時間：2023-03-23 15:17:45
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消費信貸對居民消費需求的影響存在一個傳導機制，歸納而言，消費信貸主要通過以下三個途徑對消費需求產生拉動作用。
1.1消費信貸能減弱消費者的流動性約束從而促進消費增長流動性約束的存在是制約居民消費水平提高的主要因素。消費信貸的發展可以減弱居民當期可支配收入的約束，改變預算約束線的位置，從而提高消費者的效用水平并且緩解大額剛性支出對消費的抑制作用。居民一生中會經歷置業、結婚、子女教育、養老等階段，這幾類支出可以稱作“大額剛性支出”，當不存在消費信貸時，居民為實現“大額剛性支出”就不得不提前進行儲蓄，在積累足夠多的儲蓄前，居民會盡量減少開支，謹慎消費。而且近幾年，隨著住房、教育、醫療的成本大幅提高，居民為購買此類產品，需要進行一個較長時間的儲蓄，這嚴重制約了居民的消費水平。當居民能夠從金融機構獲得信貸支持時，那么就能擺脫預算約束，提前實現“大額剛性支出”，從而減少目標性儲蓄，增加當期消費。若所有的消費者都可以通過消費信貸來實現對耐用消費品的購買，根據個人需求相應調整消費品組合，則有利于形成新的消費熱點，促進社會消費結構的優化升級。
1.2消費信貸通過擴大貨幣創造乘數從而刺激消費需求由于信貸市場資金供求的不均衡和交易成本的存在，在滿足法定準備金的前提下，商業銀行提供的信貸資金并不能全部與需求者匹配成功，從而產生部分沉淀資金，即超額準備金。隨著消費信貸業務的發展，信貸市場效率得到提高，信貸資金的更容易找到合適的貸款對象，從而降低了超額準備金率，貨幣創造乘數也隨之增大。這樣，等量的基礎貨幣供應創造的貨幣供給總量增加，若貨幣需求保持不變，社會上的貨幣供給大于需求，市場利率就會下降，又投資為利率的減函數，因此投資需求會增加，社會總產出和國民收入隨之增加，從而拉動居民的消費需求增加。
1.3消費信貸有利于提高消費的邊際傾向從而提高消費水平消費信貸能夠促進社會邊際消費傾向的上升，主要有以下兩方面的原因。第一，根據凱恩斯的絕對收入理論，消費是收入的遞增函數，但消費增加的幅度小于收入增加的幅度，即邊際消費傾向小于1?，F實生活中，邊際消費傾向一般與收入呈反向關系，即低收入群體有較高的邊際消費傾向，而高收入群體的邊際消費傾向偏低。通過發展消費信貸，能夠提高低收入群體的消費水平和能力，使他們的邊際消費傾向提高，而高收入群體的邊際消費傾向不會受到影響，從而使整個社會的邊際消費傾向上升，擴大居民的消費需求。第二，根據莫迪利安尼的生命周期理論，居民的消費不是取決于當期收入，而是由一生的收入所決定。居民會根據生命的不同階段有計劃地安排自己的消費和儲蓄，將一生的收入均勻地分配至生命的各個周期，以實現消費的最優配置。居民的一生可以粗略的分為青年、中年和老年三個時期。一般來說，中年時期收入較高，收入大于消費支出，因為其收入不僅要用來還清以前的債務，還要為養老進行儲蓄，此時的邊際消費傾向相對較低；青年和老年時期收入較低或沒有收入，只能依靠信貸和儲蓄來進行消費，收入小于消費支出，此時的邊際消費傾向相對較高。通過消費信貸，居民可以將未來收入提前用于當期消費，使青年和老年時期的邊際消費傾向得到提高，平滑人們一生之中的消費，從而有效提高整個社會的邊際消費傾向。
2消費信貸對居民消費需求影響的實證分析
2.1變量的選取、數據的來源和處理為了實證分析消費信貸對居民消費需求的影響程度，本章以居民人均消費信貸余額CL反映消費信貸的變化情況，以居民人均消費支出CE來衡量居民的消費水平。鑒于消費信貸的統計口徑最近幾年才完善，2005年以前的數據缺失，所以選取2005－2013年的季度數據作為樣本數據，共36期，數據來源于國家統計局與中國人民銀行官網。在實證分析之前，先對數據進行預處理。首先，以2005年第一季度的CPI為基期，將每個季度的數據折算為實際的余額，消除價格因素的影響。其次，由于所采取的數據為季度數據，包含季節變動因子和不規則要素，為消除這些因素的影響，我們采用移動平均乘法比率模型對數據進行季節調整。最后，為避免數據的劇烈波動以及模型可能出現的異方差性和多重共線性，我們對所有的變量數據進行對數化處理，表示為LNCE、LNCL。取對數后并不會改變變量之間的經濟意義和因果關系，變量之間的關系變為彈性關系，變動體現為百分比關系，誤差變為相對誤差。
2.2實證過程
2.2.1單位根檢驗對于所選取的時間序列數據，首先考慮的就是其平穩性問題，若把非平穩時間序列當作平穩時間序列進行回歸，就會出現“偽回歸”現象，回歸結果變得不可靠。統計學中常用的檢驗序列平穩性的方法為單位根檢驗法，下表1為各變量進行ADF單位根檢驗的結果。由上表數據可知，經過一階差分后，兩個變量在5％的顯著性水平下能夠拒絕原假設，接受備選假設，即ΔLNCE和ΔLNCL為平穩序列，表明原序列是一階單整序列，記作I（1）。
2.2.2協整檢驗兩個時間序列變量都為同階單整，可以對它們進行協整檢驗，協整關系主要用來說明時間序列變量間是否存在長期穩定的關系。先以LNCL為自變量，LNCE為因變量做OLS回歸得到方程，再對其殘差序列進行單位根檢驗，ADF檢驗的結果如下表2所示。由此可知殘差序列在5％的顯著性水平下不存在單位根，為平穩序列，說明回歸結果不是“偽回歸”，序列LNCE和LNCL之間存在（1，1）階協整關系，即兩變量之間存在長期穩定的均衡關系。
2.2.3向量自回歸模型分析協整分析的結果說明消費信貸與消費支出之間具有長期穩定的靜態關系，為了研究兩者之間的動態關系以及各變量滯后期所帶來的具體影響強度，我們利用ΔLNCE，ΔLNCL兩個平穩序列作為內生變量，建立VAR模型進行分析。依據AIC和SC準則取最小值，經過反復比較，將變量滯后期確定1－3期的值作為內生變量。從（2）（3）式的各系數T統計量看，大部分變量是顯著的，有少數變量不顯著，這是由于模型各滯后項之間存在多重共線性所致，這種VAR模型中常見的問題并不影響模型的效果，可以忽略不計，不需對模型中的變量進行剔除。模型有2個內生變量，3階滯后項，共6個單位根，經AR根檢驗后發現所有根的模的倒數小于1，都位于單位圓內，因此，該模型滿足平穩性條件。模型的結果顯示，人均消費支出受自身滯后一期的影響很大，從第三期開始，影響逐漸減小。滯后一期的消費信貸對消費支出產生抑制作用，從第二期開始，才產生正向的影響，并且影響程度逐漸增大。符合前文協整檢驗的結果，說明消費信貸會對消費需求產生長期拉動作用。
2.2.4脈沖圖形基于VAR模型的結果，我們建立脈沖響應函數，繪制脈沖響應圖，以求直觀形象地分析消費信貸與消費支出之間的關系。通過脈沖分析，可以衡量來自隨機擾動項的一個標準沖擊對內生變量當前和未來取值的影響。橫軸表示滯后期數，縱軸表示對沖擊的響應程度。從圖中可以看出，消費支出（ΔLNCE）對自身的一個標準差信息立刻產生了較強的反映。第一期的響應值達到0．023，前5期的響應程度都較大，隨著時間的推移，這種沖擊的影響逐漸減小，從第10期開始，消費支出波動趨近于0，受到自身的影響趨于平穩。根據“荊輪效應”的解釋，居民的消費不僅受本期絕對收入的影響，還受以前消費水平和消費習慣的影響。所以，本期的消費支出與過去幾期的消費支出有較強的關聯性。期初，消費支出對消費信貸（ΔLNCL）的擾動做出的響應為負值，在第二期達到負向最大的0．043，從第四期開始轉為正值，在第五期達到正向最大值，之后這種響應逐漸減弱，趨于穩定的正向反映。這說明消費信貸在前四期對消費支出會產生微弱的負效應，但在以后較長時期內會形成一種穩定的正向影響。
2.3實證結論分析
2.3.1協整檢驗的結果分析消費信貸的擴張對消費支出的增加有著長期拉動作用，消費信貸規模擴大1％，會使消費支出增加0．3214％。我國的社會保障體系不夠完善，支出的不確定性大，居民的預防性儲蓄較強，而通過消費信貸，居民可以在形成較穩定的消費預期，從而減少預防性儲蓄，增加消費支出。但是，相比于發達國家的高刺激作用，我國消費信貸對消費需求的正向影響程度偏低。這是因為我國的消費信貸市場發展水平較低，信貸體制和結構不完善，導致其對消費需求的拉動作用沒有充分發揮。
2.3.2VAR模型和脈沖響應圖的結果分析消費信貸短期內會對消費需求產生滯后的抑制作用，但從長期來看，消費信貸能有效擴大居民的消費需求。現實生活中確實如此，居民在利用消費信貸完成購房、結婚等大額支出后，會背上還款的壓力，期初的一段時間內，大額負債的沖擊會使居民變得謹慎，從而增加儲蓄，減少近期的消費支出。但是會產生一個長期的正向影響，因為消費信貸助居民提前完成了置業結婚等大額消費，居民為未來特定支出進行儲蓄的壓力大大減小，消費傾向增加，未來時期的消費支出也隨之增加。另一方面，消費信貸的存在，能夠減弱居民的流動性約束，實現消費的跨期轉移，使得居民的消費行為更具有計劃性，將現在和未來的收入結合起來，平滑各期消費支出，提升整體的消費水平。綜述所述，繼續完善消費信貸市場，擴大消費信貸規模，對于拉動居民消費需求有重要意義。
3促進消費信貸發展的政策建議
3.1大力發展消費信貸，完善信貸體制雖然我國消費信貸近幾年保持高速增長的趨勢，絕對規模不斷擴大，但占GDP的比重仍然偏低。在居民消費需求日益增長的形勢下，繼續推動消費信貸的發展，顯得尤為重要。目前制約我國消費信貸市場健康發展的關鍵因素是信貸體制的不完善，主要體現在兩個方面的不足：個人征信系統和風險管理體系。加強個人信用體系的建設。我們可以借鑒美國的做法，成立一個專門搜集和保管申請人信用資料的商業信貸報告部門，貸款人通過一定的費用可以從該機構獲得申請人的信用資料，這樣既能減輕銀行系統的調查負擔，又保證了信息的全面性和準確性。另外，可以引入國外金融行業普遍采用的“5C個人信用分析模型”即：品德（Character），能力（Capacity），資金（Capital），擔保品（Collateral）和商業條件（Conditionofbusiness），結合我國個人消費信貸業務的實際情況，建立適用于我國的個人資信評估模型，以更好的反映個人資信水平。加強信貸資金風險管理。近年來，隨著我國消費信貸規模的不斷擴大，貸款發生逾期、違約甚至損失的概率也逐步上升，出現信貸風險的主要原因在于商業銀行信貸管理機制不健全，信貸管理方法和技術落后，信貸人員風險防范意識欠缺。為此，可以從三個方面完善信貸管理體系：第一，規范信貸操作流程，重點強化貸前調查、貸款審批和貸后管理三個部分的分工和職責。第二，改進信貸管理方法，在堅持財務因素和非財務因素并重的分析原則的基礎上，更多地引入定量分析技術，使決策結果更具有科學性和合理性。第三，強化貸款風險意識教育，重視業務知識培訓，提高信貸人員的綜合素質。
3.2優化消費信貸的外部環境消費信貸的外部環境和內部體制同等重要，良好的法律擔保體系在規范消費信貸市場，擴大消費信貸規模，提高消費信貸的可得性和便利性方面發揮重要作用?？梢詮囊韵聝蓚€方面優化消費信貸的外部環境。第一，構建消費信貸的法律體系。針對日益繁榮的消費金融市場，有必要盡快制定專門的法律來規范市場參與者的行為，明確借貸雙方的責任和義務，加大對違約行為的懲罰力度，提高失信成本，防止金融欺詐，切實維護消費者和貸款者的權益。除了制定完善的消費信貸法律體系，還應注重提高法律法規的可行性和操作性，立法時不僅要涵蓋所有消費貸款業務，還要對特殊的消費信貸品種做出專章規定；對于消費信貸業務開展的每個程序，既有定性又有定量的規定，提高可執行性。第二，進一步完善信貸擔保制度。在強化債務人擔保為主要方式的同時，加快建立專門的擔保機構。由政府主導，通過財政投入和社會融資的方式建立政策性擔保機構、消費貸款擔保基金，以此形成穩固的擔保網絡，降低信貸風險。另外，商業銀行可以與保險機構合作，開發消費信貸類保險業務，如住房抵押貸款保證保險，汽車貸款履約保證保險，確保商業銀行債權的實現，豐富信貸擔保的層次，從而促進消費信貸的健康發展。
3.3健全社會保障體系，穩定消費預期前文的分析表明支出不確定性的存在是制約我國居民消費水平提高的重要因素。在預期收入不變的條件下，出于對養老、醫療、教育等不確定性因素的考慮，居民不得不緊縮當前消費，提前進行儲蓄。一直以來，我國社會保障資金占財政支出的比重相對較小，社會保障覆蓋面不全、保障力度和保障水平不夠，使得居民的預防性儲蓄動機較強。健全社會保障體系，有助于改變居民未來支出的不穩定預期，提高居民的風險承受能力，增強消費信心，從而增加對消費信貸的需求。因此，進一步擴大社會保障的覆蓋面，加大對社會保障的投入，多渠道的籌集社會保障資金，完善社會保障制度，不僅是緩解居民后顧之憂，改善儲蓄率過高的有效方法，也是提高居民消費需求，擴大消費信貸的重要途徑。
個稅自1799年誕生于英國以來，逐漸發展為世界各個國家的主體稅種，也是國家財政收入的主要組成部分。1980年9月1日起，《中華人民共和國個人所得稅稅法》正式頒布，同時，個稅起征點定為800元。隨著中國人民生活水平和工資的提高，2005年國家將起征點提升至1600元，2007年起征點更是提升至2000元，2011年9月，我國個稅起征點再次提升至前所未有的3500元，個稅起征點在短短幾年間即實現了三級跳。從國家對個稅起征點的調整來看，主要遵循以下三個原則：一是以城鎮居民收支水平為基礎，兼顧地區性差異；二是起征點的確定與城鎮居民住房、教育等相結合，最大限度保證對居民的生活無重大影響，至少不是負影響；三是起征點的幾次提高也是為了促進居民的消費水平，中國居民不像美國居民等發達國家超前消費，與之相反，中國公民收入多用于儲蓄，隨著起征點的提高，將會拉動內需，刺激消費。
2個稅起征點提高與居民可支配收入的關系
個稅起征點的提高自然意味著居民可支配收入的增加，而收入或者說居民的可支配收入是消費的最重要因素，當居民的可支配收入提高時，其消費也會隨之增加。那么我們這里先定義一個機會收入，機會收入完全是因為個稅起征點調整后居民的可支配收入，并不包括因其他原因而引起的居民可支配收入的變化。機會收入是指個稅起征點調整后居民的應納稅額和起征點未調整時的應納稅額之間的差額。我國歷次的個稅起征點調整都是針對工資薪金收入扣除相關合理費用后的調整。同時在2011年個稅起征點的調整過程中將9級超額累進稅率變為7級超額累進稅率，這使得不同收入者納稅所對應的納稅級距也發生了變化。我們以級距點為例進行分析，原先的3500元在調整后不再征收個稅，即相應的機會收入為125元，這完全是由于個稅起征點調整后產生的居民機會收入。同理可得在8000元、9000元、10000元這三個級距點機會收入會達到峰值的480元，之后逐漸降低，到達38600元時，機會收入變為0，之后機會收入開始為負。居民的收入與機會收入之間大致呈“倒U形”關系，即低收入階層的機會收入也比較少，達到8000～10000元的中等收入階層，機會收入達到了峰值，之后在高收入階層中，逐漸變為0，并開始逐漸變為負數，這個時候，國家對于貧富差距的調整政策顯現出來，收入越多，所征收的稅也越多。同時，也有學者指出，居民的邊際消費傾向與收入水平也大致呈“倒U形”的關系，即中等階層的邊際消費傾向比較高，而處于兩邊的低收入和高收入階層邊際傾向比較低。這主要是由于高收入階層消費傾向趨于飽和，機會收入的增加和減少對于他們的影響不大，所以他們的邊際傾向變化幅度不大。與此相同，對于低收入家庭，雖然個稅起征點的調整使得他們的機會收入增加，但是這些還不足以使他們有較大的消費傾向，也只能產生有限的幅度變化。
3個稅起征點的調整影響上海市居民消費
3.1個稅免征額調整影響上海市居民消費水平(絕對數量上)
上海市居民2010年家庭人均消費支出如表1所示。從絕對數量上來看，2011年中高收入戶的消費支出出現了大幅度上升，增加了3614元，到2012年這種趨勢放緩，只比2010年增加2802元，顯然，個稅起征點的調整對于中高收入戶的影響較大，消費支出出現了跨越式上升，其他收入水平的居民消費也有不同程度的上升。這其中，高收入戶的增加量不是很大，只有653元，可見這次調整的影響對于高收入戶的影響很小，他們的消費情況基本趨于飽和，等到2012年時，他們適應了起征點變化的影響，消費支出又進一步增加。中低收入戶、中等收入戶和中高收入戶在2012年消費支出都有不同程度的回落，起征點調整由此的影響可見一斑。對于低收入戶來說，這幾年的消費支出一直呈現上升趨勢。
3.2個稅免征額調整影響上海市居民消費水平(相對數量上)
從相對數量上來看，低收入和高收入戶一直是增長的，而對于中等收入戶(包括中低收入戶、中等收入戶和中高收入戶)的影響卻是一樣的。在個稅起征點調整的當年，刺激性消費的支出比較大，而次年當居民適應了這種變化，慢慢地消費放緩，雖然相比于2010年的消費量是增加的，但較2011年來說環比增長跌破100%，即消費支出下降，如表4所示。
3.3個稅免征額調整影響上海市居民消費結構
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(包括勞務)的比例關系，有實物和價值兩種表現形式。實物形式指人們在消費中，消費了一些什么樣的消費資料，以及它們各自的數量。價值形式指貨幣表示的人們在消費過程中消費的各種不同類型的消費資料的比例關系。上海市統計局根據居民的消費內容來劃分居民消費結構，同時對于居民的收入又進行了更細節性的劃分，分為三大類、五小類，分別是低收入、中低收入、中等收入、中高收入和高收入；消費支出分為八類，分別是食品支出、衣著支出、家庭設備用品和服務支出、醫療保健支出、交通和通信支出、教育文化娛樂服務支出、居住支出、其他商品和服務支出。眾所周知，食品支出占消費支出的比例即為恩格爾系數，低收入和中低收入的恩格爾系數較大，反之，高收入人群的恩格爾系數較小。隨著經濟的發展和人民生活水平的提高，食品的支出在人們的消費支出中所占比重正逐步縮小，而高收入居民的基礎物質消費基本已達到飽和，中低收入居民才是這部分收入的主力軍。個稅免征額的調整恰好使得居民的可支配收入增加，在消費方面也更具靈活性，實現了其他各消費支出的同步增長，改變了居民以食物支出為主的消費結構。
4結語
1.1加快經濟結構改革，增加居民收入水平
根據恩格爾系數公式，在不影響居民食品消費支出的情況下，總支出越高，恩格爾系數越低，居民越富裕。收入增加了，支出自然也就增加了。因此應加快經濟結構改革，增加城鄉居民收入，收入水平提高了，恩格爾系數自認而然也就降低了。當居民食品消費穩定時，增加的消費支出就會用在其他方面上，可以改善居住條件，可以提高教育環境和資源，可以享受更多更好的精神娛樂等。
1.2規范食品價格管理，加快食品工程建設
如果居民購買的食品不變，而物價上漲，相應的消費支出就會增加。在居民收入不變的情況下，食品支出增加，自然會壓縮其他消費支出，恩格爾系數會升高。所以食品價格上漲會給加重居民生活負擔，降低生活質量，應該加快食品工程建設，規范食品價格管理。
2交通和通信消費支出
交通和通信價格指數反映居民家庭購買交通和通信項目費用價格變動趨勢和程度的相對數。圖2表明交通通信的消費支出在不斷地增加，比例也在不斷地擴大。近年來，隨著手機、飛機、汽車、電子信息產業迅速發展，交通和通信工具性能、款式更新速度越來越快，過去一部手機可以用兩三年，現在很多人一年換一部手機。而互聯網、電信等相關服務費價格逐步下調，進一步刺激居民的消費欲望，居民交通和通信消費支出增勢強勁，成為城市居民家庭生活消費的熱點。交通消費大幅增長，私家車擁有量增加，居民購買家用汽車成為交通消費熱點。隨著居民收入水平的提高和家用汽車車型“日新月異”，加之消費政策的相對寬松，促使城市居民購車愿望增強，交通工具服務支出大幅增長。城市居民家用汽車擁有量不斷增加，帶來的交通工具服務支出快速增長。通信消費增速較快，家庭信息化程度提高。通信消費支出增長較快，通信設備普及程度提高。經濟快速發展，當今社會已經步入信息時代，通信設施不斷完善，通信工具逐步普及，移動電話成為居民生活的必需品，普及程度較高。家庭信息化程度提升。家用電腦作為高新技術產品，尤其是網絡，對工作、學習、生活、產生了重要影響，家用電腦逐漸普及，家庭網絡信息化程度快速提升。網絡已經走入百姓家中，現實生活中的多數需求，在網上都能實現，網絡成為居民提高生活品質的重要工具，成為改變生活方式的重要手段。
3居住支出
現在普通居民面臨的頭等大事就是買房。房屋是家的重要組成部分，是人的歸宿。居住消費支出除了購買房子之外，還有房租、水電煤等支出和房屋裝修等。居住是人們生存的基本需求。居住條件也對居民生活質量起到關鍵作用。居民的住房支出占家庭總支出的比例是衡量居民消費結構的重要指標。隨著城市化建設進程的加快和人民生活水平的提高,人們對居住環境的追求越來越高，住大房、靚房的家庭不斷增加，居民裝潢支出大幅增長，居住條件進一步改善，拉動了居住類各項消費的大幅增長。圖3表明我國的居住支出呈現直線上漲的趨勢。居住支出從1997年的358.64億元上升到2011年的1405.01億元，增長291.76%。隨著居民家庭居住環境的不斷改善和居住面積的日益增加等，居住消費將繼續成為居民消費的熱點。居住類支出包括建房及裝修材料、房租、自有住房以及水、電、燃氣等與居住有關的項目。目前我國房地產消費的主流模式是“置業消費”，即以住房這一耐用消費品為目標的購買行為，以擁有居住空間為核心。而“居住消費”是圍繞居家生活而展開的一系列消費行為，包括量力而行的先租后買、先小后大、先低后高等，它以提高生活質量為核心，具有梯度性、持續性、長期性的特點。隨著目前住宅價格的非理性攀升以及住宅最終向其居住功能的回歸“，居住消費”的新理念逐漸被越來越多的人所接受。因此，提倡“居住消費”就具有了較強的現實意義。
4醫療保健支出分析
近年來城市居民對身體健康的重視程度日益提高，在“吃”講營養“、穿”講檔次“、用”講品位的同時，更加注重生命質量，崇尚健康文明的生活方式。隨著人口老齡化加劇，家庭的醫療費用支出越來越多，看病難、看病貴成為現在居民生活新的問題。在醫療保健方面的投資呈穩步上升趨勢，如圖4所示。隨著居民收入的增長和自我保護意識的增強,居民健康方面的支出大幅度上升,而城市人口的老齡化,也使得市民的醫療費支出明顯增加。醫療保健消費支出由醫療器具、保健器具、藥品費、滋補保健品和醫療費等費用構成，其中醫療器具、藥品費和醫療費是治療疾病的必要支出?，F在預防疾病成為居民醫療保健的新觀念。過去人們更關注的是如何治好疾病，現在如何不得病更被人關心。各種各樣的保健品、健身項目層出不窮。人們也越來越舍得在這方面投入。過去過年過節送禮都送煙酒水果等，而現在保健品則受到更多人的青睞。圖4我國居民醫療保健支出數據相對于衣、食、住、行等基本生活消費而言，醫療保健消費是一種更高層次的消費，因此，醫療保健消費水平與居民家庭的收入水平呈密切相關關系。農村實施農村醫療合作之后，農村的醫療保健支出相對歷史增加，越來越多的人舍得看病，看病難的問題得到一定程度的緩解。城鎮社會保障制度的不斷改進和完善，讓越來越多的城鎮居民的健康得到保障。
5結語
重慶市自直轄以來，經濟發展迅速，城鄉居民人均可支配收入增加，生活水平大幅度提高，居民消費結構也發生了顯著變化。本文對重慶市城鎮居民從1997年到2013年的消費結構進行分項分析，從數據分析中得出存在的問題，并提出對策建議。
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。
四、對策與建議
在僅有的幾篇文獻中，馬雙等（2010）研究了新型農村合作醫療保險對農村居民家庭食物消費的影響，發現參保家庭比未參保家庭有更多的營養物質攝入量，參與新農合使農民食品消費支出增加約81元。臧文斌等（2012）使用中國城鎮居民入戶調查數據探討了城鎮居民基本醫療消費保險對居民消費的影響，發現城職保提高了參保家庭的非醫療消費支出，低收入群體和中等收入群體提高的幅度分別為20.2%和12.6%。馬雙和甘犁（2010）研究了城鎮職工醫療保險對居民食物消費的影響，發現城職保能增加11%的居民消費?，F有的研究受數據可獲得性的限制，或者僅僅關注居民食物消費，而未將居民家庭全部消費支出作為分析對象；或者只關注某一種社會醫療保險，而未將城居保和城職保兩種基本醫療保險綜合考慮，未從整體上考察城鎮醫療保險對居民消費的影響。因此，目前國內對醫療保險與居民消費關系的研究還很不充分。鑒于此，本文采用奧爾多2009年的調查數據，在收集到較為豐富的居民消費支出和醫療保險信息的基礎上，擬對醫療保險與城鎮家庭消費的問題進行進一步的研究。
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。
四、結論與政策建議
1．1城鎮居民消費結構因子分析
(1)提取因子以及因子解釋原有變量的情況，進行嘗試性分析．根據原有變量的相關系數矩陣，采用主成分分析法提取因子并選取特征值大于1的特征根．根據計算結果，第一個因子的特征根值為3．579，解釋原有8個變量總方差的44．732%(3．579÷8×100)，累計方差貢獻率為44．732%;第二個因子的特征根為2．461，解釋原有8個變量總方差30．760%(2．461÷8×100)，累計方差貢獻率為75．492%((3．579+2．461)÷8×100)．可以看到，兩個因子共解釋了原有變量總方差的75．492%．總體上，原有變量的信息丟失較少，因子分析效果較理想．(2)因子的命名解釋，在這里采用方差最大化對因子載荷矩陣實施正交旋轉以使因子具有命名解釋性．指定按第一因子載荷降序的順序輸出旋轉后的因子載荷以及旋轉后的因子載荷圖(表2所示)．從表2可以看出，醫療保健、衣著、教育娛樂文化、居住在第一個因子上有較高的載荷，第一個因子主要解釋了這幾個變量，根據城市居民的消費習慣可解釋為生活型消費(精神享樂商品);交通和通訊、家庭設備用品、雜項商品與服務、食品變量在第二個因子上有較高的載荷，第二個因子主要解釋了這幾個變量，可解釋為生存型消費(物質必須商品)．(3)計算因子得分，這里采用回歸法估計因子得分系數，并輸出因子得分系數．根據表3可以寫出因子得分函數．F1=0．013*食品+0．317*衣著+0．031*家庭設備用品+0．247*醫療保健+0．160*交通和通訊－0．286*教育娛樂文化－0．240*居住+0．044*雜項商品與服務F2=0．209*食品－0．024*衣著+0．286*家庭設備用品－0．211*醫療保?。?．303*交通和通訊－0．023*教育娛樂文化－0．061*居住+0．300*雜項商品與服務
1．2農村居民消費結構因子分析
(1)考察原有變量是否合適進行因子分析，由于在因子分析之前一定要考察變量之間是否存在一定的線性關系，這里也用KMO檢驗方法進行檢驗．表4中，巴特利特球度檢驗統計量的觀測值為149．603，相應的概率p接近0．如果顯著水平a為0．05，由于概率p小于顯著水平a，應拒絕零假設，認為相關系數矩陣與單位陣有顯著差異．同時KOM值為0．252，根據Kaiser給出KMO度量標準可知原有變量適合進行因子檢驗．可以看出農村居民消費數據的數據結構良好，具有可操作性，與城鎮居民的消費數據一樣都能進行因子分析．(2)提取因子以及因子解釋原有變量的情況．與城鎮居民消費結構數據一樣，根據原有變量的相關系數矩陣，采用主成分分析法提取因子并選取特征值大于1的特征根．根據計算結果，提取因子的情況非常理想．第一個因子的特征根值為4．908，解釋原有7個變量總方差為61．352%(4．908÷8×100)，累計方差貢獻率為61．352%;第二個因子的特征根為1．241，解釋原有8個變量總方差15．506%(1．241÷8×100)，累計方差貢獻率為76．858%((4．908+1．241)÷8×100)．總體上，因子分析效果較理想．(3)因子的命名解釋，通過對比觀察表2，表5，農村居民消費與城鎮居民消費是有區別的．在農村居民消費數據中，食品、衣著、家庭設備用品、教育娛樂文化在第一個因子上有較高的載荷，第一個因子主要解釋了這幾個變量，根據農村地區的消費習慣可解釋為生活型消費(精神享樂商品)．醫療保健、交通和通訊、雜項商品與服務、居住在第二個因子上有較高的載荷，第二個因子主要解釋了這幾個變量，可解釋為生存型消費(物質必須商品)．通過指標體系的構建，了解到城鎮居民與農村居民在消費偏好上的差異:同是生活型消費或者同是生存型消費，但由于農村與城鎮的環境條件不同，消費習慣不同，同類型消費下的指標構成是不盡相同的．(4)計算因子得分，這里采用回歸法估計因子得分系數，并輸出因子得分系數．根據表6可以寫出因子得分函數．
2重慶市城鄉居民消費結構對比
2．1城鎮居民消費結構演變特征
根據因子得分計算結果繪制出農村居民消費兩因子得分散點圖，如圖1所示(F1因子一;F2因子二)．觀察圖1，從2000年至2011年重慶城鎮居民的生存型消費因子得分高于生活型消費因子得分，但是重慶城鎮居民的生活服務型消費因子得分一直在不斷提高并逐漸接近生存型消費因子得分．總的來看，生存型消費因子所占比重逐漸下降，生活型消費因子所占比重不斷上升，這說明隨著重慶市GDP的不斷提高，重慶市城鎮居民的收入增加，消費觀念轉變，再加上近幾年來醫療、住房制度的改革和教育收費改革的逐步見效，居民生活服務型消費支出出現減少，居民的基本生活服務得到了保障，在物質享受消費充足的城鎮，居民將更多的錢以及注意力投入到了自身的生活環境與精神文明的消費中去．從以上分析可看出，重慶城鎮居民的消費結構在加速演進，已經不再只追求物質生活質量，而且更加注重精神文化生活的消費，消費結構趨向合理化．
2．2農村居民消費結構演變特征
根據上述SPSS軟件的因子得分計算結果繪制出農村居民消費情況的兩因子得分散點圖，如圖2所示(F1因子一;F2因子二)．觀察圖2，生活型消費因子所占比重從2000年到2004年是遞減的，到了2005年開始上升．生存型消費因子所占比重從2000年到2009年從總體上來說是一直遞減的，2010年的時候突然上揚，占了較大的消費比重，但到了2011年又繼續遞減．目前，居民生存型消費支出在減少，用于居家享受型消費支出也出現相應的增加．這說明重慶市的GDP增加了，重慶市居民的收入增加了，醫療、住房制度的改革和教育收費改革正在不斷實施，農村居民的生活質量確實在不斷提高．但仍然要注意2010年生存型消費出現的反彈跡象．相對于城鎮居民的消費情況，農村居民的消費情況還不太穩定，從中反映出重慶市政府政策對農村地區的影響力與農村的生活服務保障情況都不太穩定．這可能是由于城鎮居民收入的增加突出、明顯，但農村居民不那么明顯，農村居民收入增加比重不高，醫療、住房制度改革和教育收費改革等政策在農村地區起效慢，效果不明顯;另一方面也應該考慮到，農村的消費觀念落后，在經濟不斷增長的年份里，農村居民始終保持著較高的生活服務型消費，居家享受型消費比重一直不高．說明農村居民一直注重生存的消費，而忽略了享受的消費．從以上分析可看出，重慶農村居民的消費結構在最近幾年演進較慢，更加注重物質生活方面的消費，消費結構不太合理，需要進一步的調整．今后政府應該加強宏觀經濟政策的執行效果，引導農村居民消費結構向更加健康、合理的方向演進．
3促進城鄉居民消費結構優化的對策措施
第一,食品消費支出比重隨收入增加呈現出明顯的下降趨勢,這與恩格爾定律的表述一致。但最低收入戶與最高收入恩格爾系數相差太過懸殊,分別為47.43%和28.02%,相差將近20個百分點。城鎮最低收入戶剛剛解決了溫飽問題,而最高收入戶的生活水平按照恩格爾系數的評價標準早已達到了富裕型,甚至接近最富裕型。第二,衣著消費支出比重隨收入增加緩慢上升,到高收入戶又有所下降,但各收入組支出比重相差不大,支出比重最大的中等收入戶與最小的最低收入戶只差2.91個百分點。衣著支出比重沒有更多的遞增且最高收入戶的支出比重有所下降,這些都符合恩格爾定律關于衣著消費的引申。隨著收入的增加,衣著支出比重呈現先上升后下降的走勢。事實上,在當前的價格水平和服裝業的發展水平下,城鎮居民的穿著是有一定限度的,而且居民對衣著的需求也不是無限膨脹的,即使收入水平繼續提高,也不需要將更大的比例用于購買服飾用品了。第三,家庭設備用品及服務、交通通訊、娛樂教育文化服務和雜項商品與服務的支出比重呈逐組上升趨勢,說明居民的生活水平隨收入的增加而不斷提高和改善。第四,醫療保健支出比重隨收入水平提高呈現一種兩端高、中間低的走勢,支出比重最低的是最高收入戶,為6.72%;最高的是高收入戶,為8.24%,兩者僅差1.52個百分點。這是因為醫療保健支出作為生活必須支出,不論居民生活水平高低,都要將一定比例的收入用于維持自身健康,而且由于醫療制度改革,加重了個人負擔的同時,也減小了舊制度可能造成的不同行業、不同體制下居民醫療保健支出的差別,因而不同收入等級的居民在醫療保健支出比重上差別不大。第五,居住支出比重基本上呈逐組下降的趨勢,由最低收入戶的12.34%下降到中等偏上戶的9.79%,但最高收入戶的居住比重達到9.91%,這與我國居民消費能級不斷提升,住宅商品正在越來越成為城鎮居民關注的熱點是相吻合的,同時與恩格爾定律的引申也是一致的?？梢钥闯?城鎮居民的消費狀況雖然受價格水平、消費習慣、消費環境、消費心理預期等諸多因素的影響,但歸根結底仍取決于居民的收入水平,要提高城鎮居民的消費支出,必須增加居民收入。因此,采取切實有效的措施增加城鎮居民的可支配收入,不僅可以提高全國城鎮居民的總體消費水平,促進消費結構向著更加健康、合理的方向發展,而且在啟動內需,促進我國的經濟發展方面有著重大的現實意義。
2我國居民消費結構的縱向分析
進入21世紀以來,隨著經濟體制改革的深入,國民經濟的迅速發展,我國城鄉居民的消費水平顯著提高,居民的各項支出顯著增加。隨著消費水平的提高,我國城鄉居民消費從注重量的滿足到追求質的提高,從以衣食消費為主的生存型到追求生活質量的享受型、發展型,消費質量和消費結構都發生了明顯的變化。城鎮居民在食品、衣著、家庭設備用品三項支出在消費支出中的比重呈現明顯的下降趨勢,其中食品類支出比重降幅最大,達15個百分點;衣著類下降4個百分點;家庭設備用品類下降幅度不是很大。與此同時,醫療保健、交通通訊、文化娛樂教育服務、居住及雜項商品支出在消費支出中的比例均有上升,富裕階段的消費特征開始顯現。3我國居民消費變化的趨勢特點
(1)居民收入迅速增長,消費水平大幅度提高,消費結構呈現明顯的富裕型特征消費是收入的函數,收入的增加是消費水平提高和消費結構變化的前提。隨著我國經濟的發展,我國居民的收入水平不斷提高,特別是21世紀以來,我國居民的收入水平迅速提高。伴隨著收入水平的提高,城鄉居民各項支出全面增加,消費性支出大幅度增長。2005年,我國城鎮、農村居民人均消費性支出分別為6510.94元和1943.30元,是1994年的3.9倍和2.5倍。今后5—10年以至更長時間,我國經濟保持一個較高的增長速度是完全可能的,城鄉居民的消費水平將大幅度提高。
(2)消費能級不斷提高,消費內容日益豐富,住房與轎車消費同時升溫,可望提前成為消費熱點在消費水平提高和消費結構改善的同時,城鄉居民的消費能級不斷提高。
(3)以教育為龍頭的娛樂教育文化服務類消費繼續攀升隨著人們對知識認知程度的提高和自我完善意識的增強,對教育的投入仍會保持增長。目前從子女教育在人們儲蓄目的位居前列的情況看,對教育及教育產品的投入仍是今后一個時期的消費熱點。大力發展教育事業,特別是高等教育、成人教育、職業教育應是政府長期堅持和倡導的。
4我國大部分地區居民消費水平偏低的原因及解決方法與策略
(1)居民消費率分析:居民消費率是指在一定時期內一國(或地區)居民消費部分占GDP的比重。改革開放以來的30年中我國居民消費率的變化大體上可以分為五個階段:第一個階段是1978-1981年,這一階段居民消費率直線上升,并在1981年達到了改革開放以來的最高點(53.1%)。第二個階段是1982-1989年,這8年中居民消費率出現過幾次小幅波動,但基本上比較穩定。第三個階段是1990-1994年,居民消費率持續下降。第四個階段是1995-2000年,在此期間,除了1997年居民消費率出現了小幅下降以外,其余年份均保持上升趨勢,但是上升幅度相當小,只有1.9個百分點。第五個階段是2001-2005年,居民消費率直線下降,并且在2005年達到了歷史最低點(38.2%)。
(2)居民消費占最終消費的比重:改革開放以來的1978年到2005年期間,我國最終消費中居民消費所占的比重雖然出現過波動,但是整體上保持穩定。值得注意的是2004年居民消費的比重直線下降。改革開放以來,我國居民消費占最終消費的比重最高只有81.5%,而且大多數年份不到80%,尤其是2004和2005兩年居民消費的比重更是降到了73.3%。國外經驗表明,居民消費占最終消費的比重一般不低于80%。這也從另一個方面反映出我國居民消費率偏低的事實。
(3)最終消費率分析:最終消費率是指在一定時期內(通常為一年或一個季度)一國(或地區)最終消費占GDP的比重。改革開放以來的28年中我國最終消費率的變化大致上可以分為四個階段:第一個階段是1978-2005年,居民消費率直線上升,并在1981年達到了改革開放以來的最高點(67.5%)。第二個階段是1982-1994年,除了在1985、1988和1989這三年有小幅回升外,其余年份均在下降。第三個階段是1995-2000年,除了1997年最終消費率出現了小幅下降以外,其余年份均保持上升趨勢,但是在整個階段中,最終居民消費率上升的幅度并不是很大,只有3.6個百分點。第四個階段是2001-2005年,居民消費率直線下降,并且在2005年達到了歷史最低點(52.1%)。與我國處在相同發展階段的一些國家的最終消費率一般均在80%以上,但是我國的最終消費率在2003年卻只有55.4%。
以上分析顯示,1978年以來的任何一個時期,我國的居民消費率和最終消費率都明顯偏低,尤其是2001年以來尤甚,這表明我國當前消費不足明顯存在。
論文關鍵詞:消費結構;消費趨勢;因子分析;聚類分析
論文摘要:近年來,我國宏觀經濟形勢發生了重大變化,經濟發展速度加快,居民收入穩定增加,在國家連續出臺住房、教育、醫療等各項改革措施和實施“刺激消費、擴大內需、拉動經濟增長”經濟政策的影響下,全國居民的消費支出也強勁增長,消費結構發生了顯著變化,消費結構不合理現象得到了一定程度的改善。為了進一步改善我國居民的消費結構,正確引導消費,提高我國居民的消費水平和生活質量,有必要對我國各省市居民的消費結構進行考察和研究,以期發現特點和規律。采用“雙對數模型”對我國居民的消費結構進行了趨勢分析,通過“聚類分析”對我國各地區居民消費結構之間的異同進行考察并作比較研究,總結出了我國居民消費呈現富裕型、娛樂教育文化服務類消費攀升的趨勢特點。
