比率的低收入與其價格差距較大，短期內還不可能形成較強的購買力。消費正處在從一般水平向高檔水平轉變的孕育階段。
衣著消費支出由2000年的720.95元上升到2007年的2972.35，其消費比重由2000年8.94%下降到2007年的7.65?？梢灶A測，在未來的幾年內，中國居民衣著消費比重將呈平穩下降趨勢。但由于衣著消費的絕對量在增加，人們在衣著消費中更加追趕時髦，更注意質量和款式。這些均表明中國居民消費水平在提高。
2007年人均家庭用品消費支出為4010.59元，約是2000年697.63元的5.7倍，其上升幅度是消費結構組成中最大的，這說明中國居民消費能力已得到極大提高。但其消費比率卻由2000年5.90%下降到2007年5.17%，這說明大部分家庭己經購買彩電、冰箱等耐用電器，基本上處于飽和狀態。隨著科學技術的發展，高科技耐用家電產品的生命周期越來越短，對耐用消費品更新換代的速度必將越來越快。
醫療保健、交通通訊消費增加迅速，分別由2000年7.24%，10.81%上升到2007年9.09%，11.08%。前者說明因為人口結構老齡化、人們的保健意識增強以及城鎮醫療保險制度改革使個人醫療負擔適當增強。后者說明為方便生活，節省時間的現代通訊工具和交通工具迅速進入居民家庭。
娛樂文教消費總量在不斷提高，由2000年人均393.52元上升到2007年1386.08元，這說明中國居民文化娛樂活動更加豐富多彩，用于娛樂消費、旅游支出都有明顯增長。隨著工作強度的加大和生活節奏的加快，城鎮居民越來越注重閑暇時的娛樂，諸如旅游、度假等已成為消費熱點。并且由于獨生子女家庭的增加，父母望子成龍，加大對子女培養教育的投入。還有就是，隨著科技發展和社會進步，人們對自身學歷的提高越來越重視。但從消費比率來看，文教娛樂的消費比重開始逐年下降，2006年僅為8.11%，這與國家提出從2006年開始全部免除西部地區農村義務教育階段學生學雜費，2007年擴大到中部和東部地區的政策有關。
4中國居民消費結構影響因素的實證分析
本章節首先對影響消費結構的變量，包括社會保障水平、受教育水平、技術進步、利率、人口結構、城市化水平，進行單位根檢驗；接著把這些變量與消費結構的變量包括食品、居住、文教娛樂、醫療保健、衣著、交通通訊、雜項，放在一起進行因果檢驗和相關系數分析。
4.1單位根檢驗
表2消費結構影響因素單位：%
年份
SS
GHEP
RD
R
DR
UR
2000
1.53
1.02
1.00
2.25
29.9
36
2001
1.81
1.12
1.07
3.06
30.0
38
2002
2.19
1.27
1.23
3.47
41.7
39
2003
1.96
1.51
1.13
2.52
40.5
41
2004
1.95
4.14
1.23
2.25
38.6
42
2005
2.02
4.53
1.34
2.25
40.1
43
2006
2.06
4.95
1.42
1.98
38.3
44
2007
2.18
5.45
1.49
1.98
37.4
45
注:SS是社會保障支出總額占GDP的比重；GHEP是普通高等教育人口占總人口數的比重；RD是研究與開發的投入量占GDP的比重；R是金融機構一年期定期存款利率；DR是少年兒童與老年人口的總數占總人口數的比重；UR是市鎮人口占總人口的比重。
利用EViews3.1對上述6個變量進行單位根(ADF)檢驗，檢驗結果如下表所示:
表3:變量ADF檢驗
變量名稱
ADF檢驗值
P值
(C，T，N）
臨界值
1%
5%
10%
D(SS(-1)，2)
-2.965013
0.0251
(0，0，0)
-3.0507
-1.9962
-1.6415
D(GHEP(-1))
-1.926497
0.0954
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(RD(-1))
-2.127608
0.0709
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(R(-1))
-2.940666
0.0217
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(DR(-1))
-2.743578
0.0288
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(UR(-1)，2)
-8.660254
0.0001
(0，0，0)
-3.0507
-1.9962
-1.6415
在10%的顯著性水平下，Eviews3.1的檢驗結果表明GHEP、RD、R、DR這些變量都是一階平穩的，而SS、UR是二階平穩的，同時也說明這些變量本身是不平穩的。因此，不能對這些變量直接進行回歸，本文采取因果檢驗與相關系數來進行實證分析。
4.2因果檢驗與相關系數分析
選擇食品、衣著、居住、家庭設備與用品、醫療保健、交通與通訊、文教娛樂、雜項開支在總消費支出中的比例作為中國消費結構的結構變量，分別記為Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6、Y7、Y8。
用Eviews3.1對其進行ADF檢驗，結果見表7。
表4:結構變量ADF檢驗
變量名稱
ADF檢驗值
P值
(C，T，N）
臨界值
1%
5%
10%
D(Y1(-1))
-3.725314
0.0204
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y2(-1))
-3.116793
0.0356
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y3(-1))
-4.947263
0.0078
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y4(-1)，2)
-3.598566
0.0368
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
D(Y5(-1))
-4.353490
0.0073
(0，0，0)
-3.1714
-2.0056
-1.6458
D(Y6(-1)，2)
-3.603050
0.0367
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
D(Y7(-1))
-3.118931
0.0356
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y8(-1)，2)
-6.285693
0.0081
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
在10%的顯著性水平下，結構變量Y1、Y2、Y3、Y5、Y7是一階平穩的，Y4、Y6是二階平穩的，同時說明這些結構變量本身是不平穩的。
4.2.1食品結構變量影響因素
表5:食品結構變量影響因素Granger因果檢驗
變量
零假設
滯后期
F
P
結論
Y1
SS不是Y1的格蘭杰原因
2
0.01579
0.98457
接受
SS
Y1不是SS的格蘭杰原因
2
67.1668
0.08596
拒絕
Y1
GHEP不是Y1的格蘭杰原因
1
4.53328
0.1003
拒絕
GHEP
Y1不是GHEP的格蘭杰原因
1
0.03207
0.86658
接受
Y1
RD不是Y1的格蘭杰原因
1
0.54146
0.50265
接受
RD
Y1不是RD的格蘭杰原因
1
0.42696
0.54914
接受
Y1
R不是Y1的格蘭杰原因
1
1.49549
0.28849
拒絕
R
Y1不是R的格蘭杰原因
1
0.17164
0.69991
接受
Y1
DR不是Y1的格蘭杰原因
1
0.06458
0.81192
接受
DR
Y1不是DR的格蘭杰原因
1
0.01062
0.92288
接受
Y1
UR不是Y1的格蘭杰原因
2
0.92002
0.59339
接受
UR
Y1不是UR的格蘭杰原因
2
0.04539
0.95748
接受
從因果檢驗的結果表明:普通高等教育人口指數是食品支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為89.97%，普通高等教育人口指數是食品消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是食品支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為71.15%，金融機構一年期定期存款利率是食品消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、R兩個因素來進行實證分析。Y1與這兩個變量的相關系數如下所示:
表6:食品結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
R
Y1
-0.4118
0.2729
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y1(總消費中食品消費占的比重)有影響的主要是GHEP(普通高等教育人口指數)，且起到負的作用。這主要是由于高等教育人口指數越大，中國的教育水平越高，人們的總收入水平隨之提高，且消費觀念更加科學化，在保證基本的物質消費條件下，更增加了在精神文化等方面的支出，從而在食品消費絕對量增長的同時其比重呈下降趨勢。
但由于中國人口眾多，平均消費水平還比較低，尤其是廣大農村地區，其消費水平僅達到溫飽，正處于向小康社會奔進的發展階段，食品支出在消費總支出中依然處于主導地位，現階段食品消費結構與教育水平等變量的相關性還不是很顯著。
4.2.2衣著結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:少年兒童與老年人口的撫養比是衣著支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為63.50%，撫養比是食品消費結構的格蘭杰原因。因此，選擇DR來進行實證分析。Y2與其的相關系數如下所示:
表7:衣著結構變量影響因素的相關系數
相關系數
DR
Y2
-0.7059
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y2(總消費中衣著消費占的比重)有影響的主要是DR（少年兒童與老年人口的撫養比）且起到負的作用。這主要是由于少年兒童與老年人都是消費大于當期收入的人群，缺乏收入作為消費的支持和后盾，該類人群所占比越大，人們的消費壓力也越大，用于衣著這類可多消費可少消費的物品來說其在總消費支出中的比重自然隨之減少。另外，少年兒童與老年人對衣著品牌和款式的追求也不是十分強烈。
4.2.3居住結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為97%，普通高等教育人口指數是居住消費結構的格蘭杰原因；技術進步率即研究與開發投入占GDP總值的比重是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為91%，技術進步率是居住消費結構的格蘭杰原因；城市化率是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為71%，城市化率是居住消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、RD、UR三個因素來進行實證分析。Y3與這三個變量的相關系數如下所示:
表8:居住結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
RD
UR
Y3
0.6533
0.7244
0.6907
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y3(總消費中居住消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、RD(技術進步率)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。這主要是由于高等教育人口指數越大，技術進步率越高，人們的生產力水平越高，伴隨的收入越多，對住房這類高消費需求也越大。另外，隨著城市化水平的提高，大量的農村居民進入城市謀求發展，對住房的需求也十分強烈。
4.2.4家庭設備與用品結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:社會保障支出總額占GDP的比重是家庭設備與用品支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是75%，社會保障水平指數是家庭設備與用品結構的格蘭杰原因；研究與開發投入占GDP的比重是家庭設備與用品支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是72%，技術進步率是家庭設備與用品結構的格蘭杰原因。因此，應選擇SS、RD兩個因素來進行實證分析。Y4與這兩個變量的相關系數如下所示:
表9:家庭設備與用品結構變量影響因素的相關系數
相關系數
SS
RD
Y4
-0.6462
-0.5628
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y4(總消費中家庭設備與用品消費占的比重)有影響的主要有SS(社會保障水平指數)、RD(技術進步率)，且都起到負的作用。這可能是因為，社會保障水平越高，國家對居民的相關補助越多，像家電下鄉政策的實施，農村居民購買家庭設備與用品可以減免13%的費用，由當地政府部門給予補償等。另外，技術越進步，家庭設備與用品越先進，其耐用性越高，當人們已經購買了所需家庭設備用品后自然不會再輕易購買此類用品，因此，其受到各方面因素影響的作用有限，以上檢驗出的相關性不是十分顯著。
4.2.5醫療保健結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:受到普通高等教育的人口數占總人口數的比重是醫療保健支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為88%，普通高等教育人口指數是醫療保健消費結構的格蘭杰原因；城市化率是醫療保健支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為83%，城市化率是醫療保健消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、UR兩個因素來進行實證分析。Y5與這兩個變量的相關系數如下所示:
表10:醫療保健結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
UR
Y5
0.6515
0.6639
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y5(總消費中醫療保健消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。這可能是因為普通高等教育人口指數越大，人們受教育水平越高，越注重對身體的健康保養，另外，城市化進程越快，越多的人可以享受到城市里較好的醫療保健水平，但其消費價格也較高。
4.2.6交通與通訊結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是交通與通訊支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為84%，普通高等教育人口指數是交通與通訊消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是交通與通訊支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為73%，金融機構一年期定期存款利率是交通與通訊消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、R兩個因素來進行實證分析。Y6與這兩個變量的相關系數如下所示:
表11:交通與通訊結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
R
Y6
0.5841
-0.5022
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y6(總消費中交通與通訊消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、R(金融機構一年期定期存款利率)，前者起到正的作用，后者起到負的作用。高等教育人口指數越大，中國的教育水平越高，人們更注重信息之間的交流與交通的便利，對交通與通訊的需求越強烈。另外，金融機構一年期定期存款利率越低，人們用于儲蓄的資金越少，消費越旺盛，汽車、手機、電腦等交通與通訊設備已成為消費的熱點，是人們生活的重要組成部分，因此，利率越低在交通與通訊方面的支出越多。
但由于交通與通訊設備的使用期較長，已經購買了的消費者除非特別的愛好與追求不會再輕易購買同類產品，因此受各因素的影響有限，相關性不是十分顯著。
4.2.7文教娛樂結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為82%，普通高等教育人口指數是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；技術進步率是文教娛樂支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是74%，技術進步率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為75%，金融機構一年期定期存款利率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；城市化率是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為77%，城市化率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、RD、R、UR四個因素來進行實證分析。Y7與這四個變量的相關系數如下所示:
表12:文教娛樂結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
RD
R
UR
Y7
-0.5264
-0.5483
0.5009
-0.4149
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y7(總消費中文教娛樂消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、RD(技術進步率)，且起到負的作用。這可能是與近幾年國家實行的教學娛樂改革有關，國家越來越重視教育娛樂事業的發展，在教育娛樂方面的投入越高，居民個人在該方面的投入自然越少，因此，普通高等教育人口指數和技術進步率對文教娛樂結構變量起負的作用。
雖然，現在的家庭更加重視文化培養和生活娛樂，對教育質量和生活樂趣的投入越來越大，但由于家庭人口數的減少，越來越多的是3口之家，文教娛樂消費在總消費中的比重變化不大，且其也具有一定的消費剛性，受到各因素的影響有限，相關性并不十分顯著。
4.2.8雜項開支結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:少年兒童與老年人口的撫養比是雜項支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是57%，少年兒童與老年人口的撫養比是雜項開支消費結構的格蘭杰原因。因此，選擇DR這個因素來進行實證分析。Y8與這個變量的相關系數如下所示:
表13:雜項開支結構變量影響因素的相關系數
相關系數
DR
Y8
-0.9049
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y8(總消費中雜項開支消費占的比重)有影響的主要是DR(少年兒童與老年人口的撫養比)，且起到負的作用。這可能是因為少年兒童與老年人口的撫養比越大，生活壓力越大，將收入來源主要用在必需品上面，用于不十分緊迫的雜項上面的開支自然受到約束，其在消費結構中的比重自然越小。
4.3小結
社會保障指數、普通高等教育人口指數、技術進步率、金融機構一年期定期存款利率、少年兒童與老年人口的撫養比、城市化率，通過這些變量的單根檢驗以及與消費結構變量的因果檢驗及相關系數的分析，結果顯示(下面“+”表示影響因素對結構變量正的影響，“-”表示影響因素對結構變量負的影響)：
（1）影響食品消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(-)；
（2）影響衣著消費結構因素主要是少年兒童與老年人口的撫養比(-)；
（3）影響居住消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、技術進步率(+)、少年兒童與老年人口的撫養比(+)、城市化率(+)；
（4）影響家庭設備與用品消費結構因素主要是社會保障水平指數(-)、技術進步率(-)、少年兒童與老年人口的撫養比(-)；
（5）影響醫療保健消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、城市化率(+)、金融機構一年期定期存款利率(-)；
（6）影響交通與通訊消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、金融機構一年期定期存款利率(-)；
（7）影響文教娛樂消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(-)、技術進步率(-)、金融機構一年期定期存款利率(+)；
（8）影響雜項開支消費結構因素主要是少年兒童與老年人口的撫養比(-)；
5結論及政策建議
本文通過對消費結構變量及影響因素變量的平穩性檢驗、因果關系及相關系數的檢驗分析，得出影響中國居民消費結構各自的主要因素，針對上面分析的結果，給出以下建議：
1、對消費結構的調整要兼顧不同因素的綜合影響
2、推進教育體制改革，提高普通高等教育的深度和寬度
3、進一步實施計劃生育，控制少年兒童與老年人口撫養比的進一步擴大
4、加大科技投入，完善社會保障制度，提高人們的生活品質
5、降低利率，促進消費結構的優化升級
6、加快城市化改革步伐，提高人們的生活檔次
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