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二、重庆市城镇居民消费结构变化分析
（一）总体分析
本文搜集了从1997年到2013年的重庆市城镇居民人均可支配收入、人均消费支出和各项消费支出的数据。数据显示，重庆市直辖以来，城镇居民人均可支配收入逐年上涨，从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。而城镇居民的人均消费支出也是逐年上升，2013年（17813.86元）是1997年（4403.62元）的4倍多。由此可以看出，直辖17年，重庆市城镇居民的生活水平得到了迅速提高。
（二）消费结构分析
根据历年的《重庆统计年鉴》的数据计算得出城镇居民消费支出类的各项结构如表一：由上表的数据可以看出：（1）食品支出在居民消费支出中所占比重最大。重庆市城镇居民将收入的大部分依然用于购买食品，食品支出绝对数额呈现逐年上升的趋势，但是食品支出比重却是呈现波动态势，且在近三年有上升趋势。食品支出占居民消费总支出的比重，即恩格尔系数，是国际上通用的反映居民消费结构和质量的指标。根据国际上对于恩格尔系数的通用衡量标准：恩格尔系数大于60%为贫穷；50%-60%为温饱；40%-50%为小康；30%-40%属于相对富裕；20%-30%为富足；20%以下为极其富裕。我们认为重庆市城镇居民的生活水平目前整体来看相对富裕，较好较快的完成从温饱到小康再到相对富裕的这一历程。而这三年的食品消费支出所占比重有所上升可能是因为居民在食品方面追求高质量、高水平的原因，食品消费趋向多样化，侧面反映居民生活水平提高。（2）衣着消费在类的消费支出中所占比重也较大，仅次于食品消费。衣着消费比重从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。从绝对数额来看，这些年衣着消费额快速增加。（3）家庭设备用品的支出比重趋于稳定，历年来都在7%上下浮动。家庭设备用品是每个家庭必须的，且市场发展已经比较成熟，大型家电消费又以更新换代为主，因此家庭设备支出比重变化不大。（4）医疗保健在居民消费支出中的比重有逐渐增大的趋势。重庆城镇居民在医疗保健方面的支出由直辖时的137.15元涨至2013年的1245.33元，增长了8倍左右，为类中增长速度最快的，其增长速度远远超过城镇居民人均可支配收入和人均消费支出。这说明随着重庆城镇居民生活水平的提高和收入的增加，人们抗病防病、自我保护保健的意识越来越强，购买补品、家庭购买健身机械和体育用品的也越来越多，侧面反映出这些用品的巨大市场潜力。另一方面，医疗保健项的支出增加也与我国的医疗制度改革密切相关。（5）交通和通讯消费比重呈现较快的增长趋势。交通和通讯消费是衡量生活现代化程度的一个重要标志，是现代高科技消费对生活渗透的主要领域。重庆市城镇居民此项指标增长迅速，说明重庆城镇居民的生活现代化程度快速提高，发展和享受需要的满足程度较高。直辖以来，重庆市公路运载能力加强，市内交通情况大幅改善，市政建设逐步完善，加之近年来市内轨道交通的大力发展，极大程度缓解了交通拥堵情况，方便市民出行，满足居民对于交通消费的需求。而移动电话的普及和家用汽车市场的不断扩大，更是加大居民在交通和通讯方面的消费支出。（6）娱乐教育文化和居住的消费支出整体来看较为稳定。两项消费支出的绝对数额都逐年增加，但从时间序列上来看占总消费支出的比重先上升后下降。在娱乐教育文化方面，重庆城镇居民随着收入的提高，越来越重视精神方面的享受和子女教育投资，加大该项支出，整个社会文化生活水平提高。在居住方面，重庆城镇居民在2004年的居住消费所占比重最高，之后有所下降，得益于重庆市的住房政策，使得人们用于改善居住环境的消费支出有所下降，房地产市场稳步合理发展。
三、存在的问题
尽管直辖以来重庆市城镇居民生活水平得到大幅度提高，但是由于受到收入水平、产业结构和消费观念等多方面的因素制约，在居民消费支出方面依然存在以下问题：第一，食品消费比重依然偏大。由表1的数据可以看出，虽然重庆市城镇居民生活水平渐渐提高，并有进入富裕水平的趋势。但近几年食品消费支出所占比重有反弹趋势，且与发达国家相比仍然偏大。早在1993年美国恩格尔系数就已下降到11.4%，而2013年的全国城镇居民的恩格尔系数也才35%，重庆还未达到全国城镇居民的平均水平。因此重庆市城镇居民食品消费支出比重仍有很大的下降空间。第二，医疗保健、交通和通讯以及居住三个方面的消费支出增长速度过快，容易抑制居民消费倾向。伴随居民消费体制市场化，社会保障和社会福利制度的基本完善，医疗保健、交通和通讯以及居住这些消费现在均由居民个人承担。从1997年到2013年，这三项的支出分别增长了8.08倍、7.38倍、4.72倍，而城镇居民在此期间的人均可支配收入增长3.72倍，这三项的增长速度都超过了人均可支配收入的增长速度，说明这三项的消费价格与大多数居民收入相比显得过高，需要一个较长的过程来完成自身的积累。第三，不同收入阶层的消费差距大。根据西方经济学理论消费支出与人均可支配收入呈现高度正相关关系。近年来不同消费群体的收入差距加大，导致消费差距扩大，市场消费分散化、层次化明显，进而导致居民边际消费倾向下降，影响居民总体消费支出上涨。
二、数据与模型
1.关于数据。
本文所采用的数据来自北京奥尔多投资咨询中心委托国家统计局开展的较大规模的入户调查，抽样和数据处理方法与国家统计局其他调查大致相同。该调查自2005年开始，每年1至2次，通过更新数据建立了《中国投资者行为调查问卷》数据库。调查问卷设置了受访者的个人特征、家庭财务情况和投资选择等方面的35个~50个具体问题，包含详细的家庭资产、负债、收入、消费以及其他家庭特征信息。李涛（2006）、陈彦斌等（2009）以及梁运文等（2010）利用该数据库进行了有关居民投资行为、居民财产分布等方面问题的研究，结果表明数据质量较为可靠。虽然该数据库最初建立的目的是为了研究中国居民的投资行为，偏向于宏观研究，但由于调查数据中不仅包含丰富的家庭收入和消费等信息，而且有家庭是否参与医疗保险、是否有成员患有大病以及医疗支出等信息（自2009年开始有医疗保险相关信息），因此本文尝试利用该数据库进行医疗保险和居民消费关系的微观研究。本文采用的是奥尔多2009年调查的A卷调查数据，在12个省的41个市（区、县）进行，调查地范围覆盖东部、中部和西部各省市。与目前实证研究使用较多的CHNS数据相比，奥尔多调查数据包含了更为丰富的家庭消费支出信息，因此在家庭总消费支出、非医疗消费支出等关键变量上有准确的数据，而不必如现有文献一样使用耐用消费品存量数据替代消费支出的流量数据。同时，奥尔多2009年调查收集到的样本量也比较大，经过数据整理，本文最终获取的有效样本为4694个家庭。
2.计量模型。
研究医疗保险对家庭消费的影响，必须解决两种由自我选择所导致的内生性问题。一是，医疗保险和家庭消费都与家庭的风险厌恶程度相关。家庭的风险厌恶程度越高，越倾向于选择参加医疗保险；同时，家庭的风险厌恶程度越高，预防性储蓄越高而当期消费越少。二是，医疗保险和家庭消费都受到家庭成员身体健康状况的影响。身体健康情况较差的家庭更可能参与医疗保险；同时，身体健康情况较差的家庭会有更多的医疗消费支出和相对较少的非医疗消费支出。为了解决这两种自我选择问题，本文在计量模型中引入家庭风险厌恶程度和家庭成员健康状况作为控制变量。这样就可以在给定相同的家庭风险厌恶程度和家庭成员健康状况的条件下，研究家庭参与医疗保险对其消费支出的影响，从而很好地解决了上述自我选择问题。同时，本文在计量模型中引入家庭收入、家庭规模、平均年龄、平均受教育程度、女性比例等家庭特征变量作为控制变量。通过将各类控制变量逐步加入，本文得到三组计量模型来分别研究基本医疗保险对家庭总消费支出、医疗消费支出以及非医疗消费支出的影响。其中EXP、MEDEXP和NONMEDEXP分别为家庭总消费支出、家庭医疗消费支出和家庭非医疗消费支出。HI为家庭是否有基本医疗保险，是本文的核心解释变量。SAH为家庭成员平均健康状况，问卷中调查了每个家庭成员对自己身体健康状况的评价，数值从1到5分别对应“非常好”、“较好”、“一般”、“较差”和“非常差”，本文取每个家庭该项指标的平均值作为SAH。RAV为家庭平均风险厌恶程度，调查数据中包含每个家庭成员的风险厌恶程度信息，数值从1到5分别对应“很喜欢冒险”、“喜欢冒险”、“一般”、“不喜欢冒险”、“很不喜欢冒险”，与SAH一样，本文取每个家庭该项指标的平均值作为RAV。Xi为控制变量，包含一系列家庭特征变量，主要有：（1）INC，即家庭总收入，在回归中取对数。（2）SCA，即家庭规模（家庭人数）。（3）AGE，家庭成员平均年龄。（4）EDU，家庭成员平均受教育程度。（5）FEM，家庭成员中女性占比。（6）PTY，家庭成员中是否有党员，是二值变量（1代表是，0代表否）。（7）MIN，家庭成员中是否有少数民族，是二值变量（1代表是，0代表否）。
三、实证结果
1.医疗保险对家庭总消费支出的影响。
本文对回归结果进行了异方差检验，发现模型存在异方差问题。为了解决这个问题，本文使用了异方差—稳健估计，以使回归结果更具有可靠性。表1报告了家庭总消费支出的估计结果。第一列只估计了参与医疗保险对家庭总消费支出的影响，第二列和第三列分别加入了家庭成员健康状况、风险厌恶程度和其他家庭特征变量。三个回归模型都表明，参与基本医疗保险可以显著增加家庭总消费支出。具体来说，与没有基本医疗保险的家庭相比，参与基本医疗保险的家庭的总消费支出会高出6%，并且在5%的水平上显著。这个结果与Gruber和Yelowitz（1999）对美国20世纪80年代中后期医疗保险制度的研究结果非常接近，他们发现放宽Medicaid条件会使美国家庭消费上升5.2%。
2.医疗保险对家庭医疗消费支出的影响。
表2报告了家庭医疗消费支出的估计结果。虽然在前两个模型中，是否参与医保的系数显著为正，但加入其他家庭特征的控制变量之后，该项系数变得不再显著（即使在10%的水平上也没有统计显著性）。这表明，是否参与基本医疗保险对家庭医疗消费支出并无显著影响。虽然现有的研究曾认为医疗保险的普及会使家庭医疗消费支出增加，但是本文的回归结果却并不支持这一观点。事实上，苏春红等（2013）利用2009年CHNS微观调查数据进行的实证研究发现，城镇居民基本医疗保险、城镇职工基本医疗保险并未对居民患病就诊行为产生显著的影响。因此，参与基本医疗保险并不能使城镇家庭的医疗消费支出呈现显著增加。
3.医疗保险对家庭非医疗消费支出的影响。
表3报告了家庭非医疗消费支出的估计结果。医疗保险对家庭非医疗消费支出的影响是本文的关注重点。从表3中可以看出，参与基本医疗保险对提高家庭非医疗消费支出有显著的促进作用：从模型（3.1）到模型（3.4），是否参与医保的系数始终显著为正；在控制家庭成员健康状况、家庭风险厌恶程度和其他家庭特征系列变量之后，参与基本医疗保险会使家庭非医疗消费支出增加6%，并且在5%的水平上显著。这说明，社会医疗保险的普及能够降低预防性储蓄，在一定程度上对居民消费起到保障作用。
（二）消费调控的目标、方式和手段更加多样化改革开放以来，我国消费调控的目标日益多元，消费调控的方式和手段也更加的多样化。首先，消费调控的目标变得多元，不仅强调要鼓励居民消费，而且更加注重居民的可持续消费。例如从2006年开始，国家对小汽车消费税税率的调整，以及2008年“限塑令”的执行等等，其目的都是倡导绿色消费。其次，在调控方式上，政策主导取代计划主导调节。与此同时，调控手段也更加多样，“财政政策和货币政策成为消费调控的主要手段”，产业政策、价格政策、收入政策、消费信贷政策、社会保障政策等都成为我国消费调控的重要手段。
二、我国居民消费制度存在的问题
（一）消费者保护法律体系尚未完善改革开放后，尽管保护消费者的法律法规逐步增多，它们对于维系以往居民消费制度的运行起到了不可或缺的作用。但从总体上看，我国消费者保护法律体系还有待完善。首先，立法模式存在缺陷。我国现行的消费者保护法律体系采用的是“一般法律模式”，即《消费者权益保护法》直接规定了消费者与经营者的基本权利与义务，而有关物价、广告等行政管理立法，以及电信、金融、旅游等行业立法中保护消费者权益的法律规范与其构成一个消费保护法律体系［5］。已颁布的几部法律是居民消费内容和非居民消费内容混合在一起，但又不能作为实施有关居民消费制度的直接法律依据。消费者保护法的立法宗旨和法律原则无法寻找到其“载体”即立法表现形式，由此一来，消费者保护法必然成为一团散沙，难以达到保护消费者权利的目的。其次，《消费者权益保护法》仍需改进。我国的消费者权益保护法出现较晚，与许多发达国家同类法律规定相比过于笼统。虽然新的《消费者权益保护法》规范了网络购物等新消费方式，首次将保护消费者的个人信息确认为经营者的一项义务以及进一步明确行政部门的监管职责，强化虚假广告者的责任，加大惩罚性赔偿力度等方面作了细致、突出的规定，但是依然存在对消费者权益保障的全面性以及维权操作的可行性设计考虑不足的问题。“如新法赋予消协发起公益诉讼的职能，但是否发起公益诉讼的主动权、选择权在消协”［6］。最后，执法方面存在的问题。目前，我国在消费者保护方面并不是无法可依，而是有法不依或执法不严。其原因可能在于，一是虽然制定了法律法规，但是许多地方过于简略，缺乏实施细则的制定，从而增加了执行上的难度；二是执法方面队伍不健全、执法效率低等问题，导致消费者权益得不到真正的保护。
（二）消费市场体系尚不健全虽然我国消费市场体系已经建立，但是还没有形成全国统一的、结构完善的消费市场体系。第一，与消费品市场相比，消费业市场发展相对滞后。消费行业是我国“十一五”规划中提出和强调的概念，主要是指为适应居民消费结构升级趋势，继续发展主要面向消费者的服务业，扩大短缺服务产品供给，满足多样化的服务需求。其内容主要包括商贸服务业，房地产业，旅游业，市政公用事业，社区服务业，体育产业。虽然我国的消费结构已经明显升级，但消费业市场的发展依然滞后于消费品市场的发育程度。长期以来我国消费水平保持两位数增速，然而服务消费从未出现过两位数的增长，因此，消费市场的‘短板’主要是服务消费。第二，城乡以及区域之间消费市场的发育程度具有较大差异性。在二元经济结构下，我国城乡经济发展不均衡，城乡消费市场无论在市场规模、市场竞争和商品种类等方面都存在较大差距。首先，农村消费品市场规模小。“以2006年为例，农村（县及县以下）社会消费品零售额16389.5亿元，仅占全部社会消费品零售总额的21.46%”。其次，在市场竞争方面，城乡消费市场也有较大差异。在城市消费市场上，虽有价格竞争，但更主要的是产品质量和服务的竞争，而现阶段农村消费市场的竞争则是低层次的竞争，即以简单的价格竞争为主。这种低层次的市场竞争态势为各种假冒伪劣产品提供了生存空间。最后，农村消费品市场商品种类较少、供需结构失衡。农村消费市场的商品种类少，品种单一，大大限制了农民就地购物的选择面。长期以来，由于城市居民的消费能力显著高于农村居民，所以，生产企业在生产产品时过多地关注城市消费者的需求，往往忽视农村市场的消费需求，造成供需失衡。此外，由于多方面原因，我国各地区消费市场发展不均衡，表现在东部地区消费水平和市场发展水平远远高于中、西部地区。
（三）消费政策缺乏系统性和持续性改革开放之后，虽然政府逐渐认识到居民消费的重要性，但客观地说，长期以来我国对消费政策的研究是很不够的，在“制定和运用消费政策上显得不够成熟，往往是出现问题之后才去从政策上想办法解决，未能及时根据形势变化调整消费政策”［9］，导致消费政策缺乏系统性和持续性。首先，各项消费政策之间不协调。消费政策涉及到政府的财政政策、货币政策、产业政策、就业政策、环保政策等一系列宏观经济政策。单项推进的消费政策的功力是有限的，甚至存在两种政策效应相互抵消的情况。其次，当前的消费政策大多是短期性、临时性的政策，不能确保消费需求的长期稳定增长，政策措施一旦调整，极易引起消费需求的反复和波动。例如，由于“家电下乡”、“节能惠民”和“家电以旧换新”三大拉动政策到期，家电类消费增速出现明显回落。家用电器和音像器材类商品实现销售额4056亿元，增速为21.6%，比2010年却回落6.1个百分点。2012年5月16日，国务院常务会议决定安排财政补贴265亿元，启动推广符合节能标准的空调、平板电视、电冰箱、洗衣机和热水器的补贴政策，6月份家电消费增速企稳回升，进入上升通道。
（四）消费调控缺少顶层设计和战略规划改革开放后，我国迅速建立起与市场经济相适应的间接的消费调控方式，尽量减少了对居民消费的直接干预，充分运用价格、利率、工资等经济杠杆，运用各种消费政策间接地影响居民消费。但与此同时，由于缺少消费调控的顶层设计和战略规划，各项消费政策具有“一时一策”和“一事一策”的临时性特征，导致政策效果大大减弱，消费调控能力不强。消费调控缺乏顶层设计的主要表现一是在调控方式上缺乏前端预防性，往往着眼于末端补救或治理，是一种逆风向的事后调控；二是在调控目标上缺乏确定性，如一方面连续降息刺激人们即期消费，另一方面社会保障政策又增加了居民的长期消费倾向，这种不确定性使消费政策的效果大打折扣。
三、完善我国居民消费制度的对策
（一）完善消费者保护法律体系法律法规作为正式制度，是居民消费制度进一步发展的关键，在我国社会主义市场经济条件下，需要在立法、司法和执法方面进一步完善消费者保护法律体系。首先，在立法模式上，可以抛弃外国有关立法所采取的“基本政策模式”和“一般法律模式”，大胆创新，根据中国的国情，借鉴外国的先进立法经验和教训，探索和确定中国消费者保护法之全新的立法模式。其次，及时更新或修正消费法律法规。由于居民消费本身的复杂性特征以及科技飞速发展，消费形式多种多样，新消费方式层出不穷，如网络消费、预付式消费、信用消费等等，这些新的消费形式要求消费法律法规的及时更新或完善，在立法时加大对新消费方式、渠道、内容的研究和调查，注重具体规则的设计。例如在消费信贷立法方面，可借鉴澳大利亚的立法思路，针对具体问题制定单行法规和地方性法规，实施这些法规的经验成熟之后，再制定具有综合性、统一性的消费信贷法。在内容上完善信息披露，以及消费信贷交易的担保与保证制度。设立专门的信用消费者保护机构，加强对金融消费者的教育。在预付式消费方面，大陆可以借鉴台湾做法，建立强行性、多元化的履约担保机制，以确保消费者的资金安全。在消费者应承担的相应责任方面，可以增加有关消费者责任的立法。如欧美国家都制定了有关垃圾分类、回收之类的法律。通过消费者社会义务的法律化，促使消费者抛弃不良消费习惯。最后，加强司法和执法的力度，促进消费法律法规的实施。《消费者权益保护法》实施后，消费者权益依然受损害，原因在于虽有法律规范，但审判难、执行难。如“个人信息保护”的具体落实、公益诉讼中对企业的责任进行更明确的规定等，都有待司法解释来确定。对于执法，应从程序和机制建设上入手，规范执法人员的执法程序，建立并完善相关配套制度建设，达到法律实现的效果。
（二）健全消费市场体系一方面，出台相关刺激政策推动服务消费的增长，补齐服务消费短板，让潜力变为现实。对近年来迅猛发展的旅游、健身以及各种文化休闲娱乐活动等闲暇服务消费，“应加大投资力度，大幅度降低服务性消费成本，引进国外先进的管理经验和服务模式，提高服务消费水平，鼓励和吸引居民扩大服务消费，并建立准确可靠的服务消费信息系统和服务平台，让消费者能及便捷地获得旅游、文化、体育、教育培训、电影电视、网络信息等服务消费，引导消费，创造消费”［15］。另一方面，积极消除地区行政封锁和行业分割，加快全国统一市场的形成。“十二五”时期要通过各项财政税收政策，鼓励企业开发适应农村消费特点的产品，完善农村市场的流通和服务网络，积极启动农村消费市场。加快完善城乡各项基础设施建设，促进城乡基础设施一体化。继续推进和完善“家电下乡”、“汽车下乡”等财政补贴政策，增加补贴品种，促进扩大农村消费需求。继续加大政策性住房投入力度，稳定房地产价格。完善消费市场的信息系统和监管公共服务平台，提升信息化水平并形成和扩大新兴消费领域。
我国土地城市化的推进大大快于人口城市化。许多地方政府采取城市城区扩张和城市基础设施建设来带动地区经济增长，获得土地城市化带来巨大的短期利益。为了可观的土地财政，一些地方的城镇化变成了“堂而皇之”的大拆大建的圈占土地运动，出现了违背农民意愿侵害农民利益的情况。农民被迫让出耕地，承包经营权证被收回等，农民缺乏必要的知情权和参与权，农民“被自愿”、“被城市化”的现象存在，这些进城落户的农民退出土地后，失去了拥有土地所带来的一系列保障功能，却又无法享受到与城市居民同等的社会保障待遇，反而可能使得他们进城后加速失业化。
2、忽视农村公共服务体系的覆盖
城乡二元结构深深的影响到了我国公共服务的分布，城乡居民的社会福利保障有很大的差别。同时在政府主导的土地城市化过程中对农民权益保护力度不够，低价征收农民土地，高价转让，剥夺了失地农民的土地资产性收益的同时，推高了房地产价格，加大了进城农民的生活负担，对其消费起到一个抑制作用。因此，在城市化过程中，我们要保证农民的基本权益，加大对农村公共服务体系的建立，这样才能保证城市化带来的消费扩张作用不会因为农民的经济权益受损而被挤出。
3、产业结构与人力资本的失调
我国的城市化发展由于过于注重投资，造成第二产业比重过大，服务业发展滞后，其产业结构并不是很合理。这就形成了企业“用工荒”和大中专毕业生就业难的结构性矛盾。显然这一矛盾会制约着居民整体收入的增长，进而阻碍消费的增长。我国的产业结构还是以第二产业为主，主要在于制作加工业、重化工和能源企业。前者对农村剩余劳动力的吸收有一定的帮助，但是其处于产业链的低端，行业工资比较低;而后者尽管工资比较高但是吸纳就业能力较弱，要以资本密集型为主。在这种产业结构背景下高素质人口的就业受到一定的影响，进而影响其收入，影响消费的增长。
二、促进我国城乡居民消费的对策
1、以公平公正的原则推进城镇化
在推进城镇化过程中，要防止把城乡一体化作为圈地、剥夺农民的工具;要加快产业布局调整，推进劳动密集型产业、涉农工业和农产品加工业从城市向农村转移，进一步加快城乡产业结构调整，优化城乡产业布局，强化城乡产业之间的协作和联系，鼓励城市资金、人才等生产要素进入农村，改变资源从农村向城市单向流动的格局;同时，要以城乡基本公共服务均等化为导向，将城乡结合部农民的失业、社保、养老、救助等统一纳入城市社会保障体系，让城乡结合部原住民享有和其他城市居民一样均等化的公共服务。
2．加强城镇基础设施建设，改善居民消费环境
加快城镇的基础设施建设，一方面可以吸收进城农民的就业，同时可以加快城市化，为吸纳农村人口创造良好的基础条件;在农村基础设施的投资，为广大农村居民提供类似城市的消费环境促进农村居民消费。同时可以通过产品创新来引导城市居民消费升级，使其消费呈多样化发展。在城市化的发展过程中，城市化的集聚性能够刺激消费需求不断扩张，导致消费的循环累积效应。伴随着城市化的不断推进，农村人口大量地向城市转移后，他们的生活空间和消费环境发生了变化，即使在收入不变的情况下，农村人口流入城市后，消费需求也会比以前更为强烈。
3、优化产业结构，产业发展拉动消费
城市化进程归根结底需要产业的拉动。城市化水平的提高意味着越来越多的农村剩余劳动力进入城市，因此，打造城市化产业载体，制定与之相匹配的产业政策是促进城市化进程及刺激消费需求的必然选择。从拉动消费的角度考虑，现代服务业对促进消费的贡献力很大。与传统一、二产业相比，第三产业在扩大就业和提高居民收入的同时还能为居民创造更好的消费前提，刺激居民消费需求;再次，通过现代服务行业如金融业、信息咨询等行业的发展，改变居民的消费行为，提升居民消费意识。
价格对消费结构的影响，首先表现在居民消费价格总水平上。消费价格总水平的变化意味着消费者可支配的货币能够购买到的消费品的数量和质量的变化，这就促使消费者在消费和储蓄之间以及各种金融资产之间做出重新选择，从而使消费结构发生变化[2]。消费品之间的比价变化也会影响人们的消费结构。一般来说，生活必需品的需求价格弹性较小；而一些高档奢侈品的需求价格弹性较大。正因为各种消费品的需求价格弹性不同，所以它们之间的比价变化会影响人们对不同消费品的需求量，进而影响消费结构。
1.2产业结构
产业结构决定产品结构，决定消费结构，是影响消费结构的又一个重要因素。首先，消费资料主要来源于第一、三产业及第二产业中的轻工业，它们的发展状况及在整个产业体系构成中的比重直接决定了广大居民的消费水平和消费结构。其次，三次产业内部的结构变化对消费结构的影响。三次产业内部结构的变化直接决定了居民消费的具体品种，反映了消费结构微观层次的变化。如第一产业内部种植业、畜牧业的结构，对人们食物消费结构中的粮食、水果、肉蛋奶的消费有直接的影响。
1.3消费倾向
消费结构和储蓄之间也是有着密切的关系的。虽然近年来镇江城市居民消费倾向（消费性支出占可支配收入的比重）稳定在63%左右，但边际消费倾向呈现出较大差异。
2镇江市居民消费结构实证分析
2.1恩格尔系数分析
恩格尔系数是指用于食物的消费支出占总消费支出的比例。2012年镇江城市居民的恩格尔系数为39.3%，比2000年的42.7%下降了3.4个百分点。按照恩格尔系数划分贫富的标准，镇江城市居民已处于相对富裕阶段。但是恩格尔系数的下降不仅源于人均收入水平的迅速上升和生活水平的急剧提高，而且在很大程度上体现了居民消费观念的多元转变。因此从总体上讲，镇江城市居民生活仍处于小康阶段，正在逐渐走向富裕。
2.2边际消费倾向分析
2012年镇江城市居民总体的边际消费倾向为0.413，这说明在新增可支配收入中，41.3%用于了生活消费。其中，食品、教育文化娱乐与其他商品和服务的边际消费倾向最高，分别达到0.077、0.070和0.098。城市居民在基本的生活满足后，更加注重饮食的丰富化和科学化，教育的多样化和层次化，旅游和美容等成了城市居民十分热衷的消费项目。由于国家住房调控等政策的实施，居民在居住需求方面的意愿降低，居住的边际消费倾向仅为0.009。
3镇江城市居民消费结构变动对经济增长的影响分析
随着市场化进程的不断加快，镇江经济运行逐步从生产主导型转变为消费主导型。市场化程度越高，需求特别是消费需求对经济增长的牵动作用就越大，其规模、结构和增长速度，是制约经济增长的主要条件之一。居民消费结构的升级对经济的发展起到助推器的作用。从基本生活消费为主的初级阶段到以家用电器及耐用品等向高档化方向发展的第二次、三次消费阶段的升级，对电子、钢铁、机械制造等行业产生强大的驱动力，推动了经济的发展。
4镇江市经济增长对居民消费结构的影响分析
经济增长对消费结构传递机制可以归纳为经济增长居民收入水平提高消费需求增加消费结构改变经济进一步增长，具体如下：
4.1经济发展推动消费增长
由于资料的限制，消费对经济的贡献可用地区生产总值的增长率来代替。2008年至2012年期间，镇江市地区生产总值由1491.83亿元增长至2630.42亿元，四年间增长了76.3%；而相对应的，镇江城乡居民收入四年间分别增长了54.7%和66.8%，城乡居民消费性支出增长了51.6%和60.0%。随着经济的增长，居民消费（收入）也有了较快增长。
4.2消费的商品化和市场化程度促进经济增长
一方面，不同于计划经济体制下的卖方市场，市场经济条件下为买方市场，供过于求，消费者的需求导向决定着市场的发展导向，消费品的商品化和市场化程度大大提高，另一方面货币分配形式增强了消费的选择性和自主性，拓宽了消费渠道。
4.3以智能化为特征的信息产品引导消费，实现质的飞跃
近年来，信息产品进入家庭，无论是从数量扩张和质量提升都达到相当高的速率。移动电话、家用电脑等拥有量成倍增长。十年来，城市居民家庭彩电拥有量增长49.0%、照相机增长22.0%、摄像机拥有量增长3.7倍；移动电话增长3.7倍，家用电脑增幅达到7.4倍。消费产品的智能化、网络化和数字化也预示着未来居民生活更加丰富多彩。
5实现居民消费结构合理化的基本对策
消费结构的合理化作为一个动态的运行发展过程，客观上存在着一些标准来帮助人们判别消费结构是否已趋于合理。这些标准主要包括生理标准（保证劳动力的再生产）、经济标准（消费结构应与生产力水平、生产能力、资源承载能力和经济承受能力相适应）和社会标准（有利于人的身心健康和全面发展）等。
5.1提高居民收入水平
千方百计提高镇江居民的收入水平，尽快扭转镇江居民收入水平长期低于苏南地区平均水平被动局面，不仅可以有效地促进区域消费水平的提升，而且还能启动目前较为低迷的消费市场。因此必须大力发展生产力，增加居民收入，将对消费需求的回升产生一定的推动作用，从而促进镇江居民的生活消费水平不断提高，消费结构升级步伐的不断加快。
5.2积极调整产业结构
多年来，镇江凭借其独特的区位优势和自然禀赋，坚持错位发展，扬优求特，积极发展高新技术产业和现代服务业，产业结构调整步伐加快。现阶段，镇江应当做好以下几方面文章。一是建立健全以企业为主体、市场为导向、产学研相结合的技术创新体系，加速科技成果转化和产业化。二是建设好协作配套园区。按照发展壮大产业链、加速培育产业集群的整体思路，培育一批竞争力强、带动作用大的优势骨干企业。三是以发展现代农业为重点，推进农业产业化进程。
二、东部地区居民消费水平影响因素的面板stata检验
（一）单自变量固定截距变系数模型（1）居民物价指数的上涨对居民消费的贡献作用迥然不同，除上海以外的其他东部地区如天津、河北、辽宁、黑龙江等CPI较上期上涨指数对消费支出具有明显负向作用，说明上海居民的消费思想中价格预期的作用发挥较大，根据消费假说理论，上海居民能够在CPI上涨的同时有一种更长远的通胀预期，在未来价格大可能上涨、货币面临进一步贬值的情况下，增大现期消费是一种明智的选择。而在其他地区，普遍存在物价上扬和消费抑制的双重压抑局面，这比较适合当今我国居民的消费习惯，当前房价高涨、医疗及教育成本逐年攀升的大背景下居民收入的增幅没有跟上，造成储蓄动机增强。从表1中的贡献系数绝对值可以看出，河北、黑龙江和吉林的CPI对消费负面影响最大，分别达到了CPI每上涨1个点，引起－151501、144758、－140108程度的消费减少。北京的CPI贡献系数不显著，说明北京居民消费支出的影响因素中通胀因素可以忽略不计。有趣的是东部地区共同具有的原始消费为3076221，普遍高于各地区的实际消费值，这个说明当今我国的通货膨胀是造成内需不足的重要原因。（2）居民平均工资收入在大多数地区对消费支出的贡献作用不显著，体现为t值过小，其中比较合理的解释仅体现为北京，可支配收入增长1元将增加0338元的消费。这种现象主要是两点原因引起的，一是工资性收入在当今社会占个人收入的比重越来越低，而财产性收入比重越来越大，所以消费支出与工资性收入不敏感。本文的计量结果与田青（2008）年的结论完全一致，她将原因归结为“量入未出”的传统消费思想。其次，吕宗耀（2010）通过国民收入核算公式推导了收入分配与总收入之间的关系，认为高收入群体中收入每增加一个单位将会引起总收入1个单位的减少［3］，在当前收入贫富差距日益增大的情况下，在有限的社会资源下所生产出的财富随着贫富差距的拉大和通胀加剧的情况下使得低收入人群的消费能力急剧下滑，很多居民仅仅依靠工资来维持基本生活支出，这种支出的非常缺乏弹性的。
（二）多元面板回归这里将居民物价指数和平均工资收入一起纳入pooldata模型，具体模型。表2的结果显示在三种回归方法（不变系数面板回归，混合回归和虚拟变量回归）得到结果相同，即我国东部地区整体上居民物价指数是带动了居民消费上涨的，即东部地区CPI平均指数较上年上涨一个单位，将会引起292元的消费支出，而收入所引起的消费支出较少，可以将0343视为东部地区的收入消费弹性数值。
（三）随机效应及固定效应检验对于面板模型，检验方法有Hausman法，我们可以运行该检验以检测原假设：服从随机效用模型，比如对CPI指标的运行结果如表3。一般而言，chi2（1）＜05采用固定效用模型，所以从表3和表4的结果可以看出，物价指数CPI和人均工资收入averwage对居民支出的面板贡献计量所采取的方法是不同的，前者适用固定效应模型，后者适用随机效应模型。在上述基础上，为了对两个自变量的面板模型形式进行统计，再利用命令3，（将两个自变量CPI和averwage全部纳入），进行检验，得到的chi2（2）＝7058，表明支持随机效应模型。这样采用random形式的广义最小二乘法（GLS）回归后得到的结果如下公式。各项统计指标均通过检验，说明将物价指数和平均工资收入指标结合在一起进行随机效应面板检验后，平均工资每增加1元将会给东部地区带来0．37元的消费增加，可以视为工资收入支出弹性。而居民物价指数指标显示物价指数每较上期上升一个百分比，将会引起37．1元的消费增加，但检验系数不显著，呈弱相关性。
(二)协整检验两变量间的协整关系检验的常用方法是恩格尔一格兰杰两步法。检验结果显示，残差是不平稳的。这表明，在整个研究期内(1978一2011)，变量Ct与变量Yt是不协整的，因此，不能轻易接受方程(1)所表示误差修正模型。图1的收入与消费曲线清楚地显示出变量Yt和Ct的关系:二序列在1978一1991年间有高度一致性，而在1992一2011年间，两序列之间的差距逐渐扩大，消费曲线开始偏离收入曲线，而且这种偏离是长期的。说明消费与收入序列之间存在的协整关系是变化的，为了验证这一判断，下面继续进行分析。以1991年为突变点采用Chow分割点检验方法，检验方程的稳定性，F统计检验的结果如表3所示。从检验结果中可知，模型没有发生结构变化的概率为1．875%，因此，可以以98．125%的概率认为，1991年宁夏城镇居民的消费与收入均衡关系发生了突变。为此，引入虚拟变量D。可以看出，引入虚拟变量后，各变量之间是协整的，说明可以对变量进行分段研究。
(三)消费函数的误差修正模型1．模型的建立建立宁夏城镇居民消费与收入的误差修正模型。2．模型的显著性分析误差修正模型的最终模型的各个统计量都十分显著。D．W．=1．91，模型不存在一阶自相关。R2=0．9728;R2=0．9913，说明模型拟合优度良好。3．模型的综合分析将误差误差修正模型(3)以分段形式［8］表示为(1)宁夏城镇居民收入与消费之间的长期关系由方程(4)可知，从1978年到1991年，居民边际消费倾向较高，说明居民收入的绝大部分都用于消费，居民具有较高的消费意愿。1992年以后，边际消费倾向下降为0．328，消费只占居民即期收入的小部分，说明人们在消费上趋于谨慎。(2)宁夏城镇居民收入与消费之间的短期关系由方程(3)可知，从短期来看，宁夏城镇居民收入每有1%的改变，消费将改变0．8585%。同时，修正系数为－0．7548，说明上期每1单位均衡误差会使本期消费变化0．7548个单位，修正力度较大。
二、宁夏城镇居民边际消费倾向的动态关系
为什么宁夏城镇居民消费与收入存在两段式的均衡关系?为说明这一问题，本文运用可变参数模型中的状态空间模型来进行分析。一个可变参数的状态空间模型由观察方程和状态方程［6］。假定现期消费C与持久收入Yp的长期关系为。检验结果表明，模型的拟合优度非常高，βt在统计上高度显著，λ的估计值接近于1，说明制度变迁对宁夏城镇居民消费行为的影响是持久而深远的。根据模型方程算得:从1979年到1990年，槇βt的值没有明显大的变化，一直在0．96和0．98之间波动(具体数据略)。1991年后，槇βt的值开始下降，之后下降趋势更为明显。这证实了本文之前得出的结论:1991年前后宁夏城镇居民消费行为存在显著差异［6］。由表3可以看出，改革开放以来，宁夏城镇居民的边际消费倾向的变化较大，1988年的边际消费倾向最大，达到0．8679，随后在小幅波动中呈现明显下降趋势;2008年的边际消费倾向最小。总体来看，宁夏城镇居民的边际消费倾向的变化可分为两个阶段:第一个阶段(1978～1991年)，边际消费倾向在0．82～0．89之间变动，有升也有降;第二个阶段(1992～2008年)，边际消费倾向的变化特点是震荡式持续下降，之后逐步回升。根据以上对宁夏城镇居民消费与收入关系的实证分析得出这样的结论:1978～1991年，宁夏城镇居民的边际消费倾向有升有降，但无论边际消费倾向是上升还是下降，都没有改变消费与收入的初始均衡关系。1992年以后，边际消费倾向呈现震荡式下降趋势，这表明宁夏城镇居民的消费与收入逐步偏离了原来的均衡关系，形成了新的均衡状态。这与前文实证分析的结论完全吻合:改革开放以来，宁夏城镇居民消费与收入的是两段式均衡关系。
1.食品消费食品消费直接影响城镇居民的物质生活和水平，人们只有温饱问题解决了才会出现其他消费，这是其他消费的基础。从国家统计局统计十年内我国城镇居民的食品消费情况可以得出：从2003-2012年，城镇居民的消费水平一直处于上升的阶段，并且从2007-2008年间，上升的速度是最高的。
2.衣着消费随着温饱问题的解决和人民生活水平的提高，人民开始其他的消费品，比如我日常生活中衣着的消费，通过数据分析中可以得出：2003-2012年，城镇居民在衣着消费水平的趋势也是呈现直线上升的趋势。
3.家庭用品消费家庭用品消费支出从2003-2012年也是一直处于上升趋势。城镇居民目前对高档耐用消费品的需求已经饱和,现处于更新的阶段,因而家庭用品的消费支出增加不大。随着更新换代的加快以及新的消费“热点”的形成,用品支出将趋于相对稳定,不会明显下降。
4.医疗保健消费从数据中可知，医疗保健支出比重一直呈上升趋势。一是表明人们生活水平提高了，开始注意保持健康的身体，二是物价上涨和各种收费提高使居民支出增加，并且居民的对健康方面的意识在不断地加强。
二、影响我国城镇居民消费结构的变化因素
1.城镇居民收入变化一切消费的最终形成必然依赖于一定的购买力来实现。收入水平的变化直接决定着消费结构的最终形成及变化，我们从两个方面加以分析。第一，从历史资料看，收入水平的不断提高推动着消费结构的改变。第二，从不同收入居民家庭看，不同收入水平决定着不同的消费结构。
2.物品价格变动价格是影响居民消费投向的重要因素之一，价格的变动，势必要影响到消费结构的变化。1978年以后，国家开始调整不合理的价格体系，食品价格提高幅度较大，从而使城镇居民恩格尔系数居高不下的重要原因；1993年，国家大幅度调整粮、油价格；自1988年物价猛涨，许多居民担心货币贬值，大笔资金投到日用品，特别是耐用消费品上。
3.国家政策变化分配政策的变化，使居民间收入差距扩大，从而打破了过去消费结构的趋同性，形成了具有一定层次梯度的消费结构。同时，由于各项改革措施的陆续出台，特别是住房制度改革的逐步推出，房租的提高，加大了住房支出的比重。以后，随着医疗制度改革、退休制度改革和养老保险的推进，消费储蓄的比例也会增加，这些都会改变消费结构。
4.消费者消费观念和心理的变化随着改革开放的进一步加深和收入的提高，居民的消费观念和心理发生了很大的变化求新、求奇、求美、求精的消费观念普遍被人们接受；攀比心理、追求名牌心理等也对居民购买行为有着重要的影响。人们越来越追求方便、舒适的生活。
下面，本文将利用我国各地区城镇居民1994~2006年的有关数据建立经济计量模型，就这一问题进行实证研究。
二、文献回顾
国外学术界关于分析养老保险对储蓄、消费影响的文献十分丰富。最早可以追溯到Diamond（1965）在经济增长模型中引入社会保险，从此，多年来社会保险对储蓄和资本积累的影响就成为学术界争论不休的问题。
Feldstein(1974)利用美国1930-40/1947-71样本数据估计包含养老保险指标的生命周期消费函数，通过实证，他认为社会养老保险可消减个人储蓄。然而Barro(1974)指出，当存在代际转移时，社会养老保险对储蓄没有影响。较早的关于研究这些问题的文献都没有一致的结论，例如，Feldstein（1982，1996）、Barro和Macdonald(1979)、Leimer和Lesnoy(1982)等都提出自己的观点。Cigno和他的合作者（1992）年通过对多个国家的时间序列数据实证分析，认为在完全基金制的情况下，扩大社会保险覆盖范围对储蓄有显著正的影响。Abel（1985），Kotlifoff，Shoven和Spivak（1987）以及Hubbard（1987）等人利用部分均衡模型分析了社会保障制度与预防性储蓄的关系。他们均发现，提高社会保障水平可以显著减少预防性储蓄，进而降低储蓄率。
近几年，研究社会养老保险对储蓄的影响，国外研究者考虑更多的因素，研究方法也多有创新。
戴维斯（1995）利用生命周期理论研究养老基金对个人生命周期储蓄的影响。他认为由于以下几个原因，养老保险制度并不会使个人储蓄减少。第一，由于养老承诺的非流动性和未来收益的不确定性，尤其是在通货膨胀压力下，个人储蓄不会随着养老金收益的增加而一对一地减少；第二，流动性约束的存在使个人自由借债的能力受限，那么，个人在年轻时就应该为年老的消费积累资金，这样，个人储蓄就不会因为强制储蓄而减少；第三，为了追求闲暇，职工可能希望提前退休，这会使他增加工作期的储蓄；第四，如果从当前消费转向未来消费的税收方面有优惠政策，也会为提高个人的总储蓄而提供激励。然而，戴维斯在分析12个OECD国家、智利和新加坡的养老金后，并没有发现养老基金对个人储蓄有规律性影响。因此，他认为，基金制养老金计划对个人储蓄的影响要依各个国家经济的具体情况而定。
在《宏观经济学》（1998）一书中，奥利维尔•琼•布兰查德和斯坦利•费希尔采用戴蒙德的代际交叠模型分析养老保险对储蓄和资本积累的影响。他们得出以下结论：在完全基金制下，社会养老保险对储蓄没有影响；在现收现付制条件下，社会养老保险贡献会使私人储蓄减少。
Zhang(1995)分析养老保险对经济增长的影响时，认为非基金制条件下的社会养老保险可以通过降低出生率和增加人力资本投资来促进经济增长。但他指出，社会养老保险对储蓄没有影响。
Ehrlich和Zhong（1998）用多国数据检测养老金/GDP这一比率与出生率、储蓄和经济增长的关系。他们发现，社会养老保险对出生率、储蓄和经济增长有显著负的影响。
AlessandroCigno、LucaCasolaro和FurioC.Rosati（2000）通过建立VAR模型，用德国数据估计社会养老保险对储蓄和出生率的影响。他们发现，社会养老保险覆盖率对家庭储蓄有正的影响，但对出生率有负的影响。
Cigno和Werding(2003)基于家庭网络原理，认为社会养老保险可以增加总储蓄。
中国国内关于研究社会养老保险对储蓄影响的文献还不是很多。朱青（2002）对养老金计划实行部分积累制的模式进行了经济分析，并研究养老金计划对家庭储蓄率的影响。柳清瑞和穆怀中（2003）利用代际交叠模型分析养老保险对储蓄的影响，他认为，“伴随中国人口老龄化进程的加快和制度赡养率的提高，现收现付制将出现养老金需求增加和供给不足的两难困境。同时，现收现付制将对家庭储蓄产生负面影响”。刘俊霞（2003）认为在需求不足的条件下，实行现收现付制的养老保险制度，有利于提高边际消费倾向，从而有利于扩大消费需求。岳远斌（1997）认为养老保险基金的支付，无论从某一个年度，还是从整个生命周期考虑，总表现为社会储蓄的减少，只有在现收现付制的传统体制下，才不会对储蓄产生太大的影响。
三、理论模型
本文的实证分析采用了杜森贝利的相对收入假设消费理论。他认为，一方面，消费者的消费支出不仅受其自身收入的影响，而且也受周围人的消费行为及收入与消费相互关系的影响，即消费具有“示范性”或“攀附性”;另一方面，消费者的消费支出不仅受自己目前收入的影响，而且也受自己过去收入和消费水平的影响，即消费又具有“不可逆性”。根据这一理论假设，杜森贝利的相对收入假设消费函数可近似地简化为下式：
（3.1）
在该模型中考虑养老保险的影响，本文使用养老保险覆盖率指标，养老保险的实施对人们消费行为的影响可能存在滞后性，故建立模型如下：
（3.2）
其中，C表示消费；Y表示收入；fgl表示养老保险覆盖率。
四、实证分析
（一）、数据来源。
由于养老保险的相关数据只能收集到1989年到2003年，时间序列数据不足。通过近几年的《中国统计年鉴》、《中国劳动和社会保障年鉴》的相关资料进行整理，可以得到1994~2006年各地区的城镇居民人均实际可支配收入、人均实际消费支出数据、城镇就业人数及参保职工人数。本文定义养老保险覆盖率为参保职工人数与城镇就业人数的比值。
（二）、模型设计
根据理论分析，建立模型如下：
（4.1）
其中，、分别表示城镇居民的人均实际消费支出、人均实际可支配收入（以各地区1993年的城市居民消费价格为100，从人均消费支出和人均可支配收入中剔除物价波动因素）；i表示省或自治区（除外），t表示年份；表示养老保险覆盖率。
（三）、模型估计
对于模型4.1，涉及到固定与随机效应的选择问题。考虑到各个省或自治区在政策实施、经济进展、及消费行为上有许多不同，本文旨在考虑各自的影响因素对居民消费支出的影响，故不把截面单元看成来自同一总体的一组样本，故选择固定效应模型。对模型4.1用eviews5.0估计结果见表4-1：
表4-1：模型（4.1）基于1994—2006年样本数据的拟和结果
DependentVariable:SJZC?Sample(adjusted):19962006
Cross-sectionsincluded:30Method:PooledLeastSquares
VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.
C206.785432.037996.4543810.0000
SJSR?0.4770650.02527918.872200.0000
FGL?(-2)237.931359.028374.0307960.0001
SJZC?(-1)0.3073890.0409867.4998610.0000
FixedEffects(Cross)
BEIJIN--C258.0200
TIANJIN--C24.37011
HEBEI--C-121.7037
SHANXI--C-112.2286
NEIMENGGU--C-76.06340
LIAONING--C32.22301
JILIN--C4.572188
HEILONGJIANG--C-109.0851
SHANGHAI--C69.67936
JIANGSU--C-130.9523
ZHEJIANG--C73.10777
ANHUI--C-49.16519
FUJIAN--C-7.967918
JIANGXI--C-200.9693
SHANDONG--C-153.0759
HENAN--C-159.7379
HUBEI--C25.39022
HUNAN--C58.26863
GUANGDONG--C288.8604
GUANGXI--C-7.368855
HAINAN--C-80.54226
CHONGQIN--C292.2889
SICHUAN--C53.43304
GUIZHOU--C-27.22416
YUNNAN--C40.11709
SHANNXI--C103.2125
GANSU--C33.62868
QINGHAI--C-30.13145
NINGXIA--C48.95082
XINJIANG--C-60.19158
EffectsSpecification：Cross-sectionfixed(dummyvariables)
R-squared0.995020F-statistic1835.850
AdjustedR-squared0.994478Prob(F-statistic)0.000000
注：SHANNXI表示陕西；SHXNXI表示山西
调整后的达到0.9945；参数都显著不为零。可见，养老保险的实施对人们的消费行为起到促进作用，养老保险覆盖率每增加一个百分点，两年后人均实际消费支出增加238元。为了检验模型的合理性，本文从以下两个角度进行检验：1残差的平稳性；2模型阶段性的适应性。
（四）模型合理性检验
1、残差平稳性检验
最早使用面板数据进行单位根检验的是Bhargava等（Bhargavaetal,1982）。他们利用修正的DW统计量提出了一种可以检验固定效应动态模型的残差是否为随机游走的方法。Abuaf和Jorion（1990）基于SUR回归(seeminglyunrelatedregression)模型，采用GLS估计方法提出了面板单位根检验方法——SUR-DF检验。LevinandLin(1993)建立的LLC法也是对面板数据进行单位根检验的早期版本。Im、Pesaran和Shin在1997年建立了IPS法，但Breitung（1999）发现IPS法对限定性趋势的设定极为敏感。MaddalaandWu(1999)建立了MW法。2003年Im、Pesaran和Shin在考虑异方差和残差自相关后，建立了面板数据单位根检验的W检验。为了避免单一方法可能存在的缺陷，本文选择用Levin,Lin和Chu检验、Im,PesaranandShinW-stat检验、ADF-FisherChi-square检验和PP-FisherChi-square检验(MaddalaandWu(1999)和Choi(2001))。这些方法出发点很类似，都考虑paneldata如下的AR（1）处理过程：
（4.2）
表示外生变量，包括固定影响及各自的趋势。表示自相关系数。假定独立同分布。如果，，则认为是平稳的；如果，，则认为包含一个单位根。为了检测，通常对有两个假定：一是=对于所有的i，Levin,Lin和Chu检验方法就包含这个假定；二是允许随i的不同而变化，Im,Pesaran和Shin(2003),Fisher-ADF和Fisher-PPtests检验方法包含这个假设。
用Eviews5.0检验模型残差水平数据单位根存在情况，在检验时选取具有固定效应的面板数据模型，结果见表4-2，可见残差是平稳的。
表4-2：残差平稳性检验结果
Cross-
MethodStatisticProb.**sectionsObs
Null:Unitroot(assumescommonunitrootprocess)
Levin,Lin&Chut*-10.01010.000030295
Breitungt-stat-4.629390.000030265
Null:Unitroot(assumesindividualunitrootprocess)
Im,PesaranandShinW-stat-5.806380.000030295
ADF-FisherChi-square134.0580.000030295
PP-FisherChi-square141.8050.000030297
2、模型的阶段性适应性检验
考虑面板数据模型对数据比较敏感，考虑到合理的模型对样本内的阶段性数据也应该有一定的适应性。由于在2000年，国务院出台了《关于完善城镇社会保障体系的试点方案》，提出了进一步完善社会保障体系的基本原则、目标任务，确定了进一步调整和完善我国养老保险制度的主要政策，故以2000年为间断点，分别以1994~2000、2000~2006为样本拟和模型结果如下：
表4-3：模型（4.1）基于1994—2000年样本数据的拟和结果
DependentVariable:SJZC?Sample(adjusted):19962000
Method:PooledLeastSquaresCross-sectionsincluded:30
VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.
C145.540584.112921.7302990.0863
SJSR?0.5797030.03507216.528980.0000
FGL?(-2)292.2467127.20742.2974030.0234
SJZC?(-1)0.1872210.0672792.7827410.0063
FixedEffects(Cross)
BEIJIN--C194.6629
TIANJIN--C-67.36612
HEBEI--C-113.7160
SHANXI--C-42.34672
NEIMENGGU--C-152.1187
LIAONING--C-18.23536
JILIN--C-7.334862
HEILONGJIANG--C-91.12028
SHANGHAI--C29.50539
JIANGSU--C-81.55497
ZHEJIANG--C59.36932
ANHUI--C-44.54383
FUJIAN--C40.25343
JIANGXI--C-170.0938
SHANDONG--C-90.54050
HENAN--C-61.56922
HUBEI--C60.57644
HUNAN--C71.32459
GUANGDONG--C266.7200
GUANGXI--C117.4767
HAINAN--C-133.5591
CHONGQIN--C300.0115
SICHUAN--C52.16358
GUIZHOU--C32.38790
YUNNAN--C75.32675
SHANNXI--C40.96239
GANSU--C-2.537140
QINGHAI--C1.434211
NINGXIA--C19.44210
XINJIANG--C-104.9737
EffectsSpecification：Cross-sectionfixed(dummyvariables)
R-squared0.994404F-statistic633.0670
AdjustedR-squared0.992833Prob(F-statistic)0.000000
表4-4：模型（4.1）基于2000—2006年样本数据的拟和结果
DependentVariable:SJZC?Sample:20002006
Method:PooledLeastSquaresCross-sectionsincluded:30
VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.
C337.337460.330065.5915320.0000
SJSR?0.5562310.03554515.648550.0000
FGL?(-2)171.359988.297121.9407190.0539
SJZC?(-1)0.1734440.0564273.0737480.0024
FixedEffects(Cross)
BEIJIN--C334.1456
TIANJIN--C67.76995
HEBEI--C-153.9622
SHANXI--C-178.6641
NEIMENGGU--C-62.23352
LIAONING--C80.42176
JILIN--C18.66479
HEILONGJIANG--C-142.6986
SHANGHAI--C102.6244
JIANGSU--C-189.8810
ZHEJIANG--C76.18871
ANHUI--C-68.51849
FUJIAN--C-82.69486
JIANGXI--C-290.2331
SHANDONG--C-221.1987
HENAN--C-250.6841
HUBEI--C31.67648
HUNAN--C87.74826
GUANGDONG--C407.4439
GUANGXI--C-71.42074
HAINAN--C-65.65503
CHONGQIN--C329.7631
SICHUAN--C76.00520
GUIZHOU--C-68.37576
YUNNAN--C29.75507
SHANNXI--C151.9292
GANSU--C65.71205
QINGHAI--C-56.22428
NINGXIA--C88.13489
XINJIANG--C-45.53898
EffectsSpecification：Cross-sectionfixed(dummyvariables)
R-squared0.995132F-statistic1130.692
AdjustedR-squared0.994252Prob(F-statistic)0.000000
从表4-3、4-4可见模型有很好的适应性，但也从看出一些问题：养老保险覆盖范围的扩大对消费的促进作用逐渐降低。
五、小结和意见
通过面板数据实证分析，认为养老保险的实施解决了人们的后顾之忧，居民在工作期间就可以放心消费，从而减少储蓄，但养老保险覆盖范围的扩大对消费的促进作用逐渐降低。这可能是由于目前的养老保险覆盖范围依然不能达到应保尽保，见表5-1，这使得养老储蓄依然是很重要的储蓄动机；另外，养老保险金空账问题日益严重造成的（见表5-2），也可能加剧了人们对未来预期的不确定性。因而，作建议如下：
一方面，在“社会统筹”向“统账结合”的过渡阶段，政府应加大投资，包括对养老金支付的补贴和对个人缴纳养老费的补贴。确保“统账结合”政策实施前参加养老保险且已经离退休人员养老金按时发放，确保政策实施后的个人账户资金不被挪用。
另一方面，进一步扩大养老保险覆盖范围，将养老保险覆盖面扩展到经济效益较好的私营、个体和外资企业。确保养老保险资金更多的来源渠道。
表5-1：中国历年城镇在职职工养老保险覆盖率
时间城镇就业人数（万人）参保在职职工人数（万人）覆盖率（%）
19905200.7011704130.51876
19915653.71746532.3716
19927774.71786143.52892
19938008.21826243.85171
19948494.141865345.53766
19958737.7931904045.89177
19968758.41992243.96346
19978670.92078141.72513
19988475.82161639.21077
19999501.82241242.39604
200010447.52315145.12763
200110801.892394045.12066
200211128.82478044.91041
200311646.52563945.42494
200412250.32647646.26945
200513120.42733148.00556
200614130.92831049.91487
注：城镇就业人数、参保在职职工人数数据来源《中国统计年鉴2007》，中国统计出版社，2007年
表5-2：养老金“空账”金额
根据我们的调查，城镇居民消费支出远远高于农村居民消费支出，且2013与2007相比，城市与农村居民之间的消费支出差距呈加大趋势。在这三个县(市)进行调研的同时，我们也对这些县市的县城部分人群进行了调研。比较发现:城市居民与农村居民在消费结构、消费意识、消费支出等方面还存在很大差距，农村居民消费力需要进一步提升。
(二)石家庄市农村居民消费结构有待于进一步优化
农村居民消费的恩格尔系数偏高，正常吃穿支出、孩子教育、盖房买房、孩子结婚占据了农村居民大部分收入，用于养老保障、娱乐性消费、服务性消费部分偏少。
(三)石家庄市农民居民消费观念有了很大进步，但不合理因素仍然大量存在
由于农村居民收入水平低、社会保障不完善，受传统农村保守思想的影响，农村居民普遍存在低档消费心理，消费上相对保守、谨慎。调研过程中，当问及是否注重名牌消费，只有3%的调查对象选择“注重”。当问及每年的结余如何处理时，93%的调查对象选择存入银行，而进一步投资的愿望明显不足。
(四)不同区域农村居民，甚至同一区域内的农村居民之间的消费差异巨大
在调研过程中发现，同为元氏县的两个村庄东富村和西富村，只有一路之隔，但两村的消费水平相差悬殊。西富村的消费水平明显高于东富村。首先，以两个村庄的日常消费品卖点数量来看，东富村只有三个小规模的卖点(小卖部)，明显少于西富村商业一条街大量的商店。其次:从超市里的物品来看，西富村超市里的物品丰富，且档次较高。再次:调查问卷也显示，西富村消费档次要比东富村高的多。在新乐调研过程中，我们选择了东杨家庄、何家庄相对比较富裕的村庄和北李家庄、安庄村等相对不发达的村庄作样本，调查数据显示，富裕村庄居民消费水平和一般村庄的消费水平相差悬殊。总体来说，随着农村居收入水平的提高，农村居民消费力有了一定程度上的提升，也一定程度上促进了农村经济的增长，但农村居民消费力还存在大量的释放空间。
二、农村居民消费力不足的归因分析
1．收入水平低是最主要原因。在市场经济条件下，收入是决定居民消费水平的最重要因素。根据调查总结出:石家庄市农村居民收入来源主要靠非农性工资收入，就业主要是在本地乡镇企业以及外出务工，传统的种植业和养殖业占家庭总收入比重不断下降。同时，农村居民收入逐年上升，但增长速度缓慢。通过调查和分析:农民增收仍有不少困难。近几年来，农民的收入持续增长，这和农产品价格上涨、国家政策性补贴和农村外出务工人员工资水平的提高有直接联系，但现阶段，这些因素在促进农村居民收入方面释放的空间越来越有限。首先从国家政策角度看，随着时间的推移，国家政策性补贴的放开和普及，致使农产品价格上涨出现瓶颈期，农民增收的难度将进一步加大;其次，从务工收入角度看，由于农村劳动力素质较低以及金融危机之后市场对劳动力素质要求的提高，二者之间的差距使得转移农村劳动力陷入困境，农民难以从事技术含量较高的工作，只能靠苦力挣钱，这样会导致农民增收难度加大。再加上化肥、种子等生产资料价格的进一步上涨，农业生产成本也随之增长，这又将限制农民的增收。2．农村市场环境差是重要原因。农村市场环境差制约着农村消费力的提高。具体表现为:其一，农村消费市场不健全，商业网点少，售后服务差，市场秩序相对混乱。调查中发现，村子里的小卖店不能很好的满足村民的购物需求，70%的村民都有建立更多购物超市的愿望。另外，在农村假冒伪劣产品随处可见，商品质量也没有相应的保障，令人担忧。3．金融支持力度不够是另一个重要原因。目前农民在生产、生活消费中均有信贷需求，但现有农村信贷机构出于风险防范的考虑，服务农民的意识不强，贷款条件过于严格，农民难以得到或很少得到信贷支持。而根据现实情况，大多数农民消费仍停留在“量入为出”、“勤俭持家”的状况，这也导致金融机构的信贷消费在农村还有广阔的市场可以开辟。4．网购不发达也是一个主要原因。近几年，网络购物成为一大消费途径，中国已经成为世界上第二大网络购物国家，但网络购物大都集中在城市，网络购物在激发农村居民消费潜力还有很大的发展空间。通过与村民们交流发现，他们大多数都不了解网络购物。一位妇女说:看一个照片，摸不着东西就把钱打给人家了，感觉不靠谱。另外一位妇女补充道:可不敢网购，电视上都播了，网购都把钱给骗了。由于不了解网购和仅仅因为听说了一两起网购个案事故，使得他们非常排斥网络购物。除仅有少数的年轻一代村民偶尔会使用，大部分村民对于网购持排斥态度，农村消费方式还需进一步丰富。5．社会保障水平低是深层次原因。在调查过程中发现，医疗保险、养老保险等社会保障确实惠及到农村居民，但还有进一步发展和完善的空间。首先，医疗保险应进一步完善。据一位65岁老人讲述他的经历，“自己可以在家里输几天点滴就能治好的感冒，最多花费500元;而我去县里医院后，医生说只有住院才报销，结果，我花费1000元左右治好，给报销大概500元，和自己在村子里输液相比，花的钱一样多”。其次，在调研的过程中发现，农村居民养老还是传统的养老方式。投入商业养老保险的很少，政府针对农村居民的养老保险还有很大的进步空间。
三、释放石家庄市农村居民消费潜力的对策建议
(一)增加农民收入是提高农村居民消费力的前提和基础
1．发展现代农业，增加农民农业领域的经营性收入。(1)吸收社会资本投入是石家庄市发展现代农业的现实选择。现代农业具有高投入、高产出特点。石家庄市应采取投资补贴、降息贷款、信贷担保、农产品价格补助等措施，来更好的吸引社会资本投资现代农业，为现代农业发展注入动力和活力。建议用建设工业项目的办法推进现代农业项目的发展，用抓工业项目的力度来推进农业项目。(2)“公司+家庭农场”经营模式是发展现代农业的重要突破口。公司主要负责基础设施建设，农产品加工销售等服务，主要面向市场，搞好农产品经营和深加工。例如赵县关于梨汁、梨干、梨茶等一系列高附加值的梨产品打入了市场，增加了农民的收入。家庭农场主要是面向生产，它是搞好农产品生产的一种重要方式。要搞好家庭农场，需要解决两个方面的重要问题:一是土地流转问题。现代农业规模化、集约化程度要求更高，这就要加快推进土地的流转，使土地集中，进行规模经营。二是法律身份问题。家庭农场的登记注册、标准认定等制度是建立家庭农场的法律保障。只有法律上有了名分，有了保障，农民才敢去注册“家庭农场”，才敢于对所使用的土地进行投入、改良。(3)建设现代农业园区是发展现代农业的客观要求。现代农业园区能够有效聚集土地、资金、科技、人才等各类先进农业生产要素，代表了现代农业发展方向。同时要因地制宜开发农业生产功能、生活功能、生态功能、旅游休闲功能、示范功能等，带动旅游经济的发展。(4)深入挖掘地域特色，打造知名农产品品牌。应下大力气帮助农民推介具有石家庄特色的农产品;应延长农业产业链，在流通中实现农产品增值;应在特色农产品集中区域，扶持建立一批农产品批发市场，发挥市场的集散地作用，加快农产品流通。2．拓宽农民在非农产业就业渠道，增加工资性收入。具体为:一是大力推进城镇化，提供更多的就业岗位，提高农村居民在第二、三产业中工资性收入;二是制定优惠政策吸引更多的社会资金、人才进入农民培训领域，提供农民的就业能力。
(二)健全农村居民的社会保障制度、真正落实国家惠农政策是提升农村居民消费力的关键点
1．健全农村居民的社会保障制度。在调查中我们发现，不完善的社会保障体系使农民对于未来的不确定存在担忧，只能把钱存起来，不敢花钱，因此，健全农村的社会保障制度、免除农民的后顾之忧，让农民把结余下来的钱敢于消费是关键。为此要:一是各级政府应加大投资力度，完善农村居民的社会保障制度，降低农村居民未来支出的不确定性，提高农民即期消费力。二是鼓励商业保险公司出台针对农村居民的优惠保障制度，充分发挥社会资本在农村保障制度中的作用。2．高质量落实国家义务教育政策，使农民享受经济发展的成果。九年义务教育的普及，减轻了农村居民对于教育的投入，但在调查过程中发现:由于农村师资匮乏，教学质量欠佳，农民为给孩子提供优质教育资源，便为子女选择私立学校。然而私立学校的学费是一笔很大的费用。因此，应加大对农村教育的投入，使农民真正的得到实惠。
(三)优化消费环境、加强硬件建设是激发农村居民消费潜力的关键所在
首先，根据当地的市场需求，建立更多的能够满足农民需求的商场超市，加强农村市场的质量安全监管，提高农民消费信心。其次，健全和完善农民消费的配套设施。如，建设道路，使农民拥有通达的购物道路;完善公交体系，方便农民出行购物。再者，工商和卫生管理部门要严厉打击农村市场假冒伪劣、以次充好等非法行为，为农民营造健康满意的消费环境。另外，农村居民消费注重经济实惠，商家应针对农村居民提供适销对路的产品，做好配套服务和售后服务，这也是激发农村居民消费潜力的重要方面。
(四)培育消费热点是释放农村消费潜力的重要途径
积极引导农村居民对汽车、住房等大宗物品的消费，大力发展针对农村居民的旅游、文化、健身、养老、信用等消费，努力把农村居民储蓄转化为现实消费需求。在西富村，我们就惊奇的发现了一个“网络代购点”，这不仅可以弥补他们操作电脑上的缺陷，还能减轻他们的顾虑和担忧。“网络代购点”在农村是值得鼓励发展的新型消费方式，他有可能成为拉动农民消费的另一个渠道。
2．城镇化与农村居民消费水平的评价使用通常意义上城镇化的衡量方法，用“城镇常住人口／总人口”来衡量我国城镇化水平；农村居民消费水平则用农村居民生活消费支出占农村居民纯收入（消费率）来衡量；数据来源于历年《中国统计年鉴》。
二、城乡统筹、城镇化与农村居民消费的关系
本文基于VAR模型对我国城乡统筹、城镇化与农村居民消费的关系进行实证分析。为了防止出现自回归系数的估计值向左偏向于0、传统t检验失效以及伪回归等现象，VAR模型要求时间序列是平稳的。本文使用ADF单位根检验方法对时间序列进行平稳性检验，为了增加平稳性，本文对农村居民消费率取对数后再进行检验。从结果来看（见表2），原始序列均不平稳，而一阶差分以后均平稳，同阶单整，可以进行协整分析。虽然时间序列数据经过了一阶差分以后平稳，但是差分以后的经济含义与原序列不同，为了考察城乡统筹、城镇化与农村居民消费之间是否有长期关系，进一步进行Johansen协整检验。首先，确定VAR模型的滞后阶数，综合权衡自由度和LR、AIC等测度，选择滞后阶数为2；然后，确定协整秩，在5％的显著水平下拒绝没有协整关系的假设，而在5％的显著水平上接受有一个协整关系，即认为城乡统筹、城镇化、农村居民消费之间有一个长期协整关系。根据上述确定的滞后阶数，进行回归，再进行VAR系统的稳定性检验，如图1，所有单位根均在单位圆内，说明此VAR系统是稳定的。继续进行格兰杰因果检验，格兰杰因果反映的是动态统计意义上的关系，表明的是一个变量是否对另外一个变量具有预测能力（表4）。分析结果表明：城镇化、农村居民消费均是城乡统筹的格兰杰原因，城乡统筹和城镇化均是农村居民消费的格兰杰原因，而城乡统筹和农村居民消费均不是城镇化的格兰杰原因。说明城镇化水平的提高和农村居民消费率的增长会促进城乡经济社会的和谐发展，而城乡统筹、城镇化在统计意义上也能促进农村居民消费的增长，这与笔者提出的城乡统筹和城镇化可开启和促进农村消费市场的猜想是一致的。下面进行脉冲响应分析，以进一步明晰城乡统筹、城镇化和农村居民消费三者之间相互影响的关系。脉冲响应冲击函数反映了一个内生变量对误差冲击的反应，即在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击后，对内生变量的当期值和未来值的影响。图2中，横轴代表时间，设定10期，纵轴代表变量对冲击的响应幅度。对城镇化施加一个标准差的正向冲击，消费在第一年有一个负向的反应，而从第二年以后，反映为正向且幅度最大，从第六年以后反应逐渐减弱，说明城镇化对农村居民消费有2～5年的激励作用；对城乡统筹施加一个标准差的正向冲击，消费在前三年的反应都是负向的，说明政策具有滞后效应，而从第四年以后反应转正，并且持续三年左右，但是反应幅度不如城镇化对消费的冲击大；对城乡统筹施加正向冲击，会促进城镇化的进程，并且具有长期性，说明城乡统筹改革利于城镇化发展；对城镇化施加正向冲击，对城乡统筹的影响更大，并且长期效应更明显，更验证了城镇化是城乡统筹的实现途径；农村居民消费的冲击对城乡统筹和城镇化也都具有一定短期效应，但幅度不大，且长期效应不明显。脉冲响应函数反映了变量之间的冲击反映，而方差分解通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差度量）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。从方差分解的结果（表5）可见，城乡统筹和城镇化的变动主要受自身冲击影响，尤其以城乡统筹更为明显（在第1期贡献几乎全部来自自身，而到第10期时城乡统筹对自身影响也占总影响的66％，城镇化对其贡献率占26％，农村居民消费对其贡献不足10％）；城乡统筹对城镇化的贡献度占30％，城镇化的自身贡献占60％，消费对其贡献度只有1．3％；但是三者对农村居民消费的冲击响应的贡献度从长期来看比较平均，第10期时，城乡统筹和城镇化合计对农村居民消费的贡献超过50％，这与脉冲响应分析中城乡统筹和城镇化对农村居民消费具有正向影响的结论相一致。
