居民消費結構論文范文
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第1篇
論文關鍵詞：體育消費，體育市場，消費結構
開展對體育消費結構的研究，可以了解體育消費在我國城市居民生活中的地位，為體育消費市場生產(chǎn)和流通提供寶貴信息，正確引導居民體育消費，拓寬體育消費領域，促進我國經(jīng)濟和體育事業(yè)發(fā)展。
l研究對象和方法
對全國30個省市自治區(qū)25至50歲的城市有職業(yè)居民進行調(diào)查研究。采用PPS抽樣方法和簡單的隨即抽樣方法發(fā)放問卷，抽取北京、上海、福建(福州)、四川(成都)、吉林(吉林)、廣東(廣州)、甘肅(蘭州)、內(nèi)蒙(包頭)9個城市。調(diào)查樣本量為1170人，回收問卷1085份，回收率92．73％，有效問卷759份，有效率70．41％。經(jīng)專家鑒定，信度和效度較高，符合本課題研究的要求。
2研究結果與分析
2．1關于分析體育消費結構的理論基礎
西方行為心理學家馬斯洛(A．H．Maskow)強調(diào)，人們對不同層次的需要強度是不同的，而且是有序的，即人們首先要求滿足較低層次的需要，在較低層次的需要得到滿足后，較高層次的需要才得以強化。馬斯洛的需要層次理論對于體育消費結構分析，其啟發(fā)意義在于隨著人類需要層次的上升，人類消費結構有層次的變化，體育消費結構同樣也有層次的變化，表現(xiàn)為體育勞務消費比重上升，體育實物消費比重下降的趨勢，消費形式也將進一步多樣化。作為基本勞務產(chǎn)品形式之一的體育勞務，將隨著我國居民消費內(nèi)容的更新和消費結構的變化，成為人們?nèi)粘趧障M之一。
2．2城市居民體育消費結構現(xiàn)狀
體育消費的結構是指個人或家庭在生活過程中，不同類型體育消費的比例。為了便于調(diào)查研究，最大限度的保證獲得數(shù)據(jù)的準確性，本文將體育消費的結構分成三大類進行調(diào)查：體育健身娛樂、體育比賽表演、體育實物產(chǎn)品(運動服裝、鞋帽、體育器材)，結果見表l。
從表1可以看出，各城市居民體育實物消費、體育健身娛樂消費、體育表演消費的情況。總體上，體育勞務消費水平211．74元(體育健身娛樂、體育比賽表演)高于體育實物消費水平204．45元，符合馬斯洛的需要層次理論，也與我國城市經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀相符合。但是，我們也能看到我國城市居民體育消費的結構存在一些的特殊現(xiàn)象。
上海城市居民體育健身娛樂消費年人均高達407．14元，體育比賽表演消費132．14元，是城市體育比賽表演消費總平均數(shù)的2．70倍。為了進一步剖析這種現(xiàn)象，我們對本次調(diào)查中一些相關數(shù)據(jù)進行了分析、比較發(fā)現(xiàn)，上海市城市居民家庭收入水平均高于其它城市，上海市經(jīng)常參加體育活動人口數(shù)量與體育消費人口數(shù)量差異很大，而且，體育消費人口中的體育人口數(shù)量低，非體育人口數(shù)量高。根據(jù)這個結果推斷，上海市城市居民體育娛樂消費水平高。在本次調(diào)查中這種現(xiàn)象也得到了證實，上海城市居民經(jīng)常參加體育的人口在9個城市中排在第6位。
吉林城市居民體育健身娛樂消費相對自己城市經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀而言，120元也是一個很高的水平。在調(diào)查中了解到吉林城市居民家庭月均收入在9個城市中排在末位，但是體育健身娛樂消費相對比較卻很高，如果將體育健身娛樂消費與體育比賽表演消費相加，認為是體育勞務消費，那么吉林城市居民體育勞務消費占體育實物消費122．21％，占家庭體育消費44．92％。出現(xiàn)這種結果不符合馬斯洛的需要層次理論。
廣州和北京城市居民體育健身娛樂消費相對自己城市經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀而言，卻是一個低水平。如果按照上面的計算方法，根據(jù)馬斯洛的需要層次理論，這兩個城市體育勞務消費水平都應該高于或等于體育實物消費水平，但是調(diào)查結果與推斷恰恰相反。這又是一個違背馬斯洛的需要層次理論的特殊現(xiàn)象，雖然北京和廣州兩個城市經(jīng)濟發(fā)展水平、城市居民生活水平高，但是體育消費的結構與人們推斷的結果不同。
通過以上分析發(fā)現(xiàn)，我國城市居民體育消費的結構，并非完全符合馬斯洛的需要層次理論，說明城市居民體育消費的結構不僅僅受城市經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，同時也受城市居民社會生活環(huán)境、城市自然環(huán)境等因素的影響。而且，在城市經(jīng)濟發(fā)展水平、城市居民生活水平達到一定程度時，這些因素對體育消費的結構會起到重要的作用。
2．3體育消費結構的發(fā)展趨勢
2．3．1城鎮(zhèn)居民歷年消費的結構情況
從表2可以看出，城鎮(zhèn)居民食品支出比重逐年下降。這種下降趨勢反映出，隨著家庭收入增加，家庭收入或家庭支出中用來維持基本生存條件——購買食品的支出下降，購買其它物品的可支配收入得到相應增加。還可以看出，城鎮(zhèn)居民娛樂、教育文化服務支出逐年增加。此外，90年代以來人們對醫(yī)療保健需求開始顯著增加。1999年，我國醫(yī)療制度再次改革，人們更加關注自身的健康問題，尤其是食品科學含量的增高，健康問題被推倒人們生活的重要日程中，人們的自我保健意識日益增強，并不斷尋求科學的保健方法，這些為提高體育消費水平帶來了有利的契機，為改變體育消費的結構帶來了強大動力
2．3．2國外家庭體育消費結構發(fā)展情況
在經(jīng)濟發(fā)達國家，體育消費已成為人們?nèi)粘ＯM的重要組成部分之一。但是，這些國家居民體育消費并非從一開始就形成目前的結構，而是有一個逐漸發(fā)展過程。從瑞典家庭體育消費情況可以得到證明，瑞典家庭體育健身的總支出，1992年比1985年增長了43．17億克朗，其中用于體育活動的開支，1992年比1985年增加了17．61億克朗，增長率184．02％；用于購買體育服裝、鞋帽的開支僅增長了15．95億克朗，增長率69、23％；用于購買體育器材的支出也僅增加了8．42億克朗，增長率62．56％。可見，近10年瑞典家庭體育勞務消費增長速度明顯快于體育實物消費。這種趨勢也被多數(shù)國家體育消費支出結構變化所證實。
2．3、3城市居民體育消費結構發(fā)展趨勢
隨著我國國民經(jīng)濟持續(xù)、快速發(fā)展，人民生活水平不斷提高，使居民消費結構更趨合理，即物質(zhì)消費支出比重下降，服務性消費支出比重不斷增加。人們在滿足基本的生存資料需求基礎上，更加注重享受資料和發(fā)展資料的追求，參加體育健身、娛樂活動成為人們追求精神享受的形式之一。隨著人們閑暇時間增多，生活方式改變，體育意識、體育健康觀念增強，對體育需求會明顯增加。據(jù)謝瓊桓等人在2010年中國社會體育的戰(zhàn)略構想研究中進行的抽樣調(diào)查，“1987年我國體育消費家庭年均體育支出49．67元，1992年54．83元，當時恩格爾系數(shù)分別為76％和69％；2010年恩格爾系數(shù)如果降到40—45％左右，則意味著有體育消費家庭的體育支出可達目前水平的5——6倍，在300元左右。”21世紀，居民體育需求迅速增加，體育消費結構也向合理化方面轉變，即在90年代體育勞務消費和體育實物消費并重的基礎上，逐步向以體育勞務消費為主，兼顧體育實物消費為輔的方向轉變。從本文調(diào)查中也可以看到，城市居民總體體育消費結構是體育勞務消費高于體育實物消費。未來體育消費結構的發(fā)展趨勢是以高收入、高文化職業(yè)人群為主導，逐步向以體育勞務消費為主，兼顧體育實物消費為輔的方向轉變。
第2篇
第二次世界大戰(zhàn)結束以后，凱恩斯主義在西方許多國家大行其道。凱恩斯主義流行的結果之一就是政府支出不斷攀升和政府規(guī)模不斷擴大。這促成了學者們對政府支出是否影響和如何影響居民消費問題的關注。20世紀70年代開始，這方面的研究成果越來越多。我國學者則是自21世紀以來才開始關注這個問題。目前國內(nèi)外學界在政府支出與居民消費的關系問題上主要形成了三派觀點：（1）擠出說。這種觀點認為，政府支出增加會對居民消費產(chǎn)生擠出效應，或者說，政府支出與居民消費之間是一種替代關系。（2）擠入說。與前一種觀點相反，這種觀點認為政府支出增加會對居民消費產(chǎn)生擠入效應，或者說，政府支出與居民消費之間是一種互補關系。（3）不相關或不確定說。這種觀點認為，政府支出變化與居民消費變化之間沒有相關性或具有不確定性。所謂不確定性是指，在某些條件下，居民消費與政府支出是互補的；但是在另一些條件下，居民消費與政府支出則是替代的。
1．國外學者的研究。貝利（M．J．Bailey）在其《國民收入與價格水平》一書中最先研究了政府支出與私人消費的關系，他通過對三部門國民收入決定模型的經(jīng)驗檢驗證明二者之間存在一種替代關系，即政府支出會部分擠出居民消費支出。［1］巴羅（R．J．Barro，1981）認為，政府支出增加將通過財富效應和替代效應兩條渠道擠出私人消費，并且，暫時性的政府支出比持久性的政府支出產(chǎn)生更大的對私人消費的擠出效應。［2］科孟迪（R．C．Kormendi，1983）根據(jù)美國的經(jīng)驗數(shù)據(jù)估計出政府支出替代私人消費的系數(shù)約為0．2。［3］阿喬（AlanAschauer，1985）以霍爾（Ro－Hall，1978）的最優(yōu)化消費模型和由此推導出的歐拉方程為基礎，構造了一個帶有輔助方程的消費方程，并用美國的經(jīng)驗數(shù)據(jù)估計出政府支出對私人消費替代程度的區(qū)間為［0．23，0．42］。［4］埃姆德（S．Ahmed，1986）用跨期替代模型證明英國的政府支出擠出了居民消費。［5］阿瑪諾和威簡托（R．Amano＆T．Wirjanto，1997）估計了政府支出與居民消費的跨期替代彈性和期內(nèi)替代彈性，發(fā)現(xiàn)美國政府支出與居民消費存在替代關系，且期內(nèi)替代彈性為0．9。［6］霍（T．W．Ho，2001）通過對24個OECD國家1981—1997年的面板數(shù)據(jù)計量分析發(fā)現(xiàn)，政府支出與私人消費呈現(xiàn)顯著的替代關系，替代系數(shù)為0．5387。［7］埃斯惕威和桑切斯－勞皮斯（V．Esteve＆J．Sanchis－Llopis，2005）根據(jù)持久收入假說和1960—2003年的西班牙統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，西班牙的政府消費性支出與居民消費之間存在Edgeworth－Pareto意義上的替代關系。［8］但是另一些研究者發(fā)現(xiàn)，政府支出與私人消費之間是一種互補關系，政府支出增加不是擠出而是擠入私人消費。卡拉斯（G．Karras，1994）將政府支出函數(shù)直接引入了消費者的目標效用函數(shù)，應用30個國家1950—1987年的數(shù)據(jù)對消費的歐拉方程進行了計量分析，結果顯示從總體上來說私人消費與政府支出是一種互補關系，即政府支出可以擠入私人消費，并且這種互補關系與政府規(guī)模呈反比關系。［9］奈伊和霍（C．C．Nieh＆T．W．Ho，2006）運用面板協(xié)整方法和1981—2000年的數(shù)據(jù)估計了23個OECD國家和地區(qū)私人消費與政府支出的期內(nèi)替代彈性和跨期替代彈性，其結論是，從總體上看，私人消費和政府支出是互補的。布朗和韋爾斯（A．Brown＆G．Wells，2008）將面板協(xié)整方法運用于分析澳大利亞6個州的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，其結論是澳大利亞的私人消費與政府支出呈現(xiàn)互補關系。［11］一個有趣的現(xiàn)象是，使用標準的隨機動態(tài)一般均衡模型（DSGE）的研究者往往得出政府支出①沖擊會擠出私人消費的判斷，而一些使用向量自回歸（VAR）技術的經(jīng)驗研究得出的結論卻是，政府支出沖擊通常會擠入私人消費。但是，有些學者又認為，政府支出擠入私人消費的結論可能是由于VAR技術本身的原因引起的。還有一些學者發(fā)現(xiàn)，政府支出與居民消費之間的關系是不確定的或不相關的。阿瑪諾和威簡托（R．Amano＆T．Wirjanto，1994）沿著霍爾（Rob－ertE．Hall）模型最優(yōu)化的思路分析了1953—1993年加拿大政府支出對私人消費的影響，但在對歐拉方程進行計量分析時考慮了時間序列數(shù)據(jù)的協(xié)整和非協(xié)整兩種情況，結果發(fā)現(xiàn)，在協(xié)整的假設下私人消費與政府支出是互補的，但是在非協(xié)整的假設下私人消費與政府支出則是替代的。［12］阿瑪諾和威簡托（R．Amano＆T．Wirjanto，1998）依據(jù)持久收入假說構建了一個嵌入了替代彈性不變函數(shù)的跨期替代彈性的效用函數(shù)，其結論是：當跨期替代彈性（對于跨期替代彈性的效用函數(shù)來說）大于、小于、等于期內(nèi)替代彈性（對于替代彈性不變的效用函數(shù)來說）時，私人消費與政府支出呈現(xiàn)Edge－worth－Pareto意義上的互補、替代、不相關的關系。他們還進一步使用1953—1994年美國的季度數(shù)據(jù)估計出這兩個替代彈性系數(shù)都約等于1．56，這意味著美國的私人消費和政府支出在Edgeworth－Pareto意義上是不相關的。［13］克旺（Y．K．Kwan，2006）將協(xié)整方法用來分析東亞9個國家和地區(qū)的面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，在印度尼西亞和新加坡，私人消費和政府支出之間存在互補關系，而其他7個國家或地區(qū)的私人消費和政府支出之間存在著替代關系，不過替代程度大小不同。
2．國內(nèi)學者的研究。我國學者對政府支出與居民消費的關系的研究始于1998年我國第一次大規(guī)模實施積極的財政政策、擴大內(nèi)需以后。國內(nèi)學者在這個問題上的結論也是莫衷一是。財政部辦公廳課題組（2001）認為，關于私人消費和政府支出，有人認為它們具有某種替代關系，這需要具體分析。從財政支出結構看，某些種類的政府支出例如招待費，的確是私人支出的替代品；但其他一些支出諸如交通設施支出，則是私人消費的互補品；其他許多公共支出可能既是私人消費的替代品又是互補品。［15］胡東書（2002）使用2000年以前中國的時間序列數(shù)據(jù)所做的回歸分析表明，政府支出變動與居民消費之間呈正相關關系，二者之間從整體上看是互補關系而不是替代關系，政府支出增加對居民消費的作用是擠入的而不是擠出的。［16］謝建國和陳漓高（2002）通過建立一個居民消費的跨期替代模型，分析了中國的政府支出與居民消費之間的關系，認為在短期內(nèi)，中國政府可能通過增加政府支出的方式增加總需求，但在長期均衡時政府支出完全擠占了消費支出。［17］黃頤琳（2005）通過構建實際的經(jīng)濟周期（RBC）模型，利用隨機動態(tài)一般均衡（DSGE）方法對中國經(jīng)濟進行實證檢驗。結果表明，改革開放后政府支出對居民消費產(chǎn)生了一定的擠出效應。［18］李廣眾（2005）在消費者最優(yōu)選擇歐拉方程基礎上推導出用以分析政府支出與居民消費之間關系的模型，然后對全國、城鎮(zhèn)和農(nóng)村的樣本進行估計，結論是：改革開放以來，中國政府支出與居民消費之間表現(xiàn)為互補關系。［19］張治覺和吳定玉（2007）利用可變參數(shù)模型對我國1978—2004年的數(shù)據(jù)進行了動態(tài)分析，結果表明，從總體上分析，在大多數(shù)年份政府支出對居民消費產(chǎn)生引致效應；從結構上分析，政府投資性支出對農(nóng)村居民消費和城鎮(zhèn)居民消費產(chǎn)生了擠出效應；從1998年開始，政府消費性支出對農(nóng)村居民消費和城鎮(zhèn)居民消費產(chǎn)生了引致效應；政府轉移性支出在大多數(shù)年份對農(nóng)村居民消費和城鎮(zhèn)居民消費產(chǎn)生了引致效應。申琳和馬丹（2007）對1978—2005年我國政府支出影響居民消費的兩個渠道（消費傾斜渠道和資源撤銷渠道）進行了經(jīng)驗分析，發(fā)現(xiàn)我國人均政府支出增加通過消費傾斜渠道促使人均居民消費上升，通過資源撤銷渠道使得人均居民消費下降；綜合來看，人均政府支出增加通過兩種渠道最終導致人均居民消費下降，即政府支出與居民消費存在長期替代關系。楚爾鳴和魯旭（2008）通過構建政府支出與居民消費跨期替代模型，并利用1990—2005年我國27個省、直轄市和自治區(qū)的相關數(shù)據(jù)進行面板協(xié)整檢驗和完全修正普通最小二乘估計，發(fā)現(xiàn)中國地方政府支出與居民消費呈現(xiàn)較弱的互補關系。楊子暉等人（2009）通過面板協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)，中國政府消費支出與私人消費成互補關系。陳創(chuàng)練（2010）所做的面板數(shù)據(jù)實證分析的結果表明，我國政府消費與居民消費呈互補關系。但是，他又指出，政府消費與居民消費的互補程度可能受政府支出規(guī)模的影響。比如，隨著政府支出規(guī)模的擴大，政府將減少與居民消費呈互補關系的公共物品（如國防支出）的提供，而增加與居民消費呈替代關系的公共服務（如科學教育衛(wèi)生事業(yè)支出和學校午餐等）的供給。［24］胡蓉等人（2011）利用我國城鄉(xiāng)居民1978—2009年的人均消費、政府支出和可支配收入等數(shù)據(jù)，通過建立協(xié)整方程和誤差修正模型對政府支出如何影響居民消費進行了實證研究。結果發(fā)現(xiàn)，政府支出在短期內(nèi)對居民消費具有擠入效應，而在長期則具有擠出效應。由上我們看到，我國學者主要是從總量上研究政府支出對（城鄉(xiāng)）居民消費需求的影響，或把政府支出劃分為消費性支出和投資性支出，再分別研究這兩類支出對居民消費的影響。只有石柱鮮等人（2005）等少數(shù)幾篇文章嘗試從我國的財政支出結構或財政支出分類上分別考察這些政府支出對城鄉(xiāng)居民消費的影響。在這個專題研究上，研究者大多把居民消費函數(shù)看做是線性的，把函數(shù)關系看做是已知的或確定的。不少研究者得出的結論與直覺或事實明顯相悖，例如，有的文章認為，政府消費性支出增加會促進居民消費；還有的文章認為，政府支出與居民消費正相關；也有的文章認為，政府支出增加對居民消費沒有影響；還有一些研究者把政府（財政）支出等同于政府消費。已有的研究成果提示我們，對中國財政支出與居民消費需求的關系有進一步深入研究的必要，可行的研究路徑可能是要改變模型方法選擇。
二、中國政府支出結構對居民消費影響的初步分析
筆者認為，從總量上研究中國政府支出對居民消費的影響可能過于綜合，過于籠統(tǒng)，無法反映政府支出對居民消費的真實效應。因為我國政府支出既包括政府消費支出，也包括政府投資支出，還包括轉移支出和民生支出，這些不同性質(zhì)的支出對居民消費的影響應該是不同的，并且某些支出可能對城鄉(xiāng)居民的消費需求影響也是不同的。因此，本文試圖從政府支出的不同分類上來考察它們分別對城鄉(xiāng)居民消費產(chǎn)生了什么樣的影響。2007年我國國家統(tǒng)計局對財政支出項目分類進行了重大調(diào)整，由原來的5類27個項目調(diào)整為22個項目，不再按功能性質(zhì)分類。1978年到2006年，我國政府財政支出按其功能性質(zhì)劃分為5大類：經(jīng)濟建設費支出、社會文教費支出、國防費支出、行政管理費支出和其他支出。圖2顯示的是1978—2006年我國政府的5大類支出分別在政府財政支出總額中所占比例的變化。可以看出，從1978年到2006年，經(jīng)濟建設費支出占比呈現(xiàn)明顯的下降趨勢；社會文教費支出占比呈現(xiàn)先上升后平穩(wěn)的趨勢；國防費占比自20世紀80年代中期以后呈現(xiàn)緩慢下降的趨勢；行政管理費支出占比和其他支出占比都呈現(xiàn)明顯的上升趨勢。政府支出結構的變化從一個側面映射了改革開放以來我國經(jīng)濟體制和經(jīng)濟結構的變化：隨著我國經(jīng)濟體制由高度集中的計劃經(jīng)濟體制向社會主義市場經(jīng)濟體制轉型，政府和市場在資源配置中的作用呈現(xiàn)出此消彼長的變化趨勢，經(jīng)濟建設的任務越來越多地由企業(yè)和個人承擔，國家對經(jīng)濟建設的直接干預不斷減少，這就導致了經(jīng)濟建設費支出占比大幅度下降。隨著科教興國戰(zhàn)略的實施和社會保障制度建設，社會文教費支出占比不斷提高。行政管理費支出占比上升較快反映了我國政府規(guī)模擴張較快，公部門控制和消費的資源過多。這5大類財政支出對城鄉(xiāng)居民消費的影響應當是不同的。經(jīng)濟建設費支出。這類支出是國家用于生產(chǎn)性投資和基礎設施建設方面的財政支出，它們主要形成物資資本和公共物品，如鐵路、公路、機場、水利、電力、環(huán)境保護等。這類支出在短期可能會排擠居民消費，但是在長期可能會促進居民消費。經(jīng)濟建設費支出的資金主要來源于國家對企業(yè)和個人征收的稅收，并且這類支出代表政府配置資源的規(guī)模，因此它在短期內(nèi)可能會排擠居民消費。
在長期，這類支出可能會促進居民消費。例如，交通便捷會促進居民出行和旅游消費，電力供給有了保障會促進居民購買和消費家用電器。從市場經(jīng)濟中政府與市場的關系來看，政府通過經(jīng)濟建設費支出來配置資源的規(guī)模必須適度，不宜過大，否則會擠占市場和居民消費。社會文教事業(yè)費支出。這是國家用于科學研究、文化、教育、衛(wèi)生、出版、廣電、撫恤和社會福利救濟等方面的事業(yè)費支出。這類支出主要是形成人力資本和民生工程，它有助于提高社會及其成員的科學文化素養(yǎng)和受教育水平，有助于提高社會福利水平。這類支出應當會促進居民消費。顯而易見，政府投資九年制義務教育，提供教育、文化、體育、醫(yī)療衛(wèi)生設施，必然會促進居民在教育、文化、體育和醫(yī)療衛(wèi)生等方面的消費。國防費。這是國家用于國防建設的各種經(jīng)費支出。國防是一個國家最大和最重要的公共物品，是防止企業(yè)和個人遭受外來侵略和掠奪的保障。因此，國防費支出雖然可能會擠占居民收入和消費，但是一個強大和穩(wěn)固的國防會大大降低國民生存、發(fā)展、生產(chǎn)、消費的風險和不確定性。行政管理費。這是一種社會消費性支出，主要用于國家各級權力機關、行政管理機關和外事機構行使其職能所需要的開支，包括人員經(jīng)費支出和公用性經(jīng)費支出。在我國行政管理費支出中，直接用于行政人員開支的費用約占50％上下。近幾年受詬病較多的“三公”經(jīng)費就是行政管理費中的一大部分。在行政管理費支出中，一部分是政府為企業(yè)和居民提供公共服務的，這是經(jīng)濟和社會發(fā)展所必需的。但是在我國的行政管理費支出中，相當一部分是政府行政人員的純粹性消費，這部分支出與公共服務供給的數(shù)量和質(zhì)量沒有什么相關性。一個公務員使用公款消費得越多越好，不意味著他提供的公共服務水平和質(zhì)量就越高，反而有可能會降低公共服務水平和質(zhì)量。其他支出。這包括政府財政年初預留的預備費，其他政府性基金支出，地震捐贈支出，彩票發(fā)行銷售機構業(yè)務費安排的支出，等等。這類支出很可能對居民消費的影響是中性的或影響不大。
三、基于可加模型的經(jīng)驗研究
筆者在文獻綜述部分提到過，在政府支出與居民消費的關系問題上，我國一些研究者得出的結論與直覺或事實明顯不符，其中的一個重要原因是這些研究者把居民消費函數(shù)看做是線性的，把函數(shù)關系看做是已知的或確定的。本文嘗試改變這種經(jīng)驗研究方法，使用可加模型來進行研究。1．可加模型簡介。可加模型（additivemodels）是非參數(shù)統(tǒng)計分析中很重要的模型之一，它是線性模型的推廣。與線性模型相比，可加模型具有以下特點：（1）假設自變量和因變量之間的函數(shù)關系未知；函數(shù)關系根據(jù)數(shù)據(jù)本身而得到。相比線性模型這更符合變量之間的實際關系要求。（2）對于因變量的分布沒有限制，估計的結果具有穩(wěn)健性。與線性模型要求因變量服從某個分布相比，可加模型更為合理。因為因變量是否服從某種分布實際上很難驗證。雖然計量經(jīng)濟學給我們提供了很多檢驗服從分布的方法，但是嚴格來說，它們往往是檢驗其不服從某種分布，很難檢驗出服從某種分布。因為它們的原假設是服從某種分布。不拒絕原假設不等于接受原假設，這是兩個概念。分析政府支出結構對城鄉(xiāng)居民消費需求的影響，可加模型具有先天優(yōu)勢。政府支出結構對居民消費的影響不是一個靜態(tài)過程，應該是一個動態(tài)過程；也可以說隨著政府支出的變化，它們對居民消費的邊際效應也是變化的，而不是一成不變的。另外，計量經(jīng)濟學分析中通常假定模型中變量之間的關系是線性關系，但是這些線性關系是在很強的假設下得到的，而實際經(jīng)濟活動中的變量之間關系呈線性關系的極少，絕大多數(shù)都是非線性的。因為影響變量的因素很多，在實際研究中，由于研究者受到主觀和客觀原因的制約，或為了研究的簡化和方便，不可能考慮到所有這些因素，所以很強的假設易于構建模型和得出結論，但是很難符合實際和刻畫變量之間的實際關系。2．可加模型應用。（1）數(shù)據(jù)來源與選取。
由于國家統(tǒng)計局在2007年對政府財政支出統(tǒng)計口徑進行了重大調(diào)整，使得2007年前后的數(shù)據(jù)不可比，所以本文選取的是1978—2006年的政府支出數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)均來自1979—2007年《中國統(tǒng)計年鑒》。1978—2006年按照功能和性質(zhì)我國政府財政支出劃分為五大類：經(jīng)濟建設費支出、社會文教費支出、國防費支出、行政管理費支出和其他支出。下面我們將分析1978—2006年政府支出結構對城鄉(xiāng)居民消費的影響①。為了消除數(shù)量級的影響，將數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)變換。另外，為了方便，我們作如下記號：x1為經(jīng)濟建設費，x2為社會文教費，x3為國防費，x4為行政管理費，y1為農(nóng)村居民消費，y2為城鎮(zhèn)居民消費。（2）政府支出結構對農(nóng)村居民消費需求影響分析。根據(jù)（1．1），政府支出結構與農(nóng)村消費需求的可加模型為。從圖3可以看出：（1）政府支出中的經(jīng)濟建設費支出對農(nóng)村居民消費需求在一定范圍內(nèi)是有促進作用的，但當經(jīng)濟建設費支出超過該范圍便會出現(xiàn)阻礙作用。（2）社會文教費支出對農(nóng)村居民消費產(chǎn)生了“擠入效應”，促進了農(nóng)村居民消費的增加。下圖②顯示，隨著社會文教費支出的增加，農(nóng)村居民消費支出也在增加。（3）國防費支出和行政管理費支出對農(nóng)村居民消費產(chǎn)生了擠出效應，即這兩類支出擠占了一部分農(nóng)村居民的消費支出。下圖③和圖④顯示這兩類支出增加導致了農(nóng)村居民消費支出減少。從圖4可以看出：（1）財政支出中的經(jīng)濟建設費支出對城鎮(zhèn)居民的消費需求在一定范圍內(nèi)是有促進作用的，但當經(jīng)濟建設費支出超過該范圍便會出現(xiàn)阻礙作用。（2）社會文教費支出對城鎮(zhèn)居民消費產(chǎn)生了“擠入效應”，促進了城鎮(zhèn)居民消費的增加。下圖②顯示，隨著社會文教費支出的增加，城鎮(zhèn)居民消費支出也在增加。（3）國防費支出在一定范圍內(nèi)對城鎮(zhèn)居民消費支出具有促進作用，但超出這一范圍其影響變小。（4）行政管理費支出降低了城鎮(zhèn)居民的消費支出。下圖④顯示這類支出增加導致了城鎮(zhèn)居民消費支出的減少。（4）比較政府支出結構對農(nóng)村、城鎮(zhèn)居民消費需求的影響。綜合起來看，政府財政支出中的經(jīng)濟建設費支出、社會文教費支出和行政管理費支出對農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民消費需求的影響幾乎是一樣的。但國防費支出的影響不同。國防費支出對農(nóng)村居民的消費有一定的阻礙作用，而對城鎮(zhèn)居民在一定范圍內(nèi)有促進作用。我們認為，這個結果符合實際，許多軍用設施和軍民兩用設施位于城鎮(zhèn)，農(nóng)村則很少，這在一定程度上有利于促進城鎮(zhèn)居民消費需求的增加。當然，這個差異也可能是由于城鄉(xiāng)居民對國防保障帶來的安全性的認知程度不同，這種認知程度不同可能導致城鄉(xiāng)居民消費函數(shù)中的不確定性的大小不同。（5）模型效果評價。為了評價模型，我們引入MSE（均方誤差）、MAE（平均絕對誤差）和MAPE（平均絕對百分誤差）指標。從表1可以看出這三個誤差指標都比較小。在應用可加模型時，如果MAPE＜10，模型預測的精確度就較高，而我們現(xiàn)在得到的MAPE小于0．5，可見我們使用的可加模型的效果非常好。［32］模型的擬合結果如圖5和圖6所示。從兩個擬合圖看，模型的效果也很好。
四、結論與政策含義
第3篇
(一)數(shù)據(jù)說明中國綜合社會調(diào)查(Chinageneralsocialsurvey，縮寫為CGSS)是中國第一個全國性、綜合性、連續(xù)性的大型社會調(diào)查項目。從2003年開始每年一次，調(diào)查范圍覆蓋了全國大多數(shù)省區(qū)，對于整個中國而言具有較強的代表性，調(diào)查內(nèi)容涉及個人及家庭的豐富信息，是不可多得的開放式微觀數(shù)據(jù)資料。本文采用的是CGSS第一期的數(shù)據(jù)資料，包含了2003、2005、2006和2008年的調(diào)查數(shù)據(jù)。在使用前對數(shù)據(jù)進行了以下篩選處理:(1)只保留四次調(diào)查都覆蓋的省份，共有27個省份(不含青海省、海南省、寧夏回族自治區(qū)、自治區(qū)、港澳臺);(2)只針對城鎮(zhèn)家庭居民的數(shù)據(jù)資料進行研究;(3)將被訪問者的年齡限定在18—70歲之間。由于研究的主要變量是家庭的基本生活費支出，為了控制家庭規(guī)模的影響，必須把家庭支出換算成家庭人均值，考慮到所使用的數(shù)據(jù)情況，本文采用OECD平方根規(guī)模指數(shù)進行換算:將家庭基本生活費支出除以家庭人口規(guī)模的平方根即可得到家庭人均基本生活費支出，本文接下來的分析均以此指標來代替家庭消費支出。中國各地區(qū)間價格水平存在差異，同一消費水平在不同地區(qū)的實際購買力是不同的，如果不考慮價格的影響，則不能真實反映消費差距，因此，采用各地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)對所有的消費指標進行了以2006年為基期的調(diào)整。經(jīng)過數(shù)據(jù)的篩選和處理，包括去掉消費數(shù)據(jù)中1%最高和最低的異常值后，最終的樣本只保留了家庭收入和消費為正，并且被訪問者年齡以及其他關鍵變量均不缺失的15248個樣本。
(二)數(shù)據(jù)的基本統(tǒng)計描述表1報告了被調(diào)查的家庭的基本人口特征。從表1中可以發(fā)現(xiàn)，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(zhèn)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(zhèn)居民的家庭規(guī)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(zhèn)居民生育意愿降低的現(xiàn)象，符合中國生育率降低的現(xiàn)實。表2提供了各調(diào)查年份中國城鎮(zhèn)居民家庭消費支出及消費差距的變動情況，從中可以發(fā)現(xiàn)，中國城鎮(zhèn)家庭人均消費支出呈明顯的遞增趨勢，反映出中國城鎮(zhèn)居民分享到了經(jīng)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(shù)標準差、變異系數(shù)、基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)等②＊＊。各個衡量差距的指標變化規(guī)律是基本一致的，總體表現(xiàn)出上升的態(tài)勢(除了2006年有小幅下降)，這說明中國城鎮(zhèn)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(shù)據(jù)中，我們可以粗略地推斷:2003年到2008年間，中國城鎮(zhèn)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(fā)現(xiàn)，消費支出近似呈現(xiàn)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(nèi)，18—26歲的城鎮(zhèn)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(shù)年輕人都脫離了父母獨自生活，在職業(yè)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(zhèn)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(zhèn)居民消費支出的分解
(一)組群分析方法在微觀調(diào)查中，對某一特定個體的終生進行固定追蹤是很難實現(xiàn)的，所以往往采用樣本輪換的做法，每一輪的調(diào)查樣本都會產(chǎn)生變動，這樣導致了無法獲得真正的面板數(shù)據(jù)。但是，如果按照某種屬性(如年齡、民族、職業(yè)等)將各期的調(diào)查樣本分成不同的組群(Cohort)，在各個樣本期內(nèi)，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(shù)據(jù)，這種分析方法就叫組群分析方法(周紹杰，2009)，根據(jù)組群來構造的面板數(shù)據(jù)稱為偽面板數(shù)據(jù)(PseudoPanleData)。偽面板數(shù)據(jù)允許各個調(diào)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(yè)相同的人)的統(tǒng)計特征，通過組群的各種統(tǒng)計量(均值、方差等)的發(fā)展變化，來揭示總體某一變量的分布特征。盡管偽面板數(shù)據(jù)不是真正的面板數(shù)據(jù)，但偽面板數(shù)據(jù)使用的是組群的統(tǒng)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(diào)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(shù)據(jù)可以提供某一組群在某一年齡階段的經(jīng)濟行為，但在實證分析中必須對組群間的系統(tǒng)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。控制組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(huán)境的差異等導致的代際的系統(tǒng)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(jù)式(4)轉換。
(二)組群構造與消費支出的分解構造偽面板數(shù)據(jù)要根據(jù)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(shù)據(jù)時需要在組群個數(shù)和每個組群內(nèi)樣本個數(shù)之間進行權衡，其原則是:組群內(nèi)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(diào)查對象出生年份在1933—1990年之間，由于調(diào)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(shù)據(jù)在每個單元的樣本數(shù)。本文的樣本年齡分布在18—70歲之間，在四個年度的調(diào)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(xiàn)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(xiàn)出“駝峰”形狀，而在對一些發(fā)達國家或地區(qū)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(jīng)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。可以看到:第一，年齡效應幾乎保持著線性增長的態(tài)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(zhèn)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(jīng)濟增長給城鎮(zhèn)居民的消費水平帶來了更多的上升空間。根據(jù)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(yǎng)老體制、進行收入的再分配調(diào)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(zhèn)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(shù)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(fā)現(xiàn)，幾乎在每個組群內(nèi)，中國城鎮(zhèn)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(nèi)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(shù)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(nèi)(即出生在同一時代的個體內(nèi)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(yǎng)老保險體系尚未完善的環(huán)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(xiàn)實問題。表4是組群效應αm。結果顯示，各個組群的估計系數(shù)都為正數(shù)，而且統(tǒng)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(shù)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(chǎn)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(xiàn)出相同的規(guī)律，即組群效應隨著出生年代的推移而增大。根據(jù)前文的分析可得到中國城鎮(zhèn)居民年齡與消費支出的一般規(guī)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(nèi)部，隨著年齡的增長，消費差距是不斷擴大的。但僅根據(jù)這個規(guī)律我們并不能發(fā)現(xiàn)中國的老齡化進程是否對居民消費差距的變動產(chǎn)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(zhèn)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(nèi)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(shù)方差;Xit為每個年齡樣本的消費對數(shù)均值;i=18，19，…70;t為調(diào)查的年份。根據(jù)方差的定義和設定的上述變量，我們把消費對數(shù)方差變形，分解成三個部分。從表5中可以有如下發(fā)現(xiàn):第一，消費差距的變動在各個時間區(qū)間內(nèi)都為正，且變動量逐漸增加，這反映了在樣本區(qū)間內(nèi)，中國城鎮(zhèn)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(nèi)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(nèi)效應相比，組間效應很小，這說明了中國城鎮(zhèn)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(nèi)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(fā)現(xiàn)與曲兆鵬和趙忠(2008)不同，他們對中國農(nóng)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(fā)現(xiàn)人口老齡化對城鎮(zhèn)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(xiāng)間可能存在不同的作用機制，值得更深入研究。
四、結論與建議
