1．1．1扩展线性支出系统 目前，在经济学界对消费结构进行实证分析通常采用恩格尔系数法和扩展线性支出系统模型两种方法。恩格尔系数作为衡量居民消费结构的指标，只是揭示特定发展阶段的收入和消费结构的关系，并不适用于各个阶段和各个地区的比较，在应用时有一定的局限性。扩展线性支出系统考虑了消费需求和价格因素对居民消费结构的影响，把居民的各项消费支出看作是相互联系、相互制约的行为，从而能够全面的反映居民消费结构的各项指标。该模型的主要经济思想是：①一定时期居民对各种消费品（商品或劳务）的需求量取决于该时期居民的收入水平和各种商品的价格；②居民消费需求支出分为基本需求支出和非基本需求支出。基本需求支出使之维持基本生存的需要的消费支出，它与收入水平无关，居民在基本需求首先得到满足之后，才将剩余的收入按照某种边际消费倾向安排各种非基本生活需求支出；③假定边际消费倾向对所有人都是相同的。下面我们对该模型作一介绍： 1954年英国著名经济学家、诺贝尔经济学奖获得者R．Stone为了深入研究居民消费结构之间的数量关系，以效用函数为基础提出了需求函数的线性支出系统，其基本形式为： Vi=PiXi+bi(V-∑PkXk) (i=1，2，3……)（1） 式中，Vi是对第i种商品的消费支出，V是总消费支出，是Vi的和。Xi是对第i种商品的基本需求量，PiXi是对第i种商品的基本需求支出；bi表示超过基本需求支出中用于购买第i种商品的百分比，称边际预算比。方程（1）将对第i种商品的基本消费支出额分为两部分：前一部分为对该种商品的基本消费支出，后一部分为预算总支出V中除去对所有商品的基本消费支出后剩余部分中用于第i种商品的部分。但是线性支出模型有着较大的缺陷：①总预算支出V是内生变量，无法外生给出；②对参数的估计需要大量的时间序列资料，而实践中往往缺乏历史资料。这就为我们的模型建立带来了极大的困难。为了解决这个问题，1973年英国经济学家C·Lluch在不改变模型基本原理的前提下，对模型（1）作了两点改进：①以收入Y代替总消费支出V，②以边际消费倾向βi代替边际预算比bi。由此形成了扩展的线性支出系统，其模型形式变为： Vi=PiXi+βi(y-∑PkXk) i=1，2，3…n（2） 对于截面资料，模型（2）中的PiXi和∑PkXk是常数，将其合并，令 α i= PiXi-βi∑PkXk （3） 于是（2）式化为 Vi=α i+βiY （4） 对（3）式两边对I求和 ，得 ∑PiXi=∑α i/(1-∑βi)(5) 代入式（3）得 PiXi=α i+βi∑α i/(1-∑βi) （6） 对（4）式利用截面资料采用普通最小二乘法，可求得α i、βi的估计值，再利用式（6）可求得PiXi。 我们可以发现运用扩展线性支出系统进行消费结构分析较恩格尔函数模型及其它模型有着明显的优越性：它可以直接运用截面资料进行参数估计，还可以用来进行边际消费倾向分析，需求收入弹性分析，基本需求分析：同时它还考虑了价格变动对消费结构的影响，并且能够在没有价格资料的情况下利用居民截面收支数据资料进行需求的价格弹性分析。因此我们认为扩展线性支出系统是目前较为优越的一种分析方法，在下面我们将运用此模型对我省城乡居民的消费结构进行分析。 1．2 运用扩展线性支出系统对陕西省城镇居民的消费结构进行分析 1．2．1陕西省城镇居民消费结构现状 根据2003年陕西省统计年鉴，陕西省城镇居民家庭 消费支出共分作八项：（1）食品。包括粮食、副食品、烟、酒、糖及其它食品。（2）衣着支出。包括服装、衣料及衣料加工费、鞋、袜、帽等。（3）设备用品及服务。包括耐用消费品，家庭日用品，家庭服务等。（4）医疗保健。包括医疗器具、医药费、保健用品等。（5）交通和通讯。包括家庭交通工具及维修、交通费、通讯工具、邮电费。（）娱乐文教服务。包括各类教育费、文化娱乐费、书报费等。（7）居住。包括住房、水、电、燃料等。（）杂项商品和服务。包括个人用品、理发、美容用品、旅游、服务及其它用品。按不同收入组，平均每人的可支配收入和消费支出情况如表1—1所示。 除个别商品（如住房）的需求受一定限制外，消费者对商品的需求完全由消费者决定，取决于消费者的收入和商品的价格，符合扩展线性支出系统假定，因此将消费需求模型建立为扩展线性支出系统。根据表1一1的数据，对（4）式进行普通最小二乘法估计，并通过（6）式计算出各项基本需求支出的估计值。结果如表1-2所示： 1．2．2对河南省2001年城镇居民消费结构的分析 2、边际消费倾向分析 从表1- 2可以看出， 2002年陕西省城镇居民的边际消费倾向为0.606，这表明：城镇居民新增收入的60％用于消费支出。由各类消费支出的边际消费倾向可知，食品类最高（ 0．143），说明新增收入中有 14％用于增加食品消费，在粮食消费增量超小的情况下，随着人们生活水平的提高，人们对副食及烟、酒的支出会增加，因此新增食品消费主要是副食及烟、酒消费。其次是教育文化娱乐（0．109）、居住（0．082）的边际消费倾向比较高，说明人们收入增加后，对居住状况、室内装饰品及教育文化的支出也随之增大。从实际情况看，在经济快速发展的今天，教育愈来愈受到重视，当然也和当前教育的收费过高分不开的. 3、弹性分析 弹性分析包括分析需求的收入弹性和需求的价格弹性。需求的收入弹性是指当收入变动百分之一而价格不变时，需求量变动的百分比。需求的价格弹性是指某一商品价格变动百分之一，而其他商品价格不变，同时收入也不变时，需求量变动的百分比。记ŋi为第i项需求的收入弹性； ŋij为第j种商品变动对第i种商品需求量的价格弹性。I=j时，ŋij为自价格弹性；I不等于j时ŋij为互价格弹性。计算公式分别为： ηi=BiY/Vi ηij= (1-βi)PiXi/Vi-1 (i=j) ηij= -βiPjXj/Vi (i≠j) （1）需求的收入弹性分析： 根据公式计算结果如下： 从表中可以看出，家庭设备用品和服务以及医疗保健的收入弹性都接近1，说明人们解决了基本生活问题后，最关注的就是生活的质量以及身体状况，交通通讯呈现出加快增长的势头，陕西省作为西北省份重要交通枢纽的地位日益体现；相反食品的收入弹性较小。 （2）需求的价格弹性分析 根据公式计算结果如下 表中沿 对角线所示的是自价格弹性值，其余的为交叉价格弹性值。显然，自价格弹性值均高于交叉价格弹性值。在自价格弹性中，食品的自价格弹性较小，说明食品消费受自身价格变化影响不大，而医疗保健及居住的自价格弹性最高，表明该类商品存在一定的价格瓶颈。交叉价格弹性均为负值，意味着各类商品之间互为补充，共同构成了城镇居民的消费需求。一般而言，交叉价格弹性较小，但从表中可以看出，食品价格变化对其它商品需求量的影响较大，尤其是对设备、交通和医疗的需求影响更大，这在一定程度上说明了当食品价格稳定时，居民对这三类商品的需求最为强烈。 1．3对我省农村居民消费结构进行实证分析 表1—5显示了我省2001年居民消费结构按收入分组的具体倩况： 对以上数据运用扩展线性支出模型进行运算后得： 1、边际消费倾向分析 由以上数据可知，2002年我省农村居民总体消费倾向为0.426，表明农民每增加1元收入，就有0.426元用于消费支出。食品的消费倾向最高，达到0.114，说明农民新增收入中有11.4%用来进行食物消费，这与我省农村居民收入低下，食物支出较多的现实相吻合。排在第2位的是居住，达到0.113，反映了农民在温饱基本得到满足以后，首先要求改善居住条件，并且主要表现在住房建设上，居住面积不断扩大，建房质量有所提高。农村居民在物质消费得到一定满足后，对教育和文化的需求强烈，消费倾向达到0.059，说明农民越来越重视本人和子女的教育问题，对书报杂志等文化产品的需求继续增大。随着生活水平的提高，农民越来越追求服饰的品种样式，因此，对衣着的消费倾向达到了0.033。 2、弹性分析 （1）收入弹性分析 表4—8中，各项商品的需求收入弹性系数均为正值，这说明随农民人均纯收入的增加，各类商品和服务的需求量均有所增加，可见增加农民纯收入可以增加各类商品和服务的消费，农村消费市场空间十分巨大。表中弹性较大的设备用品及服务、交通通讯和衣着这几项。表明收入的增加将促进农村耐用消费品、通讯工具和服装的消费量将大大增加。 （2）价格弹性分析 以上数据表明，各类消费的自价格弹性较大，交叉价格弹性较小。在自价格弹性中，尤其是食品居住和交通通讯的雪球自价格弹性较大。互价格弹性一般较小，但食品交割的变动对其他商品的需求影响较大。结论: 1、改革开放以来，随着经济体制改革的不断深入，陕西省城乡居民消费水平迅速提高，食物支出在总消费支出中所占比重不断下降，消费结构开始从以生存资料为主向生存、发展、享受资料并重发展，居民消费层次分化日益明显，高低收入家庭的消费水平差距扩大。 2、在影响我省居民消费结构的诸多因素中，居民的收入是最关键的因素。收入的水平、收入的形式在很大程度上决定了居民消费的数量和质量，从而决定了消费结构的主要特点。同时，消费品的价格水平，产业结构的变动以及三次产业内部结构的变化对居民消费结构也具有十分重要的作用。另外，社 会、家庭、文化、心理等非经济因素对消费结构具有明显的影响。
［关键词］居民消费结构；国际贸易；ADF单位根检验；协整检验；格兰杰因果关系检验
1 引 言
消费理论与实证一直是国内外经济学界的一大研究热点，研究的侧重点和结论各不相同。近些年来，学术界开始有研究分析国际贸易对居民消费需求的影响。从总量关系上看，林永生、张生玲(2006)认为，增加进口会对国内消费水平产生积极影响，并利用我国1991—2005年度数据实证得出，我国消费品进口每增加1个百分点，会提高国内消费水平0.699个百分点。徐璐(2010)结合1990—2006年统计数据，对我国居民人均消费与进出口贸易的相关性进行实证分析，结果表明两者间存在正相关关系。笔者利用OLS估计法作回归，由于1979—2008年中国居民消费数据与居民可支配收入数据、进出口量数据之间单整的阶数不同，可知各变量的时间序列非平稳，出现伪回归的可能性较大。
在消费结构方面，相关研究并不多。胡延平(2009)通过广东1979—2006年的数据实证分析得出，进出口变动是居民消费变动的原因，进口的作用要大一些。农业居民消费对出口的影响要大于非农业居民消费，而非农业居民消费对进口的影响要大于农业居民消费。
国际贸易对中国居民消费需求是否有显着影响？如果有影响又是通过何种机制发挥作用？这些仍是值得探讨的问题。本文尝试对中国居民消费结构与国际贸易关系作初步分析。
2 理论与计量模型框架
居民消费结构是指各种形式、各种内容的消费在总消费额中的比重以及它们之间的相互关系。在本文中，我们用恩格尔系数来反映居民消费结构(食品支出占家庭总支出的比重)。恩格尔系数过大，必然影响其他消费支出，特别是影响发展资料、享受资料的增加，限制消费层次和消费质量的提高。恩格尔系数减小，通常表明人民生活水平提高，消费结构改善。
影响居民消费最直接的因素是居民收入水平，其他条件不变，收入的增加会引起消费支出的增加。收入的增加同样会对消费结构有影响，具体表现为高收入家庭的食品支出占总支出的比例较低。
进出口对消费结构的影响机制较复杂，它们之间互相影响，存在互为因果的关系。首先，进口受一国居民可支配收入及消费结构的影响，同时也会影响消费结构。例如，随着中国居民收入的提高，对外国进口品，特别是对高档品或耐用消费品的需求会增加。有时，这种消费的“示范效应”会很明显，并逐渐引领居民消费结构升级。其次，考虑到中国的出口部门吸收了大量的劳动力，出口的增加带动人们收入水平的提高，引起消费结构的改变。另外，出口部门生产销售的优质产品亦会产生“外溢效应”，从而间接地影响居民消费结构。
因此，我们可以构建影响城乡居民消费结构的计量方程。
2.1 模型假设
ECT表示城镇居民恩格尔系数，ECR表示农村居民恩格尔系数；DIT表示城镇居民可支配收入，单位亿元，DIR表示农村居民收入，单位亿元；IM表示进口额，单位亿元，EX表示出口额，单位亿元；C为常数项。本文的数据来源于《新中国60年统计年鉴》，计量分析软件采用Eviews5.0。由于1979年城镇居民恩格尔系数的统计缺失，本文以1978年代之。
2.2 变量平稳性检验
使用OLS回归分析前，为保证回归的有效性，要求数据是平稳的，因此我们先对各变量进行单位根的ADF检验，由于各变量时间序列均有明显的变动趋势，所以检验时同时考虑截距项和线性时间趋势项。检验结果见表1：
从表1的ADF检验结果表明在5%显着水平下，各变量的检验t值均大于临界值，我们不能拒绝有单位根的原假设，因此变量表现为非平稳。而进行过一阶差分处理的各变量均通过了检验。
2.3 协整关系检验
对变量的平稳性检验可知，虽然ECT、ECR、InDIT、InDIR、InIM、InEX各自的时间序列是非平稳的，经过一阶差分后则可视为平稳序列，即I(1)，再进行协整检验：
(1)ECT和lnDIT、lnDIR、lnIM、lnEX的协整检验
将上式的残差序列单独表示出来，检验方程为Δφt=αφt-1+ηt，再检验残差序列的平稳性，利用ADF的单位根进行检验，检验类型不带截距项和常数项。检验的零假设是存在单位根，即残差系数为零。检验结果表明：1%显着水平下的t值-2.6471大于ADF统计值-2.9754，我们拒绝原假设，认为残差序列是平稳的。因此，我们得出结论，经过一阶差分的ECT与lnDIT、lnIM、lnEX之间存在协整关系。这表明城镇居民消费结构与城镇居民收入、进出口之间存在长期、稳定的均衡关系。
(2)ECR和lnDIR、lnIM、lnEX的协整检验
由于各变量系数均未通过显着性检验，我们可以认为，农村居民消费结构与lnDIR、lnIM、lnEX之间影响不显着。
2.4 格兰杰因果性检验
确定ECT、lnDIT、lnIM、lnEX之间的协整关系后，我们再进行格兰杰因果关系检验，滞后期选3。检验结果如表3：
3 结 论
1979—2008年，中国城镇居民消费结构与居民可支配收入、进出口之间存在显着影响。第一，居民可支配收入的增加对居民消费结构的升级有促进作用，lnDIT每增加一个百分点，ECT降低0.1627个百分点。结果符合我们的预期。第二，进口与城镇居民消费结构存在显着影响，但两者间不存在格兰杰因果关系。lnIM增加一个百分点，ECT降低0.0716个百分点。这可能是因为城镇居民消费结构的改善有一部分是由进口结构的变化引起，即非食品占总进口的比例不断增大，我们可以结合进口结构数据推出可以验证的假说。第三，出口对城镇居民消费结构有显着影响：lnEX增加一个百分点，ECT增加0.1582个百分点，且在10%显着性水平下，lnEX变化是引起ECT变化的格兰杰原因。
由于中国出口导向型经济特点，出口对中国居民消费结构的影响有两方面：一是出口的增加带动居民收入的增加从而改善消费结构，这是“收入”效应；二是出口(国外消费需求)对国内居民消费的“挤出”效应。从估计方程来看，总效应表现为出口不利于中国城镇居民消费结构的升级。
由于农村居民消费结构估计方程各系数不能通过显着性检验，可以认为农村居民消费结构的变化与农村居民收入、进出口之间没有明显关系，即进出口贸易不能显着影响农村居民消费结构。这可能与我国城乡二元经济结构等更深层次的原因有关。
参考文献
［1］廖成林，青雪梅.基于协整理论的中国宏观消费函数分析［J］.经济科学，2005(1)
［2］林永生，张生玲.论我国进口贸易对消费与投资的促进作用［J］.国际贸易，2006(5）
关键词：消费结构升级 产业结构升级 经济增长
引言
改革开放以来，居民消费持续增长，消费结构也发生了巨大的变化，由过去注重温饱向注重生活质量的消费结构升级。与此同时，我国的产业结构不断升级。消费需求对产业结构的影响主要有两种方式，一种是通过消费需求对经济增长产生的影响间接地影响产业结构，这种影响主要反映在总量上；另一种是消费需求直接影响产业结构，主要是通过消费需求结构进行的。产业结构对消费需求结构的影响也主要有两种方式，一种是产业结构作用于经济增长间接地影响消费需求；另一种是产业结构制约、引领或创造消费需求，这种影响主要反映在结构上（邬德政，2008）。因此，从理论上看居民消费结构与产业结构之间存在着双向互动关系。
现有文献评述
在恩格尔定律提出之后，库兹涅茨（1989）认为消费结构和产业结构密切相关，即恩格尔定律同配第—克拉克法则的内在联系。我国学者基于我国的数据对消费结构与产业结构之间关系进行了实证研究，王晖（2004）采用ELES模型，分析了河南省消费结构与产业结构的关系。文启湘等（2005）也以河南省为例建立了两者的和谐矩阵，测算了消费结构与产业结构的和谐度，提出消费结构要与产业结构相协调的观点。庄燕君（2005）则从区域划分的角度，对区域产业结构与区域消费结构的变动进行了实证分析。吴定玉等（2007）以湖南省为例对居民消费结构与产业结构的关联性进行了实证研究。邬德政（2008）和杜俊平（2008）等应用协整检验和VAR模型，实证研究了我国农村居民的消费结构与产业结构的关系。
由于城镇居民和农村居民的消费结构程度不同，因此它们的消费结构与产业结构之间的关系可能会产生不同的表现，再加上我国地区经济发展水平差距较大，我国产业结构和消费结构的关系可能也具有很大的地区差异性。学者们大多以单个省区或者区域或者分城乡研究我国消费结构与产业结构之间的关系。在研究方法上，大多数的学者几乎都采用时序数据的线性回归的方法，这样难免存在着样本容量小的弊端。面板数据模型可以大大增加了样本的容量，扩大模型获取信息的能力，从而提高了模型的解释力，在一定程度上确保研究结论的可靠性。基于上面考虑，本文采用城乡省际面板数据模型实证检验我国居民消费结构升级和产业结构升级的关系，以期得到一些创新的结论和提供些有益建议。
我国消费结构和产业结构：统计描述
测度居民的消费结构一个通用指标是恩格尔系数，即食品支出占消费总支出的比重。改革开放以来，我国城乡居民消费结构变化很大（见图1）。1978年我国城镇居民生活的恩格尔系数为0.575，处于脱离贫困刚刚步入温饱的阶段；1994年下降到 0.5，开始步入小康生活；2000年开始下降至 0.4以下，朝着富裕阶段迈进，到了2008年我国城镇居民的恩格尔系数为0.379。我国农村居民1978年的恩格尔系数为0.677，处于贫困阶段。随着改革的深入，可支配收入不断提高，农村居民的恩格尔系数持续下降：1983年恩格尔系数为0.594，开始脱离贫困步入温饱的阶段；2000年开始下降至0.5以下，朝着小康阶段迈进，到2008年我国农村居民的恩格尔系数为0.437。因此，目前我国城市居民的生活水平达到富裕水平，而农村居民的生活水平则为小康水平。
恩格尔系数的下降表明随着居民收入水平的提高，食品外其它消费支出占总消费支出比重在上升，这反映出了我国城镇和农村居民的消费需求结构从低层次向更高层次升级，减少其基本消费支出，向发展型和享受型消费结构转变。随着我国经济逐渐摆脱世界经济危机的阴影，经济必定会迎来新一轮的增长，城乡居民将更多分享经济发展的成果，收入也将进一步增加，可以判断，我国城乡居民的恩格尔系数还将会进一步下降。
“配第—克拉克定理”告诉我们，随着经济的发展，劳动力的布局会由一、二、三产业向三、二、一产业转移，此后学者们从劳动力和国民收入的布局两方面来描述产业结构的变动。从国民收入角度，产业结构演进可以用各次产业的增加值在GDP所占的比重进行分析，其演进规律应该是GDP的布局由一、二、三产业向三、二、一产业转变。数据显示：1980年我国产业结构分布情况是：第一产业30.2%，第二产业48.2%，第三产业21.6%；1990年，第一产业比重下降到27.1%，第二产业比重是下降到41.3%，第三产业上升到31.6%；2000年第一产业继续下降到15.1%，第二产业上升到45.9%，第三产业继续上升到39.0%；到2008年我国产业结构中的第一产业比重进一步下降到11.3%，第二产业上升48.6%，第三产业比重进一步上升到40.1%。可见，改革开放以来，我国产业结构的演进过程呈现出如下特点：第一产业比重持续下降，第二产业比重在波动中略有提高，第三产业比重持续上升，产业结构持续升级（见图2）。
影响我国居民消费结构升级和产业结构升级的因素是多方面的，任何单方面因素都无法解释全我国产业结构的升级和居民消费结构的变化。但是随着我国经济持续发展，人民收入水平的持续上升，居民消费结构升级对产业结构升级的影响将会越来越突出，与此同时，产业结构对居民消费结构变动的影响也会显得越来越显著。
指标选取、数据说明和模型设定
（一）指标选取和数据说明
产业结构升级指标（IR）：衡量产业结构升级的程度，一般有两种衡量方法：一是第一产业的劳动力占劳动力总数的比重，比重越小，说明产业结构越高级；二是第一产业产值占国内生产总值的比重，比重越小，说明产业结构越高级。杨琳、李建伟（2002）用第二产业增加值/GDP、第三产业增加值/GDP和（第二产业增加值+第三产业增加值） /GDP这些指标衡量产业结构升级的程度。按照这种思路，本文中产业结构升级程度的指标选用当年第二、三产业增加值之和/GDP来表示。
居民消费结构升级指标（CR）：1990年开始，我国对居民消费调查的统计包括食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通信、教育文化娱乐服务、居住以及杂项商品及服务8大类。在已有的研究成果中，通常认为第一产业主要与居民食品、衣着、交通通迅消费相关；第二产业主要与家庭设备用品及服务、交通通迅及居住消费相关；第三产业主要与医疗保健、交通通迅、娱乐文化消费相关。本文选择恩格尔系数这个通用的指标做为衡量居民消费结构升级指标，即食品支出占消费总支出的比重，其值越小，说明消费结构的高级化程度越高。
本文数据均来自于2001-2008年各年《中国统计年鉴》，样本数据含盖全国31个省市，样本数据由8个时期，因此，样本总量为248。
（二）模型设定
面板数据模型一般形式为：
（1）
t表示时期，i为省区标志，因此本文建立如下分析我国居民消费结构升级与产业结构升级关系的面板数据回归模型：
模型一 ： （2）
模型二 ： （3）
通过模型一我们可以分析我国产业结构升级对居民消费结构升级的影响，模型二则可以分析我国居民消费结构升级对产业结构升级的影响。
依据模型中的系数的不同，模型常用形式有混合回归模型、变截距模型和变系数模型。应用面板数据模型进行实证研究的第一个步骤是确定模型的类型，目前广泛使用的检验是协方差分析检验法。H1：混合回归模型；H2：变截距模型。协方差分析法是检验假设H1和H2是否成立。，，
其中S1、S2和S3分别为混合回归模型、变截距模型和变系数模型的残差平方和。F1和F2服从特定自由度的F分布。如果统计量F2大于（等于）某置信水平下的F分布临界值，则拒绝假设H1，反之则选用混合回归模型进行分析；当拒绝H1后，如果F1大于（等于）某置信水平下特定自由度的F的分布临界值，则拒绝H2，选用变系数模型进行分析，反之则选用变截距模型进行分析。
实证分析
（一）面板数据单位根检验
为了避免伪回归，确保估计的有效性，首先我们必须对各面板序列的平稳性进行检验。我们同时采用LLC、IPS、ADF和PP四种方法进行单位根检验。由于各原始变量均存在时间趋势，故我们采用含截距和含时间趋势的检验方式，而对一阶差分后的序列我们采用只含截距的检验方式，滞后期数根据SC准则自动选取。
单位根检验结果（见表2）显示，由于IPS和ADF检验均未拒绝其存在单位根的原假设，因此我们判断认为CR和IR序列存在单位根。对其一阶差分后进行单位根检验，各变量的一阶差分均拒绝了有单位根的原假设。因此DCR和DIR均为平稳变量，即CR和IR均为一阶单整I（1）。
（二）面板数据协整检验
由于面板数据均为I（1），因此需要判断变量间协整关系的存在。本文采用Pedroni的7个统计量和Kao的ADF统计量进行判断（见表3）。根据Pedroni的检验方法，城市的面板rho和群rho未拒绝没有面板协整关系的原假设，面板v在10%的显著性水平上拒绝了原假设，而其他的统计量都在1%的显著性水平上拒绝了原假设；农村的面板v、面板rho和群rho没有拒绝原假设，而其他的统计量都在1%的显著性水平上拒绝原假设。根据Kao面板协整检方法，城市的ADF统计量在5%的显著性水平上拒绝没有面板协整关系原假设，农村的ADF统计量在1%的显著性水平上拒绝了原假设。因此我们综合认为，城市和农村的消费结构升级都和产业结构升级之间存在面板协整关系。
（三）模型类型判定
在估计之前，我们运用协方差分析法进行F检验（见表4）。在5%的显著性水平下，查表后我们得知各模型皆采用变系数模型。说明无论城镇和农村，产业结构升级对居民消费结构升级的影响和居民消费结构升级对产业结构升级的影响都具有省际差异性。变系数模型有两种形式：固定效应模型和随机效应模型。根据学者们的研究经验，如果仅以样本自身效应为条件进行推论，则应选择固定效应模型；如果欲以样本对总体效应进行推论，则应选择随机效应模型。本文选择固定效应模型，即固定效应变系数模型。
（四）实证结果
对于截面单位较多而时期较少这类数据进行估计一般集中于截面的变化，即异方差上。为了减少或消除截面的异方差的影响，我们采用截面加权法进行估计。估计的结果显示，各个模型回归拟合效果较好，都通过了整体性检验（见表5）。
从表1的估计结果我们可知，无论城市还是农村，模型一（产业结构升级对居民消费结构升级的影响） 的变系数γi值和模型二（居民消费结构升级对产业结构升级的影响）的变系数λi值绝大多数省份都通过5%或10%的显著性水平检验，且系数几乎为负值。因此，总体上我国城市和农村居民消费结构升级和产业结构升级之间都存在着互相促进的关系。我国产业结构的升级（第一产业比重的下降、第二和第三产业比重的上升）有利于我国城乡居民恩格尔系数的下降，对我国城乡居民消费结构的升级具有积极的影响；与此同时，我国城乡居民消费结构的升级对产业结构的升级也同样具有积极的影响。
居民消费结构升级与产业结构升级的城乡和省际差异性分析
（一）产业结构升级对居民消费结构升级影响的城乡差异性和省际差异性分析
γi值的差异除了能说明我国产业结构升级对居民消费结构升级的影响存在结构性差异外，γi值大小还能体现出产业结构升级对居民消费结构升级影响的城乡和省际差异性大小。通过对数据的比较（表1的模型一），我们发现，经济相对发达地区的产业结构的升级对城镇居民消费结构的升级的影响较强，比如上海、北京和天津等省份，而其他省份的系数则相对比较弱，比如内蒙古、贵州、甘肃等省份。但是，我们仅能得到这样一个比较粗略的关系，因为产业结构升级对城镇居民消费结构升级的影响强度之间并不存在严格的对应关系。比如，对于山东等少数经济发达的省份来说，产业结构升级对城镇居民消费结构升级的影响强度比较低，而对于青海等少数中西部省份，其产业结构升级对城镇居民消费结构升级的影响强度相对较高。此外，广西、云南和黑龙江这三个省份的影响系数为正，表明近年来这三个省份的产业结构对城镇居民消费结构产生了限制的影响。此外，辽宁、江西、湖南、河南、陕西、宁夏、新疆和这八个省区产业结构升级对城镇居民消费结构升级影响的γi值没有通过10%的显著性水平检验，表明近年来这几个省产业结构的升级对城镇居民消费结构的升级的影响不显著。通过分析产业结构升级对农村居民消费结构升级影响的γi值后，我们也得到类似的结论。经济相对发达地区的产业结构的升级对农村居民消费结构的升级的影响较强，比如北京、天津和浙江等省份，而其他地区省份的系数则相对比较弱，比如内蒙古、江西、海南等省份。产业结构升级对农村居民消费结构升级的影响强度之间也不存在严格的对应关系。比如，对福建等少数经济发达的省份来说，产业结构升级对农村居民消费结构升级的影响强度并不突出，而对于、青海等少数中西部省份，其产业结构升级对农村居民消费结构升级的影响强度较高。黑龙江这个省份的影响系数为正，表明近年来黑龙江省的产业结构对农村居民消费结构产生了限制的影响。此外，辽宁、上海、江苏、湖北、广东、陕西、甘肃和重庆这八个省区产业结构升级对农村居民消费结构升级的影响没有通过10%的显著性水平检验，表明这几个省产业结构的升级对农村居民消费结构的升级的影响不显著。因此，综合来说，产业结构的升级有利于城乡居民消费结构的升级，处于东部等经济相对发达地区的产业结构的升级对城乡居民消费结构的升级的影响效果更为显著。
通过对城市和农村的γi值进行对比，我们还发现，除北京、天津、内蒙古、吉林和浙江等不到一半的省份的γi值的大小相差不大外，其他省份的城乡γi值相差较大，辽宁、江西、湖南、河南、陕西、宁夏、新疆和这八个省区产业结构的升级对城镇居民消费结构的升级没有影响，然而江西、湖南、河南、宁夏、新疆和这几个省区产业结构对农村居民消费结构的影响却显著地存在。因此，我国产业结构升级对居民消费结构升级的影响存在城乡差异性。
（二）居民消费结构升级对产业结构升级影响的城乡差异性和省际差异性分析
同理，λi值的大小也能体现出我国居民消费结构对产业结构影响的城乡差异性和省际差异性大小。通过对表1模型二的数据进行排序后，我们也发现，经济相对发达地区的城乡居民消费结构的升级对产业结构的升级的影响较弱，比如上海、北京和天津等省份，而其他地区省份的系数则相对比较强，比如内蒙古、安徽、贵州、海南等省份。但是，我们也仅能得到一条相对比较粗略的关系轨迹，我国省际居民消费结构升级对产业结构升级的影响强度之间并不存在严格的对应关系，而且城市和农村的居民消费结构的升级对产业结构的影响强度在很多省份也表现出城乡差异性。比如，对于山东等少数经济发达的省份来说，城乡居民消费结构的升级对产业结构的影响强度却很突出，而对于青海和湖北等少数中西部省份，其城乡居民消费结构的升级对产业结构的升级的影响相对却较弱。黑龙江省的城乡影响系数都为正，表明近年来该省的城乡居民消费结构升级对产业结构升级产生了限制的影响，广西和云南两省城镇居民消费结构的升级对产业结构升级的影响也表现为负向的。此外，辽宁、江西、湖南、河南、陕西、宁夏、新疆和这八个省、自治区城镇居民消费结构升级对产业结构升级的影响没有通过10%的显著性水平检验，辽宁、上海、江苏、湖北、广东、陕西、甘肃和重庆这八个省、直辖市农村居民消费结构升级对产业结构升级的影响没有通过10%的显著性水平检验，表明这几个省城镇居民消费结构升级或农村居民消费结构升级对产业结构的升级的影响不显著。居民消费结构升级对产业结构升级影响强度在城乡之间和大多数省份都不存在对应关系，这也反映了居民消费结构升级对产业结构升级影响的城乡差异性和省际差异性。
结论和建议
我国居民消费结构升级和产业结构升级之间总体上存在着相互促进的关系。从实证分析的结果可以看出，我国居民消费结构升级和产业结构升级之间总体上存在着相互促进的关系。近年来，随着我国人民生活水平的不断提高，居民的消费需求不断增长，居民的消费结构发生了巨大的变化，由过去注重温饱转向追求生活质量。居民消费结构的升级相应地刺激或限制相关行业的发展，这无疑对产业结构产生影响。而我国产业结构的升级除了能创造新的消费需求外还通过推动经济发展，从而提高人均收入水平影响居民消费结构，产业结构的升级对居民消费的结构的优化起到了很大的促进作用。
我国居民消费结构升级与产业结构升级关系存在着省际差异性和城乡差异性。近年来我国居民消费结构升级与产业结构升级之间相互关系存在着省际差异性和城乡差异性。总体来说，经济相对发达地区的产业结构的升级对居民消费结构的升级的影响较强，而城乡居民消费结构的升级对产业结构的升级的影响较弱。而经济相对落后地区则反之。
促进居民消费结构和产业结构协调互动，促进居民消费结构升级和产业结构升级以推动我国经济持续健康发展。由于我国居民消费结构升级与产业结构升级之间关系存在着省际差异性和城乡差异性，经济相对发达地区一般来说应该更加重视产业结构的升级，而经济相对落后地区则应该更加重视居民消费结构的升级，各地区应根据自身的情况，量身制定适宜的政策，努力促进居民消费结构和产业结构的和谐。
总之，随着改革开放的深入，我国国民经济有了较快的发展，居民收入水平持续提高，在这种情况下，按照居民消费结构升级的市场需求配置资源，按照产业结构升级型的经济增长来引导居民消费，可以促进居民消费结构和产业结构良性互动，促进居民消费结构升级和产业结构升级，推动我国经济持续健康发展。
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作者简介
关键词：农村居民消费结构；产业结构；新疆；协整检验
中图分类号：F2文献标识码：A文章编号：16723198（2014）07004802
消费结构和产业结构是构成一个地区经济总和的重要组成部分，二者的优化和升级对该地区经济增长起着至关重要的作用。国内许多学者对消费结构与产业结构关系的研究日益深入，田学斌（2010）构建消费结构与产业结构的解释性框架，并以河北省为例，对二者进行实证分析，得出结论：要促进河北消费结构升级和产业结构优化，必须提高居民的收入水平。马成文（2010）运用数量经济方法分析结果表明：农村居民消费结构变动是我国产业结构变动的内在动因，二者之间存在着长期的协整关系。由于我国东西部发展差距以及城乡差距等因素，所以研究新疆农村消费结构与产业结构的关系很有必要，但是目前这方面研究不多，本文主要探讨新疆农村居民消费结构与产业结构之间的互动关系这一问题。
1新疆农村居民消费结构和产业结构的演变
1.1农村居民消费结构变动的基本情况
随着新疆经济的发展和收入水平的提高，农村居民的消费结构逐步得到改善。1993-2012年，新疆农村居民人均居住支出比重呈明显上升趋势，由14.70%提高到2475%；人均家庭设备用品及服务支出比重呈下降趋势但波动幅度较小，由5.37%下降到4.18%；人均医疗保健支出比重呈明显上升趋势，由4.22%提高到12.32%；人均交通通讯和文化教育娱乐用品及服务支出比重均呈缓慢上升趋势，分别由2.76%提高到3.93%和6.24%提高到8.47%。
如图1所示，在1985年至2012年期间，从整体上看，新疆农村居民恩格尔系数呈下降趋势，由57.87%下降到3605%，除个别年份有所波动外，比如1989-1994年和1996-1999年，呈上升趋势。在此期间，与全国农村居民恩格尔系数变动趋势相比，新疆农村居民恩格尔系数总是低于全国的。在1992年之前，二者呈现相同变动趋势，先下降，后上升；1992-1999年，新疆农村居民恩格尔系数波动较大，分别在1994和1996年达到最大值56.96%和最小值4575%；1999-2012年，新疆和全国农村居民恩格尔系数呈现相同的趋势，稳步下降。具体而言，1999-2003年，前者高于后者，2003-2012年，后者高于前者。
图11985-2012年全国和新疆农村居民恩格尔系数变动趋势
数据来源：中国统计年鉴2013，新疆统计年鉴1994-2013，
注1997年数据使用缺失值填补。1.2产业结构变动的基本情况
如图2所示，自改革开放以来，新疆在保持经济快速发展的同时，始终不断的调整产业结构，使其更趋合理化和高度化。从统计数据上看，1978-2012年，新疆各次产业产值占GDP比重趋势发生很大变动，更趋合理。从整体上看，第一产业的比重明显呈下降趋势，从1978年的35.8%下降到2012年的17.6%；第二产业的比重先下降，后保持缓慢的速度稳步上升，1992年就超过第一产业比重，达到367%，2004年到2012近十年以来，第二产业比重明显领先于第三产业比重，达到41.4%；第三产业的比重变化呈现出先上升后下降的特点，特别的，在1995-2003年间，第三产业比重基本上高于第二产业比重，在2002年达到最大值437%，但此后呈下降趋势，直至2010年有上升趋势，并且与第二产业比重之间的差距正在逐步缩小。显然，新疆产业结构的这种演变过程与工业化进程和战略调整密切相关。自2002年以后，由于居民消费结构升级和城市化进程加快，重工业化加速发展，第二产业发展再次快于第三产业，进而导致第三产业比重下降。
2.1研究方法与指标数据说明
（1）研究方法。
本文首先采用格兰杰因果关系检验来分析新疆农村居民消费结构和产业结构之间的因果关系，然后采用Engle-Granger检验法检验二者之间是否存在长期均衡关系。EG协整理论是R.F.Engle和C.W.J.Granger于1978年在文章《Co-Intergration and Error Correction：Representation，Estimation，and Testing》中b提出的，该理论非常重要，因为它的应用远远超出对线性回归的诊断。在许多情况下，经济理论告诉我们两个变量应该是协整的，对协整性的检验就是对经济理论正确性的检验。比如，消费结构和产业结构的某些指标都是随机游走的，我们希望这两个变量长期是相关的，所以要证明它们的某个线性组合是平稳的。
（2）指标选取。
按照中国的统计方法，农村居民消费支出分八项，包括食品、衣着、设备用品及服务、医疗保健、交通和通讯、娱乐文教服务、居住和杂项商品及服务，各项支出之间的比例关系就是消费结构。本文着重分析新疆农村居民消费结构演进的特点，用农村居民的恩格尔系数（Y），作为新疆农村居民消费结构的代表变量。产业结构通常用三大产业增加值占GDP的比重来表示，为了避免模型产生多重共线性，只选取新疆第二、三产业增加值比重（X）反映产业结构的综合变动状况。所选取数据样本期为1985-2012年，来源于《新疆统计年鉴》（1994-2013），由于1997年新疆农村居民食品支出比重缺失，本文运用软件spss20，采用缺失点处线性趋势法，应用缺失值所在的整个序列建立线性回归方程，然后用回归方程在缺失点处的预测值填充缺失值。
2.2农村居民消费结构与产业结构的实证分析
（1）格兰杰因果检验。
进行格兰杰因果关系检验的一个前提条件是时间序列必须具有平稳性，否则可能会出现虚假回归问题。因此在进行格兰杰因果关系检验之前首先应对各指标时间序列的平稳性进行单位根检验（unit root test）。常用增广的迪基-富勒检验（ADF检验）来分别对各指标序列的平稳性进行单位根检验。
现对原始数据进行对数化处理，记为lny和lnx，该做法可以部分消除异方差问题，此外，其差分表示发展速度的对数，可消除序列相关的问题。使用软件Eviews7，对序列lny和lnx进行ADF检验，检验结果如下：lny和lnx的ADF检验值分别为：-2.4384和-1.8102，均大于显著性水平为5%的临界值-3.5875，故不能拒绝“序列存在单位根”的原假设，故lny和lnx为非平稳序列；Δlny和Δlnx的ADF检验值分别为：-5.6491和-5.4880，均小于显著性水平为5%的临界值-3.6450，即在5%的显著性水平下，拒绝原假设，Δlny和Δlnx序列不存在单位根，故Δlny和Δlnx为平稳序列。
经比较选择滞后期S=K=2时的lnx和lny格兰杰因果关系检验结果为：在10%的显著性水平下，原假设“lny不是lnx的格兰杰原因”F统计量的P值为0.7641，大于010，接受原假设；而“lnx不是lny的格兰杰原因”F统计量的P值为0.0823，小于0.10，拒绝原假设。可见，在新疆，产业结构变动是农村居民消费结构变动的格兰杰原因，且当年产业结构变动将引起下一年农村居民消费结构的变动，而农村居民消费结构变动则不是产业结构变动的格兰杰原因。
（2）协整分析。
现运用EG检验法来检验它们之间是否存在长期均衡关系。应用OLS法估计的方程为
lnyt=8.3033-1.0303lnxt
（-5.9721）
上述估计方程通过统计显著性检验。现对其残差序列进行平稳性检验，根据AIC最小的原则，选择滞后期P=1，ADF检验统计量值为-4.7924，小于5%显著性水平临界值-3.6450，DW统计值2.2328大于5%显著性水平临界值0.386，故残差项一阶单整，所以变量x，y为（2，1）阶协整。说明序列lny和lnx线性关系显著，即新疆产业结构与农村居民消费结构之间存在长期均衡关系。方程回归系数-1.0303表明：新疆产业结构优化升级的方向与农村居民消费结构优化升级的方向具有一致性，并且，在其他条件不变的情况下，新疆第二、三产业比重每上升或者下降1%，会引起农村居民消费食品支出比重下降或者上升1.0303%。
由于历史、社会等原因，我国长期形成了东西差距和城乡差距，如2012年东部人均年收入是32713.51元，西部只是22475.10元；2012年城镇居民人均可支配收入是245647元，而农村居民家庭人均纯收入是7916.6元，差距很大。所以地处我国西部边陲的新疆农村居民，整体上收入比较低，对产业结构的影响就相对比较弱。但是，反之，新疆产业结构的调整对农村居民消费结构有很大影响，由于产业结构的调整某种角度上就是劳动力的流动，加快第三产业发展，增加就业，转移农村剩余劳动力，从而提高农民收入，进而拉动消费，改善农村居民消费结构。
3结论与政策建议
通过上述定量分析，可得出以下结论，并提出相应的政策建议。
第一，随着改革开放的深入和西部大发展，新疆农村居民的收入水平逐步提高，消费结构也日益多元化，食品、衣着及家庭设备上的花费支出比重不断下降，而在居住、医疗保健、交通通讯和文教娱乐用品及其他服务支出比重则呈现不断上升趋势。
第二，新疆产业结构处于调整、升级阶段，逐步趋于合理化。第一产业比重不断下降，第二产业比重稳步上升，特别地，第三产业比重正保持着快速增加的趋势，逐步上升。加快第三产业的发展，有助于优化新疆产业结构。
第三，新疆产业结构变动是农村居民消费结构变动是原因之一，并且二者之间存在着长期的协整关系。这一结论与大多数学者在全国或是其他地区研究结果截然相反，值的思考。笔者认为，由于新疆农村特殊的地理位置及生活环境，导致农村居民收入水平偏低，在这一阶段，产业结
作者简介：孙光林，新疆财经大学统计学院研究生；李燕茹，新疆财经大学统计学院学生。构对消费结构的影响大于消费结构对产业结构的影响，所以，表现出产业结构影响消费结构的变动。但是随着农民收入水平大幅度提高，进入这一阶段后，其消费结构一方面引导产也结构的调整，同时又制约产业结构优化和升级，此时，消费结构对产业结构的影响明显较大。
第四，调整农村产业结构，加快农村经济市场化进程，提高农民收入水平。政府可以采取措施，通过引导的方式调整相关的产业机构，惠及农民群体，增加农民收入，扩大消费需求，影响消费结构。目前阶段，消费结构方面存在的很多问题都是由收入水平较低引起的，提高居民的收入水平是关键。产业结构对消费结构的影响，主要体现在宏观上，即在整个社会的消费结构上发生。产业结构调整将带来农村剩余劳动力的就业结构的巨大变化，劳动力流动过程实际上就是产业结构的升级过程。因此，应该加快农村第三产业发展，转移农村剩余劳动力，将在更广阔的范围内从多方面影响居民消费结构。
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论文摘要：甘我国居民消费结构升级的机理进行研究，对扩大国内需求、促进经济持续增长具有十分重要的意义。本文首先阐述了居民消费结构、居民消费结构升级的内涵及动因，指出消费结构升级在我国已初见端倪;其次探讨了我国居民消费结构升级的主要阶段，并论述了各阶段的主要特点;最后指出了我国居民消费结构升级的发展趋势—未来我国居民的消费活动将进一步活跃，消费率将继续提高，消费总量将持续增长。
21世纪初中国经济发展进入工业化中期阶段这一时期我国居民消费结构将随着产业结构、收入分配结构.人口结构等一系列结构的变动特别是经济体制改革的深化而发生剧烈变化。
凯恩斯主义指出总需求不足是经济萧条的一个重要原因但由此从理论上推论出只要将总需求提高到与总供给相等的水平就能恢复经济均衡则是有问题的，因为经济均衡不仅取决于供给与需求在总量上的相等，更取决于在结构上的一致。因此研究居民消费结构的变动对扩大国内需求、促进经济持续增长有着十分重要的意义。
一、居民消费结构升级的机理
居民消费结构是指消费储蓄结构和消费支出结构的统一按照国际经验人均GDP超过1000美元之后将触发国内社会消费的结构升级。2003年我国人均GDP达到109。美元国内居民的财富积累达到了消费升级的临界点居民消费将出现显著的结构性升级换代，伴随着消费结构性升级消费支出也将大幅增加。社会生产力的发展和科学技术的进步是导致居民消费结构升级的根本动因。一方面随着经济的发展居民收入必定会不断增加。消费函数理论表明收入是消费的决定因素，居民收入是消费需求的基础。居民消费结构升级是源于居民收入的不断提高而居民收入的提高依赖于经济的发展。由于居民收入变动方向和居民消费变动方向的一致性在居民收入不断提高的前提下，必然导致消费总量的增加和消费结构升级。另一方面社会生产力和科学技术的不断发展，导致社会总供给及其结构不断升级为消费需求增长和消费结构升级提供了可能性和条件。一般地社会总供给可分为基本性消费品、享受性消费品和发展性消费品。在生产力发展初级阶段社会总供给以基本性消费品为主，与此相应的居民消费结构中基本的、必需的消费品占较大的比重此时消费结构是低级的。随着生产力的不断发展各种享受性和发展性产品不断增多产品的质量也不断提高，在社会总供给结构中享受性和发展性产品的比重不断提高，实现了结构升级与此相应的居民消费结构中享受性和发展性消费品的比重逐步上升，此时消费结构也会逐步升级(表)。据世界银行对40多个国家的消费发展状况调查表明由日常消费进入住、行等重大消费升级一般发生在人均GDP达到1000美元以上。当一个国家人均GDP达到1000美元时住房消费开始进入快速增长期;当人均GDP达到300。美元时将进入汽车消费快速增长期。我国目前人均GDP已超过1000美元且有三分之一的省市人均GDP超过1500美元上海、深圳、广州、北京等大城市人均GDP已超过300。美元。这为消费水平从万元级向十万元级或几十万元级升级提供了积累和准备，可以说消费结构升级在我国已初见端倪。
二、我国消费结构的国际比较
与主要国家和地区人均GDP1000美元时消费结构比较我国居民消费支出结构具有如下特点
1我国生活型消费比国际水平偏高。2003年我国人均GDP达到109。美元在城镇居民中只有中等收入户、中等偏上收入户和高收入户等60%的居民家庭达到人均GDP1000美元时恩格尔系数41%以下的国际平均水平全国76%的人口恩格尔系数没有达到应有水平。
2农村居民居住类消费支出比重过高。2003年我国城镇居民居住类消费支出比重为11%基本和主要国家不相上下农村居民居住类消费支出比重高达16%大大高于平均水平尤其是农村高收入组居民2003年的恩格尔系数为38%基本相当于主要国家和地区人均GDP1000美元的消费水平但其居住类消费支出比重高达19%和主要发达国家人均GDP20000美元左右时的居住类消费支出比重不相上下与其实际收入水平和消费水平严重不相匹配这对农村居民的其它类别消费具有严重的挤出效应不利于农村消费市场的启动。
3.其他发展享受型消费不足。我国居民家具、家庭设备消费支出比重不足:2003年我国城镇居民和农村居民家具、家庭设备及服务类消费支出比重分别为6%和4%，都大大低于主要国家和地区的平均水平说明我国家电市场仍有发展空间，尤其在农村市场，彩电、冰箱、洗衣机等日常家用电器的普及水平还有待提高。
4教育和医疗消费偏高。我国城镇居民文教娱乐支出比重达14%，其中城乡居民用于教育方面的支出占到50%，而一般国家这类比重为20%。世界上大多数发达国家或地区以财政对教育的投入为主我国也应该采取措施逐步减轻居民教育负担.为扩大其它消费创造条件。
三、我国消费结构变动的趋势预测
目前，随着我国经济的快速增长，城乡居民收入的稳步提高(表)使得我国居民的消费结构进入了加快升级阶段新的消费热点开始启动。未来我国居民的消费活动将进一步活跃消费率将继续提高，消费总量将持续增长。
我国居民消费结构升级的发展趋势主要体现在以下几方面
1居民消费结构进入升级换代的剧变期。根据发达国家的经验，人均GDP达到100。美元时，消费结构升级加快每一经济发展阶段都有不同的消费热点不断切换。在现阶段，我国人均GDP已达到130。美元，因此居民消费结构变动将由前一阶段的平面扩张缓变期进入升级换代的剧变期导致居民消费结构升级进一步加快。
2.居民消费结构由生存型的温饱消费向享受型、发展型的现代消费转变。世界各国的发展经验表明，人均GDP达到100。美元一3000美元时，居民消费由温饱消费向现代消费转变。纵观近几年的我国居民消费结构的变化消费的内容是吃好、穿好、住好和玩好其中最突出的是恩格尔系数将进一步下降，非恩格尔系数如医疗、保险、娱乐教育、文化服务等发展型甚至享受型消费系数呈上升趋势，消费结构将出现良性变动。
3.居民消费结构升级将是城镇先行城乡互动，城市经济发展对农村消费结构升级将具有较大影响力。多年来由于企业产品的升级换代重城市、轻农村，导致企业产品结构与农村居民消费需求不相适应，加上城乡的二元结构，直接导致城乡居民收入差距扩大，使得城乡消费结构差别很大。因此，居民消费结构升级体现出城乡差别的层次性。居民消费结构升级可以促进经济增长推动产业结构升级。就促进国内产业结构而言，以城镇中等收入居民家庭消费结构升级为启动点是最佳选择。占我国城镇人口60%- 70%的城镇中等收入家庭约2 5亿人，基本构成我国城镇的具有代表性的主流消费群体，这个群体的消费正处于从小康型向富裕型、从讲究消费数量向讲究消费质量转变的转型期他们是居民消费结构升级的主力军。而农村居民的消费结构则实现了由贫困到温饱型的转变正逐步向小康型转变。
【关键词】 人口年龄结构 居民消费 人口红利
一、人口年龄结构与居民消费的关系之理论探讨
凯恩斯消费理论是现代消费理论的起点。按照凯恩斯绝对收入假说，总消费只是总收入的一部分，它是一个短期静态的消费理论。如果从人口年龄结构与消费的角度来看，凯恩斯的理论是关于就业人口或工作人口的消费理论，因为它没有涉及青少年和老年人的消费问题，从这个角度看，它是一个宏观总量消费理论。
直接涉及到人口年龄结构与居民消费关系的理论是莫迪利安尼（Modigliani）和布卢博格（Brumberg）的生命周期假说（1954）。按照该假说，消费者按照效用最大化原理，将一生的预期总收入在不同年龄阶段进行最优配置。年轻时，由于没有收入，消费来自父母，因此，这一阶段是负储蓄；而进入工作阶段后，由于要赡养孩子和抚养老人，这一阶段工作人口的收入除了自己的消费外，还必须储蓄一部分给孩子和老人；而老年人则主要靠子女或自己的储蓄来支撑消费。因此，从静态的观点来看，一国青少年和老龄人口占总人口的比例越高，消费需求也相应越大，而储蓄率也就越低。相反，如果一个社会成年人口占总人口的比例越大，该国的居民储蓄率就越高。
但生命周期假说忽略了一些影响居民消费或储蓄行为的重要因素。例如，退休人口可能会遗赠一部分财产给子女；他们还会保留一些储蓄以应付未预期到的支出，因此，遗赠动机和谨慎动机会部分抵消因老龄人口上升而引起的总储蓄率的下降。相反，如果工作人口比例的上升伴随着长期人均收入水平的增长，人们可能会因为预期到将来的收入增长而增加消费，这会部分抵消因劳动人口上升而引起的总储蓄率的上升。
与生命周期假说基本相似的理论是弗里德曼的持久收入假说。弗里德曼将收入分为两部分：持久收入和暂时收入。他认为消费者收入中持久收入和暂时收入的构成决定了消费水平。对于一个预期的收入的持久增加，消费水平会持久增加。而对于一个暂时的收入增加，消费也会增加，但暂时的收入增长诱致的消费增量小于持久收入增长诱致的消费增量。生命周期假说和持久收入假说都认为长期收入水平决定了消费，但二者之间的差异在于：生命周期假说强调预期支出对消费行为的影响；而持久收入假说强调预期收入对消费的影响。从人口年龄结构与消费的角度看，弗里德曼的持久收入假说与莫迪利安尼的生命周期假说有相似的结论。
在生命周期理论之后，还有其它一些微观模型也从不同的角度探讨了人口年龄结构和居民消费之间的关系。家庭储蓄需求模型将孩子和储蓄等都看成是家庭所拥有的不同形式的商品，它们的经济功能是相同的，都是养老的一种工具，因此，孩子数量和储蓄数量之间存在替代关系。家庭孩子数量较多时，可以相应减少作为养老保证的家庭储蓄；孩子数量较少时，增加储蓄（或减少消费）以防老。
另一种与家庭储蓄需求模型类似的理论将分析重点放在家庭孩子数量和质量之间的关系上，该理论不是强调孩子数量和储蓄数量之间的替代关系，而是强调孩子数量和孩子质量的替代关系，家庭孩子数量增加时，在既定收入下，父母可用于每个孩子的人力资本投资会下降，从而减少消费。如果孩子数量减少，家庭对孩子的人力资本投资会增加。
许多文献从不同的角度对生命周期理论予以修改或补充。其中最重要的是对老年人口的储蓄或消费行为的修正。例如，老年或退休人口可能会遗赠一部分财产给子女；由于死亡时间的不确定性以及疾病的可能性，老年人还会保留一些储蓄以应付未预期到的支出，遗赠动机和谨慎动机会部分抵消老龄人口上升而引起的总储蓄的下降。但是，如果下一代预期到上一代的遗赠，则下一代可能会减少自己的储蓄，增加消费。遗赠动机对居民消费的净影响可能是不确定的。不过，有研究表明，遗赠动机其实是很小的,并且常常是非自愿的和偶然的。消费或储蓄行为更多地受到个体死亡风险的信念的影响，而不是群体死亡风险水平的影响。除了遗赠动机和谨慎动机之外，流动约束也会导致老年人口储蓄的增加，因为退休人口必须更多地储蓄，以应付未预期到的支出。在金融市场不发达的发展中国家，流动约束的作用可能比较大。
二、人口年龄结构与居民消费的关系之实例分析
现有实证文献大多研究人口年龄结构与经济增长之间的关系，专门研究人口年龄结构与居民消费之间关系的实证文献比较少。但是，经济增长通常伴随着人均收入和人均消费水平的上升。因此，人口年龄结构和居民消费之间存在着间接的关系。另外，根据Modigliani和Brumberg（1954）的生命周期理论，人口年龄结构会影响到居民储蓄率的高低。而储蓄和消费实质是同一事物的两个侧面，因此，按生命周期理论，人口年龄结构与居民消费之间还是直接相关的。
当日本和亚洲“四小龙”（韩国、新加坡、中国香港、中国台湾）经济快速增长时，这些国家或地区也正在发生人口转型，因此，它们成为分析人口年龄结构和居民消费经验关系的合适的例子。王德文（2006）对此有一个全面的分析。他分别以日本和亚洲“四小龙”为例，解释了这些国家或地区经济奇迹背后的人口因素。他的分析也有助于理解人口年龄结构与居民消费之间的关系。
日本经济起飞的时间（1950－1973年）年平均经济增长率达到了9.29％。与此同时，日本正经历人口转型，人口生育率和死亡率同时下降，日本的抚养系数从1950年的68％下降到1970年的45％。王德文因此认为，人口年龄结构的变化是导致日本经济崛起的重要原因之一。日本经济增长带来了人均收入水平和居民消费水平的上升。日本的经历表明，人口年龄结构成年型产生“人口红利”，长短期内都会带来居民消费的增长。日本在1989年经历股市泡沫之后，陷入连续10年的经济低迷期。有人从人口年龄结构角度来解释，认为日本的“人口红利”期是1950－1990年，持续了约40年，而1989的股市崩溃正是因为日本“人口红利”期已经结束。与此相伴随，日本的居民消费也是一蹶不振。
日本经济繁荣期（1950－1989年）和萧条期（1990－2000年）与人口年龄结构之间的变化轨迹初看起来确实如生命周期理论所预言的：人口成年型时期，经济和居民消费增长；人口老龄化时期，经济和居民消费低迷。但是，其中二者之间的关系并未得到证实。至少有三个问题尚未得到明确的解决。第一，日本的国内市场狭小，一直依赖外需维持经济增长，居民消费并不是驱动日本经济增长的主要动力，因此，1989年的日本股市崩溃并不一定导致了日本的居民消费低迷。所以，还不能确定是日本人口年龄结构的老龄化引起了日本的居民消费不足。第二，美国在第二次世界大战之后（1946－1964年）出现了所谓的“婴儿潮”（Baby Boom），日本也同样在第二次世界大战之后出现了类似的“婴儿潮”（在日本称为“团块世代”）。两国都经历了同样的人口转型，但在美国，人口年龄结构的变化为什么没有引发类似日本一样的经济变化――经济增长和居民消费？第三，日本的经济增长确实在股市泡沫之后几乎处于停滞状态。但是同时，日本的人口也在下降。如果将人口因素考虑进去，日本人均GDP的增长并不如日本的GDP增长那样差。
在日本之后，中国香港、新加坡、中国台湾和韩国也经历了类似的人口转型和经济发展过程。其中中国台湾在1962年时总抚养系数高达94.1％，到1995年时已经下降到了45.8％，下降幅度超过一半，同期经济增长约6％左右。韩国从1961年开始控制人口，该国总抚养系数从1965年的88.3％下降到了1995年的41.4％，下降幅度超过了一半。而韩国同期人均收入增长年平均约6％左右；人均GDP在1962年时只有83美元，到1995年时已经超过了一万美元；居民消费水平大幅度提高。王德文认为，韩国有效利用了人口红利的“机会窗口”是取得“汉江奇迹”的重要原因。
三、是否存在“人口红利”
有许多研究认为人口年龄结构的变化是日本和亚洲“四小龙”经济奇迹的重要原因（Bloom 和Williamson，1998；王德文，2006）。但是，日本和亚洲“四小龙”在经济发展过程中有一个共同的特点：都有效利用了当时的国际产业转移机会，实行外向型经济。可能是政策而不是人口因素促进了日本和亚洲“四小龙”的经济腾飞。另外，亚洲“四小龙”都是人口规模很小的经济体，把它们的经济崛起归功于人口转变没有普遍的意义。
中国改革开放以来，经济快速增长也伴随着人口的急剧转型。1978年到2005年，中国经济保持着年均9.7％的增长率。也正是从上世纪七十年代末开始，中国开始实行严格的计划生育政策，加上经济的因素，中国开始了人口转型的过程。1982年，中国总抚养系数高达62.6％，而到2005年，总抚养系数已降至38.88％。蔡的研究正是表明了这一点（蔡，2008）。以“总抚养比”做人口年龄结构指标进行研究发现，1983年至2000年中国总抚养比下降对人均GDP增长贡献率在26.8％，并且，抚养比每上升一个百分点，中国人均GDP则上升0.116个百分点，反之相同。
曾经有关于劳动年龄人口增长率的预测认为，中国的劳动年龄人口总量最高、增长最快，而且可以一直增长到2030年。蔡的研究与此项结论大相径庭。他认为中国人口总量和人口结构变化趋势如下：人口总量2030年到达最高点14.06亿；劳动人口在2020年左右达到顶点9.23亿；而劳动年龄人口增长率，现在已经开始以极快速度下降，并将一直下降到2013年。同时，研究还发现，中国的劳动人口平均增长率并不像人们一贯认为的那样很高，今后一段时间内，甚至不如发展中国家的1.1％的平均增长率，仅仅是0.4％。同时，在人口结构中，儿童比例将会一直下降，而老年人占人口的比重会一直升高。
根据蔡的预测，伴随着人口扶养比的增高，到2013年，中国的人口红利将转变为人口负债。他认为，当我们有一个符合中国国情的增长模式――充足的廉价劳动力供给和资本积累时，就应当充分利用这一发展模式，保障最大化就业。根据东亚各国的经验，以劳动力优势促进经济发展最终是可以过渡到以技术进步促使经济发展的道路上的。到2050年，中国人口的年龄结构将接近倒金字塔形，中国会成为典型的未富先老社会，而且会越来越明显。人口年龄结构与经济增长、居民消费之间是否确实存在稳定的相关性？人口年龄结构是否确实是中国、日本和亚洲“四小龙”等国家或地区经济增长的重要原因？注意到这些国家都在亚洲，生命周期理论所预言的人口年龄结构与居民消费的关系并没有得到更广泛国际数据的支持，因此，人口年龄结构与居民消费之间的经验关系尚待进一步检验。
【参考文献】
[1] 王德文：人口转变与东亚奇迹：经验与启示[M].北京：社会科学文献出版社，2006.
[2] 蔡：劳动力无限供给时代的结束[D].华中科技大学经济学院演讲，2008-3-24.
关键词：居民 消费需求 经济增长 对策
中图分类号：F014.5
文献标识码：A
文章编号：1004-4914（2014）01-049-03
居民消费需求在拉动一国或地区经济发展中的作用非常显著。居民消费需求对经济增长的拉动作用既有直接的，也有间接的影响，这为人们所共知。如果不考虑对外经济联系的影响因素的话，那么，消费的实际增长，就直接表现为一国或地区GDP的增长。因为，居民的消费需求对一国或地区经济增长的影响主要表现为消费的增长就是经济增长的重要组成部分，因而成为经济增长的最基本要素。因此，消费的形成过程也就是GDP的形成过程。消费对经济增长的间接影响，指的是消费的变动直接影响其他经济变量，还会通过消费的变动间接地影响国民经济活动的总量。
既然居民消费需求的变化对微观经济主体和宏观经济运行会产生直接和间接的影响，因而，居民消费需求对经济增长影响的定性分析要从“宏观”和“微观”两个角度来分析。本文着眼于居民的消费需求，重点探讨居民消费需求和经济增长二者之间的联系。
一、宏观视角下消费需求对经济增长的影响分析
市场经济是需求导向型经济。市场经济体制下，居民的消费需求是通过购买消费品而表现出来的特定需求能力，这实质上是市场对消费品的现实需要。这种需求的层次愈高，对经济增长的贡献率就愈大，决定着一国或地区的经济增长方式的发展和转变。正是在消费需求的影响下，经济增长方式才得以不断地向前发展。
1.消费需求的水平、规模和速度决定一国或地区的经济增长的水平、规模和速度。作为凯恩斯宏观经济理论重点的消费需求理论，建立在有效需求决定国民收入的基础上，国民收入是反映的是一国或地区国民经济发展水平的综合指标，人均国民收入直接反映一国或地区人民生活水平的综合指标。国民收入反映不同的社会经济关系，更能反映居民的消费水平。从各国经济发展状况来看，经济增长离不开消费需求，消费需求对经济增长的重要推动作用无可替代。由居民收入决定的消费需求和国家或地区经济增长两者之间存在必然联系。根据收入决定理论——凯恩斯模型，需求的增加并不能导致供给的增加，但社会总产出水平和经济增长的幅度取决于社会总需求的强度。因此可以得出，消费需求的水平、规模和速度决定着一国或地区经济增长的水平、规模和速度。
2.居民消费需求结构决定一国或地区的经济增长结构。恩格尔定理告诉我们，随着居民收入水平的不断提高，其消费的支出结构由原来的购买吃、穿等必须的生活必需品为主转向购买高档的、耐用消费品。而个人消费的结构变化直接影响生产消费资料的产业结构——不仅影响生产消费资料产业的构成，而且还影响一国或地区的产业结构。在卖方市场中，生产商主导，是产业结构决定消费结构。而在买方市场中，是消费者主导，产业结构决定不了消费结构。通过消费，产品的价值才能得以实现，生产过程才能得以实现。商品的使用价值实现不了，即不为社会所需，那么生产就没有必要，经济增长也只能是纸上谈兵。所以，从消费为生产提供动力的角度看，消费决定生产，消费结构决定产业结构。可以说消费产生着需要，而消费结构产生需求结构。消费者选择消费品，形成个人消费结构，消费结构通过不同的需求结构制约产业结构，且决定着产业结构的发展变化。不仅不断地促进消费市场发展，还可促进经济的有效增长。因此说，消费需求结构决定经济增长结构，合理的消费需求结构不仅为一国或地区经济增长创造条件，也为经济增长奠定基础。
3.消费需求影响投资和生产规模。西方经济学中加速原理（加速作用）表明，收入或消费的变动会引起投资的剧烈变动。一方面，为了满足消费需求的增长，社会会调动各种因素予以满足，出于利益的驱动，各企业也会动用各种资源增加生产，扩大规模，这必然要增加投资，而投资的增加又要求扩大生产资料的生产，这必然又要增加投资，说明消费需求的增加会导致投资需求的增加。另一方面，消费需求产生新的生产需要，成为生产商的动力，而生产又为消费提供消费的对象。因此，生产创造消费，决定着消费的性质、方式，即生产创造出按特定方式进行消费的消费者。消费需求产生了一系列的连带生产的需求和投资的需求，从而对经济增长产生影响。可见，消费需求的增加导致生产规模扩大，消费需求带动了经济增长。
二、微观视角下居民消费需求对经济增长的影响分析
在微观层面上，消费需求对经济增长的影响主要体现在“资源调配”的作用上，进而对经济的增长起着影响作用。因为，消费需求的变化必然会引起消费者和生产者的各自行为的变化，不仅会改变消费者的购买意愿、方式，还会改变生产者的投资决策、企业生产策略。
1.消费需求的变化改变生产者的投资的规模和方向。在经济运行过程中，产品的最终实现有赖于消费的最终完成。可以说，居民的消费需求是促使企业进行经济增长方式选择、投资方向决策、生产方式变革的决定性力量。与此同时，消费需求也对社会生产提出要求，为生产提供直接目的和动力。企业存在的最重要的要素就是要创造利润，而企业追逐利润的结果，最终都会使其处于消费需求的约束下进行生产的扩张。而消费需求对企业的约束，必将使企业都要改变固有、传统的管理模式，逐步在投资的规模、方向等方面走上强化科学管理、注重产品质量与科技含量的“集约型”增长轨道，进而助推经济的总体增长。
2.消费需求的变化改变消费选择，影响经济增长。影响消费需求的因素多种多样，但最重要的是“消费能力”和“消费意愿”。消费能力指受收入和购买的商品相对价格的影响的消费者的货币支付能力，其在消费者的消费决策中具有举足轻重的地位。消费意愿指在物价、利率及收入水平等情况下，居民倾向于消费的程度，是一定时期社会经济发展情况的真实反映。它与消费支出、收入预期呈正相关，即在同等收入条件下，消费意愿越强，消费支出越多。消费者意愿的变化是动机、预期、倾向等心理因素共同作用的结果。消费意愿和消费能力的变化直接影响消费者的消费行为。譬如，当消费者受到某种刺激时，其内在的需求就被激活而衍化成一种消费动力，从而推动消费者去寻找自己所需要的东西，进而作出购买决策，产生购买行为。消费者的购买行为是企业生命，涉及到企业生产的产品能否被社会认可的大问题。消费意愿在消费者的消费决策中的作用不可小视。
三、扩大居民消费需求的对策建议
消费需求、投资需求及出口需求，是拉动经济增长的三大动力。这其中，消费需求是经济增长的根本性和最重要的动力。因为，消费需求既是内生需求，又是最终性需求，而投资需求是引导性需求，出口需求是外生需求。消费需求不仅有很高的可调控性，而且其所占比重越大，抗击风险的能力就越强。我国人口众多，居民消费有很大的市场。因此，扩大居民消费需求，对应对外部风险，促进经济增长，现实意义重大。
增加居民消费，最本质的就是要更多地增加居民的可支配收入，切实提高居民收入水平，进而提高居民的现实购买力。
1.大幅度提高居民收入。提高居民收入是拉动居民消费的最直接手段。增加居民收入，尤其是增加低收入居民收入，是扩大消费需求的前提，更是促进消费的根本措施。需要重点提及的是，首先要重点增加和提高农民的现实收入，努力促进农民收入的稳定增长；其次要努力增加城镇中低收入者的收入，进一步扩大就业。只有实现城镇居民的大幅度就业，居民收入才有稳定来源，才能使消费主体增加有支付能力的需求。而要实现居民收入的不断增长，国家和地区经济的持续快速增长是重中之重。在经济增长过程中，这需要国家推行差异性经济政策，改变当前收入分配不均衡格局。收入是影响居民消费的最直接、最重要的因素，城乡居民消费的多少直接取决于收入水平，因此，当前扩大居民的消费首先就要切实增加城乡居民的实际收入。
2.切实转变居民对消费理念的认识。受传统观念的影响，我国人们更多地存在着“先积累、后消费”的传统消费观念。多年以来，城乡的居民消费倾向偏低，而储蓄倾向则很高，计划经济体制下的消费理念和消费行为以及消费政策的反映仍然根深蒂固。为此，政府应彻底摆脱计划经济体制观念的影响，真正确立与市场经济相适应的消费理念。转变消费政策，积极鼓励和大力提倡居民消费。在调节市场和经济运行上，应着力实行消费启动。提高存款税率，弱化居民储蓄偏好。应充分认识到，居民消费需求不足，会严重制约地方经济社会的发展。要采取有效措施，加强对居民消费的宣传教育，转变居民消费观念；要适应信息技术发展的新形势，大力倡导信用消费，加快信息服务业发展，扩大信息产品及网络服务的供给，促进信息服务的市场化。要从税收体系、信用体系、社会保障体系建设等方面入手，提供更加完备的消费环境，间接刺激居民的消费。
3.培育居民新的消费热点，扩大居民消费。消费热点会带动居民的消费需求，这已为实践所证明，因此培养居民新的消费热点就显得尤为重要。2008年的金融危机后，我国把“扩大内需”作为“保经济增长”的根本途径。政府要进一步完善居民消费政策，对目前已经形成的消费热点，要积极促进和正确引导。
当前，居民消费热点主要表现在以下几方面：
一是文化消费。文化消费是一种典型的非物质追求活动，是指用文化产品或服务满足居民精神需求的消费，包括教育、文化娱乐、体育健身、旅游观光等。文化消费取决于生产力的发展、居民收入水平的提高。随着当今科学技术水平的提高，文化消费已提高居民消费层次和质量、促进人的全面发展的关键要素。为此，要正确引导树立科学的文化消费观念，即要引导居民树立先进的文化观；引导居民树立有意义的文化价值观；引导居民树立科学合理的文化消费观。要强化对文化消费的调控，增加享受文化消费，扩大发展文化消费。政府财政应资助传统文化、先进文化消费、对外文化宣传，向基层、低收人和特殊群体提供免费文化服务。要加强文化消费的法律法规建设，使消费者文化消费权益得到有效保护。要强化文化消费的管理，要从体制、制度、职能、程序、方法、手段上进行合理管理，实行行政监督、司法监督、社会监督、舆论监督相结合，实行行政手段、法律手段、经济手段的有机结合，为引导文化消费和文化产业健康发展提供依据。
这里，尤其要提及的是旅游消费，随着《旅游法》的出台，对旅游业冲击会更大，持续时间会更长。但对促进旅游业的规范、健康发展，创造了有利条件，意义重大。今后应引导居民把消费视点转移到自身素质提高上来，开辟出旅游业发展的新空间。
二是住房消费。住房是居民最基本、最主要、负担最大的生活资料，而且普通居民的需求呈刚性。当前国家对房地产业的调控，主要以打压投资、投机为主，笔者认为这是治标而不是治本之策。因为，单纯打压，其后果必然是减少住房的供应。而在现行利益格局下，影响政府财政更是必然，因而难以持续。老百姓手里有一定的游动资金，是个客观存在，加之又有需求。因此，治本之策是增加住房供应，但只增加保障房的供应和商品房的供应，仍然解决不了中低等收入群体的问题，所以还必须要考虑更大规模地改革住房制度，把满足居民合理居住条件愿望和发挥房地产支柱产业作用结合起来，尽可能地减轻居民合理购买自住普通商品房负担，发挥房地产在扩大内需中的积极作用，进而从根本上解决城市居民的住房问题。住房产业还可带动建材、冶金、机械、化工、林业以及室内装饰业和家用电器业等相关产业的发展。
三是服务消费。在我国，服务消费具备强大的结构性增长空间，随着我国经济发展和居民收入的逐步提高，服务的消费，特别是大中城市的服务消费将会成为下一轮扩大消费的重点。诸如社区商业、物业、家政服务、老年服务产业等。大力发展服务产业，不仅能够直接拉动内需，增加就业，而且还能为地区经济结构的调整创造有利条件。
四是汽车消费。目前，我国已进入汽车私人消费的快速增长期。汽车产业关联度大，不仅直接拉动消费，还可以拉动钢铁、石化、轻工等机械制造业。因此，国家把汽车产业列入十大产业振兴规划之一。政府应在扩大汽车需求、改善汽车消费环境，完善汽车消费政策，减免使用环节征收的各项费用等方面予以重点关注，从而加快我国汽车进入家庭的步伐。
五是信息消费。国务院《关于促进信息消费扩大内需的若干意见》（国发〔2013〕32号）指出：“我国市场规模庞大，正处于居民消费升级和信息化、工业化、城镇化、农业现代化加快融合发展的阶段，信息消费具有良好发展基础和巨大发展潜力。”信息消费是一种直接或间接以信息产品和信息服务为消费对象的消费活动。当前，信息消费伴随着人们生活的改善和收入的提高，成为追求生活高质量的一种必然选择，潜力巨大。
信息消费不仅具有效益功能，更具有强大的福利功能，因此成为居民消费的重中之重。信息消费具有满足人们的生活需要，提高生活质量，增进人们的快乐、健康和幸福的作用。发展居民的信息消费，有利于提高消费力，扩大消费规模，优化消费结构，提高消费质量，促进经济增长和社会文明进步。当前我国居民信息消费发展还很不平衡，政府必须在加快信息产业的发展、提高居民的信息消费能力、引导信息消费等方面作更多更艰苦的努力。要积极发展电子商务，大力发展信息网络产业，促进与金融、物流、现代制造业等有机融合。
[本文为沈阳市社科联2013年度民生课题“居民消费需求对沈阳经济增长贡献实证分析及扩大内需的对策研究”（立项编号：sysk2013-07-20）研究成果。]
参考文献：
[1] 陈善步.消费需求对经济增长的影响研究——基于中国的实证分析[D].湖南师范大学硕士学位论文，2009
[2] 程霞珍，潘理权.扩大居民消费的难点重点与对策研究[J].经济问题探索，2010（1）：185-190
[3] 孙超，孙婧文.沈阳市居民消费对经济增长贡献的实证分析[J].现代商贸工业，2013（8）：48
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[5] 张俊良.扩大消费需求的意义难点及对策[J].消费导刊，2009（9）：14
城镇化、居民消费、产业结构三者之间的互动机制以及实际效应问题，历来是经济学界关注与研究的热点，国内外众多学者从不同视角，运用不同分析方法对其进行了大量深入的探索与研究，也取得了许多有价值的结论和成果。
1.1有关城镇化与产业结构关系的研究
随着经济的增长与发展，产业结构由第一产业向第二、三产业转变，这一转变过程会带动劳动力、资本和居民点向城市转移，由此推动城市化进程(库兹涅茨，1989)。Glaeser(2005)认为城市化的成功与否与它适应产业结构的能力息息相关。陈立俊和王克强认为第二、三产业的快速发展，必然增强城市的吸纳能力，使更多的人口由农村转向城市，从而加快城市化水平的提升。陈立泰和刘艺实证分析揭示了我国产业结构合理化和高级化均对城市化发展具有显著的促进作用。另一方面，城市化促进了现代服务业的快速发展和协同集聚，也推动了产业升级(Kolko，2010)。蓝庆新和陈超凡的空间计量研究表明中国新型城镇化对产业结构升级具有强烈的空间冲击效应，能够显著提升产业发展层次。
1.2有关消费结构与产业结构关系的研究
消费需求及结构可以影响产业结构，并且是影响产业结构调整的一个重要因素(克拉克，1951)［7］。钱纳里(1975)研究发现产业结构与消费结构在资源配置过程中存在相互依赖的关系。国内学者方面，查道中等通过建立VAR模型，研究发现:我国城市居民消费结构升级对产业结构升级具有较弱的正向诱导效应，而农村居民消费结构则不具备这种效应。陈海波等以江苏为研究对象，探讨区域消费结构与产业结构的关系，他们的研究结果显示江苏居民消费结构能促进产业结构升级，而周辉的实证研究却表明上海居民消费结构对产业结构的拉动作用不显著。邓于君等另辟蹊径，从消费需求软化的视角，研究发现消费需求软化成为当前促动中国产业结构软化的首要因素，中国消费需求软化对产业结构软化升级促动作用具有很大的潜能。
1.3有关城镇化与居民消费关系的研究
RobertO.Herrmann(1967)发现居民消费水平与城镇化有显著的关系。蔡窻指出城市化与消费需求的关系是互为内生的，不同区域的消费需求变化引致城市化，而城市化进程又会促进市场发育，并引起消费水平和消费结构的变化。蒋南平等(2011)［15］认为我国城镇化过程显著地促进了城乡居民消费的增长，总体上城镇化对城镇居民消费增长的促进作用大于农村居民。付波航等(2013)［17］使用动态面板GMM估计发现城镇化水平与我国居民消费率呈正向关系，城镇化通过提升居民消费能力、改变居民消费习惯和扩展消费领域等途径间接地提高了总体消费水平，预计这一正向作用还会增强。纵观国内外学者的研究可以看出，绝大部分文献的研究视角主要局限于城镇化、居民消费、产业结构两两之间的关系上，以系统论的视角将三者进行整合研究的文献较少，尤其关于城镇化、消费结构与产业结构三者之间互动关系的研究成果极为罕见。基于此，本文在总结既有理论研究成果的基础上，通过构建VAR模型，运用Johan-sen协整检验、Granger因果关系检验、脉冲响应函数和方差分解实证分析我国城镇化、消费结构与产业结构的互动关系，以期为当前有关部门进行决策提供一定的边际经验支持。
2城镇化、产业结构与消费结构互动关系的理论分析
城镇化、产业结构与消费结构三者相互依存、相互促进，具有互动效应。为了更深入系统地研究城镇化、产业结构与消费结构之间的互动关系，在总结既有研究成果的基础上，我们尝试将三者有机结合起来，以系统论的视角提出一个有关三者互动的理论框架，概述如下:(1)产业结构的调整和升级需要以城镇为载体和依托，城镇化带动大量的农村剩余劳动力和逐利资本等生产要素向城镇转移和集聚本身就为产业结构调整与升级创造了条件。此外，城镇化带来的知识、技术等创新要素集聚，有利于增强产业技术水平和创新活力，驱动传统产业升级和新兴产业发展。另一方面，城镇化有利于提高居民的收入水平，在收入效应的作用下，居民的消费需求扩大，消费结构层次也随之提升。同时城镇居民的消费习惯和消费行为也会对新进入者形成一种“示范效应”，促使其由低消费率向高消费率转变，由低消费层次向高消费层次转变。(2)产业结构的演进是城镇化发展的前提、动力和基础。产业结构的调整和升级意味着主导产业由收益率较低的第一产业向收益率较高的第二、第三等非农产业转移，这必将改变劳动力结构，带动劳动力人口由农村向城镇转移，从而推动城镇化发展。另一方面，从短期静态的视角来看，产业结构决定消费结构，消费结构不可能脱离产业结构。产业结构尤其是产品结构决定了消费结构的数量和质量，产业结构的调整和升级为消费结构的合理变动提供了物质保障，产业结构的调整必将直接影响居民消费结构的现实变化。(3)从长期动态的视角来看，消费结构主要通过居民收入和消费品相对价格的变化来影响消费品供给结构的调整，从而带动消费品生产行业的优化与升级。由于各产业之间具有联动效应，消费品生产行业的优化与升级也必将带动投资品生产行业的优化与升级，最终在宏观层面表现为社会整体产业结构的优化与升级，因此，消费结构决定产业结构演变的方向，产业结构必须与消费结构相适应。另一方面，消费结构的升级意味着居民对高档消费品和高级消费形式的追求，由于城镇消费品种丰富、消费服务设施完善，吸引了各类群体进入城镇这个产业集聚地与商业、消费集聚地进行消费，拉动了城镇消费的增长，消费增长又通过乘数效应拉动城镇经济总量增长和就业人数的增加，推动了城镇化的发展。此外，随着城镇经济的发展，城镇地域面积进一步扩大，基础设施进一步完善，教育、医疗等优质公共消费品进一步增加，吸引大量民众从农村向城镇迁移和定居，从而也在客观上推动了城镇化进程。
3实证分析
3.1变量的选择
3.1.1城镇化指标(UR)ChristopherWilson(1986)［18］在其主编的《人口学辞典》中指出人口学通常所说的城镇化是指人口的城镇化，即居住在城镇的人口比重不断上升的现象，按照此观点，我们选取我国城镇常住人口占总人口的比重作为衡量城镇化水平的指标，这也与众多学者的方法一致。3.1.2产业结构指标(IS)本文借鉴徐德云(2008)［19］的产业结构升级测度指标，用以下公式来测度产业结构的优化升级:IS=∑3i=1Ii×i=I1×1+I2×2+I3×3，其中，Ii为第i产业的产值与总产值的比值。从测度公式可以看出IS的取值范围为1～3，如果该指标等于或越接近于1，则意味着一国产业结构高度就越低，反之，如果该指标越接近于3，则表示该国产业结构高度就越高。3.1.3消费结构指标(CS)按照我国的统计方法，城镇居民的消费支出主要用于食品、衣着、居住、家庭设备及用品、交通通信、文教娱乐、医疗保健、杂项商品和服务等8个方面，各项支出之间的比例关系就是消费结构。在这8个方面的支出中，食品支出是最基本的，其在总消费支出中所占的比重我们称之为恩格尔指数。在实证研究中，国内学者一般选取恩格尔系数作为居民消费结构的代表变量。恩格尔系数的大小与居民消费结构层次成负向关系，即系数越高，消费结构层次越低。考虑到消费结构与城镇化、产业结构之间存在着相互促进的关系，为了反应这种关系以及消费结构层次的升级，我们采用居民非食品支出占总消费支出的比重作为居民消费结构的评价指标，这里未剔除物价因素不影响分析目的。本文所选变量数据均来自历年《中国统计年鉴》，缺省的数据来自《新中国60年统计资料汇编》，数据时间跨度为1980～2012年。为了减少异方差和偏误，我们在实证分析之前，对所有变量均进行了自然对数处理，对数处理后的各变量名分别为LUR、LIS、LCS。
3.2模型的设定
为了研究我国城镇化、产业结构和消费结构三者构成的多变量系统内各变量之间相互影响的综合动态关系，建立由这3个内生变量组成的并且不考虑外生变量的VAR模型，具体形式为:Yt=C+∑pi=1AiYt－i+εt。其中Yt=(LURt，LISt，LCSt)T，C为常数序列向量，p为VAR模型中内生变量的滞后期，εt为白噪声序列向量。
3.3单位根检验
VAR模型中的变量通常是非平稳的时间序列，因此必须检验时间序列变量是否具有单位根，以此判定序列是否平稳，这直接关系到后续研究结论的准确性。时间序列变量LUR、LIS和LCS的单位根检验结果如表1所示。
3.4协整检验
在确定了变量序列LUR、LIS和LCS的同阶单整性后，为了进一步分析城镇化、消费结构与产业结构三者之间是否存在着长期均衡关系，还需通过协整检验以判断三者之间是否存在着协整关系。本文采用基于VAR模型的Johansen协整检验法。在运用Johansen协整检验法进行协整分析前，应首先构建LUR、LIS和LCS的VAR模型。但同时又因为协整检验对滞后阶数比较敏感，所以我们根据非约束的VAR模型的LR、FPE、AIC、SC和HQ等5个评价准则确定最佳滞后阶数，判断原则是当超过50%的准则选择某个滞后阶数的话，那么就认为该滞后阶数为VAR模型的最优滞后阶数。表2为VAR模型滞后期检验结果，5个评价准则中有4个均显示应选择滞后2期。由此，本文建立VAR(2)模型。从VAR(2)模型整体检验结果来看，其中LUR、LIS和LCS3个方程的修正可决系数分别为0.999、0.987和0.979，说明3个回归方程的拟合优度很高，解释能力很强。F统计量结果表示回归方程总体显著。此外，VAR(2)模型的单位根模的倒数均小于1，表明建立的模型稳定，由此得出的脉冲响应函数和方差分解是稳健和可靠的。下面对其进行Johansen协整检验，Johansen协整检验主要包括迹检验和最大特征根检验。本文采用观测序列有线性确定性趋势并且协整方程(CE)仅有截距，变量间协整关系检验如表3所示。从Johansen协整检验结果来看，在0.05的显著性水平下，LUR、LIS和LCS3个变量之间存在一个协整关系，也就是在95%的置信度下，有理由相信我国城镇化、产业结构和消费结构三者之间存在长期稳定的均衡关系。
3.5Granger因果关系检验
协整检验表明，LUR、LCS和LIS3个变量之间存在着长期稳定的均衡关系，但是这种均衡关系是否表明这些变量之间存在因果关系仍需进一步验证。下面我们采用Granger因果关系检验法来对其进行检验，结果如表4所示。从表4的检验结果来看，(1)城镇化是产业结构优化升级的Granger原因，同时消费结构的升级亦是产业结构优化升级的Granger原因，此外二者的联合检验也表明城镇化和消费结构升级同时是促进产业结构优化升级的Granger原因，即我国的城镇化发展和居民消费结构的升级对产业结构的优化升级具有显著的正向促进作用，这与前文理论分析的结论是一致。(2)城镇化与产业结构的优化升级分别是消费结构升级的Granger原因，同时二者的联合检验也表明城镇化和产业结构的优化升级同时是消费结构升级的Granger原因，即我国的城镇化发展和产业结构的优化升级显著地促进了居民消费结构的升级，亦与前文理论分析的结论一致。(3)消费结构升级与产业结构优化升级不单只是个体，而且包括整体都并非城镇化的Granger原因，说明消费结构升级与产业结构优化升级并没有显著地推动城镇化的发展。城镇居民消费结构升级并没有显著地推动城镇化的发展，原因可能在于:在长期的二元经济结构和户籍制度等体制影响下，城乡居民收入、社保等福利待遇一直保持较大差距，尤其我国城镇化长期依赖于房地产，高房价的受益者———城镇居民实际收入增加，消费结构随之升级，拉动城市物价水平的上升。这样，房价高企、生活成本提高、就业困难等“城市病”日益严重，促使进城务工者弃城返乡，甚至在一些地区出现城镇居民向郊区迁移的“逆城市化”现象。而产业结构优化升级并没有显著地推动城镇化发展，究其原因，可能在于以下两点:(1)我国尚处于工业化中期阶段，第二产业产值比重在三次产业中居于首位，然而第二产业就业比例长期低于第一、第三产业，并且第二产业对劳动力的吸收能力长期低于产值比重仍然较低的第三产业。显然，这使得我国当前的产业结构优化升级难以有效带动农村剩余劳动力向城镇转移。(2)我国产业结构的优化升级路径一直以来更多地依赖于资本和技术投入，而非劳动力，从而难以充分吸收利用农村剩余劳动力为产业结构的优化升级服务，也就难以推动城镇化的发展。
3.6脉冲响应分析和方差分解
3.6.1脉冲响应分析在应用VAR模型时，一般不需对参数估计值进行经济解释，重点是对模型的动态特征进行分析，这一般需借助脉冲响应函数来分析每个内生变量的变动或冲击对它自己及其他所有内生变量产生的动态影响。在前面Granger因果关系分析基础上，可知城镇化和产业结构优化升级是消费结构升级的原因，城镇化和消费结构升级是产业结构优化升级的原因。为考虑城镇化和产业结构优化升级对消费结构升级的影响以及城镇化和消费结构升级对产业结构优化升级的影响，根据前面建立的VAR(2)模型，可以利用脉冲响应函数来分析这两方面冲击的动态响应路径，具体见图1，其中横轴表示冲击作用的滞后期数，纵轴表示响应程度。LCS对来自LUR一个标准差新息的冲击，在第1期的响应为0，从第2期开始迅速上升到高位，然后表现出较稳定的正响应，到第4期达到最大值，之后迅速下降，到第9期达到正响应的最小值，然后缓慢上升最终趋于稳定。整体上看城镇居民消费结构升级对城镇化的冲击处于正响应状态，说明城镇化对城镇居民消费结构升级具有较强的正向推动作用。这是因为城镇化一方面有利于提高城镇居民的收入水平;另一方面能改变居民的消费观念和消费行为而扩大消费需求，带来城镇居民消费结构的升级。LCS对来自LIS一个标准差新息的冲击，一开始就表现出较强的正响应，然后正响应在第2期达到最大，之后呈现逐渐下降的趋势，到第8期开始转变为负响应，经过短暂下降后逐渐上升，并于第14期开始又转为正响应，之后表现出持续较小正响应的趋势。总体来看，在长期内产业结构优化升级对消费结构升级具有一定的正向促进作用，但影响有限。然而从中期来看，产业结构优化升级对消费结构升级存在着负向冲击。原因可能是因为我国产业结构优化升级主要体现为资本投入，投资的增加必然会限制居民消费的扩大和消费结构的升级，随着产业结构优化升级“红利”的逐渐显现，城镇居民收入不断提高，其消费需求层次也将提高，必然导致消费结构向较高层次转变。LIS对来自LUR一个标准差新息的冲击，在最初的响应为0，从第2期开始迅速增加，第3期达到最大值，之后逐渐下降，到第7、8期达到最小的正响应值，然后缓慢上升最终在较高位表现出稳定的正响应趋势。整体上看产业结构优化升级对城镇化的冲击体现出的较大正响应状态。该冲击效应表明:我国城镇化建设在短期内能迅速促进产业结构的优化升级，但“摊大饼”式的城镇化，势必在中期内与产业结构优化升级的需要产生冲突和摩擦。通过改革城镇化发展规划和管理体制，进一步增加和完善相关基础设施和公共品的供给，最终可以发挥城镇化对产业结构优化升级的积极效应。LIS对来自LCS一个标准差新息的冲击，一开始就表现出较强的正响应，第2期达到最大，之后逐渐下降，从第5期开始转变为负响应，负响应持续较短时期后于第9期开始又转为正响应，并且不断上升，最终在波动中趋于稳定。总体来看，在长期内消费结构升级对产业结构优化升级具有较强的正向促进作用，但从中期来看，消费结构升级对产业结构优化升级存在着负向冲击。原因可能是我国市场机制的调节作用尚未充分发挥，当产业结构与居民消费结构不相适应时，企业难以把握市场消费需求和消费结构的变化，从而及时调整自身的产品供给结构和投资方向，使消费结构升级对产业结构优化升级的导向作用无法充分发挥，但经过一段时期的供求调整，消费结构升级对产业结构优化升级的拉动作用会逐步实现。3.6.2方差分解Granger因果关系检验只能说明多个内生变量之间是否存在因果关系，不能确定因果关系强度的大小，而方差分解通过分析每一个结构冲击对内生变量变化(通常用方差来度量)的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性，因此方差分解可以给出对VAR模型中的变量产生影响的每个新息的相对重要性的信息。在进行方差分解时将滞后期数设定为10期。首先来看消费结构升级的方差分解。在LCS的变动中，58.67%以上的波动可以由其自身波动解释，0%～4.98%的波动可以由产业结构优化升级的波动解释，0%～37.57%的波动可以由城镇化的波动解释。从整体来看，消费结构升级对自身的冲击很大，但它是逐渐减弱的，而城镇化对消费结构升级的冲击不断增强，并且要大于产业结构优化升级对其的冲击。方差分解的结果说明，居民消费结构升级对其自身的依赖性正逐步减弱，城镇化对居民消费结构升级的影响正逐步增加，但也不能忽视产业结构优化升级对消费结构升级的影响。再来看产业结构优化升级的方差分解。在LIS的变动中，45.86%～67.54%的波动可以由其自身波动解释，29.94%～39.80%的波动可以由消费结构升级的波动解释，2.52%～21.89%的波动可以由城镇化的波动解释。这说明产业结构优化升级主要是来自其自身惯性冲击和消费结构升级冲击的影响，但我们也要注意到虽然来自城镇化冲击的影响相对较少，但其影响是不断增强的，这一点应值得我们高度重视。
4结论
