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(二)数据的基本统计描述表1报告了被调查的家庭的基本人口特征。从表1中可以发现，样本中被访问者的平均年龄在逐渐增加，由2003年的42.49岁增加到了2008年的44岁。教育年限①＊也呈增加的趋势，反映了随着生活水平的提高，中国城镇居民对教育的重视程度日益提高。值得注意的是随着时间的推移，城镇居民的家庭规模有缩小的趋势，家庭的平均人口由3.32减少到了2008年的2.18，这在一定程度上反映出中国城镇居民生育意愿降低的现象，符合中国生育率降低的现实。表2提供了各调查年份中国城镇居民家庭消费支出及消费差距的变动情况，从中可以发现，中国城镇家庭人均消费支出呈明显的递增趋势，反映出中国城镇居民分享到了经济增长带来的成果，显著地提高了消费水平。在表2中计算了多个常用的衡量差距的指标，如对数标准差、变异系数、基尼系数、泰尔指数等②＊＊。各个衡量差距的指标变化规律是基本一致的，总体表现出上升的态势(除了2006年有小幅下降)，这说明中国城镇居民家庭消费差距有扩大的趋势。从表1和表2提供的基本数据中，我们可以粗略地推断:2003年到2008年间，中国城镇居民人口年龄结构呈老化的趋势，而且消费差距也趋于扩大。若将所有观测值的消费支出和年龄分布绘制出全样本的年龄—消费曲线(如图1)，则会发现，消费支出近似呈现出“U”型分布，在18岁到26岁左右，居民消费支出处于最高位，此后逐渐下降;到了38岁左右又开始缓慢上升。消费支出的这种特征可能和中国特殊的人口政策有关，在样本观察期内，18—26岁的城镇年轻居民基本上都是独生子女，家庭的主要支出都花在他们身上，他们处于消费曲线的高位不足为奇;26岁以后，多数年轻人都脱离了父母独自生活，在职业生涯的早期收入并不足以支撑较高的消费，所以消费有下降的趋势;38岁以后基本进入赚取更高收入的黄金时期，消费又缓慢的回升。然而，图1的做法是将所有个体进行无差异对待，忽略了个体之间客观存在的代际差异(不同年份出生在相同的年龄段，其消费水平是有差异的)，这无疑遗漏了一些重要的信息，估计结果并不可靠。对此，本文接下来将运用组群分析方法来测度中国城镇居民消费支出变动及其来源的年龄效应与组群效应。
二、中国城镇居民消费支出的分解
(一)组群分析方法在微观调查中，对某一特定个体的终生进行固定追踪是很难实现的，所以往往采用样本轮换的做法，每一轮的调查样本都会产生变动，这样导致了无法获得真正的面板数据。但是，如果按照某种属性(如年龄、民族、职业等)将各期的调查样本分成不同的组群(Cohort)，在各个样本期内，选择各组群相关变量的均值，则可以构造出以组群为单位的面板数据，这种分析方法就叫组群分析方法(周绍杰，2009)，根据组群来构造的面板数据称为伪面板数据(PseudoPanleData)。伪面板数据允许各个调查期的样本不同，其重点关注的是组群(如同一年代出生的人，职业相同的人)的统计特征，通过组群的各种统计量(均值、方差等)的发展变化，来揭示总体某一变量的分布特征。尽管伪面板数据不是真正的面板数据，但伪面板数据使用的是组群的统计量，减少了个体奇异值的干扰，从而降低了测量误差，另一方面，由于不需要每个调查期追踪固定的样本，这使得样本流失的问题不存在。虽然伪面板数据可以提供某一组群在某一年龄阶段的经济行为，但在实证分析中必须对组群间的系统性差异———即组群效应(CohortEffect)进行控制，否则组群效应将会混合到所估计的年龄曲线中，造成估计的偏误。因此，在进行组群分析时，重要的一项任务就是在估计家庭消费支出的年龄曲线时把组群效应的影响控制住。控制组群效应的方法是把要分析的变量(在本文中为家庭的消费支出)分解为组群效应、年龄效应(AgeEffect)和年份效应(YearEffect)(Deaton，1997)。其中，组群效应反映了不同时代出生的群体，由于成长环境的差异等导致的代际的系统性差异(例如20世纪60年代出生的群体，其消费行为和80年代出生的群体必然不同)，年龄效应则反映了消费支出的生命周期特点。在实际计量分析过程中，各虚拟变量设定如下:组群虚拟变量以出生最早的组群作为参照组;年龄虚拟变量以最年轻的年龄组作为参照组;T－2个年代虚拟变量根据式(4)转换。
(二)组群构造与消费支出的分解构造伪面板数据要根据观测个体的出生年份来划分组群，Deaton(1997)建议在构造伪面板数据时需要在组群个数和每个组群内样本个数之间进行权衡，其原则是:组群内部差异尽可能小，而组群之间差异尽可能大。本文研究的样本中，调查对象出生年份在1933—1990年之间，由于调查的年份只有四年，我们每10年定义一个出生组，得到6个组群。表3为“组群—年份”构成的伪面板数据在每个单元的样本数。本文的样本年龄分布在18—70岁之间，在四个年度的调查中，年龄最大的个体出生于1933年，在2003年为70岁，最年轻的个体出生于1990年，在2008年为18岁，共构造了58个组群(出生于1933—1990年)，53个年龄组(18—70岁)，在分解出三种效应(年龄、年份、组群)的过程中，共有57个组群虚拟变量、52个年龄虚拟变量以及转化的2个年份的虚拟变量。图2是各组群消费支出的年龄曲线，年轻组群的年龄—消费曲线位于左边，年老组群的年龄—消费曲线位于右边。年龄—消费曲线有两个方面的特征:第一，除了最年老的组群(出生年份为1933—1941年)，其余各组群的消费支出均表现为随年龄增加而增长的趋势。各组群的年龄—消费曲线并没有呈现出“驼峰”形状，而在对一些发达国家或地区的研究中，如对美国(Attanasioetal.，1999)、英国(Attanasio＆Browning，1995)、台湾(Deaton＆Paxson，2000)的研究结果均显示年龄—消费曲线具有明显的“驼峰”特征，中国的年龄—消费曲线具有其特殊模式。第二，在相同的年龄水平上，年轻组群的年龄—消费曲线全部位于年老组群的上方，这表明中国快速的经济增长提高了年轻一代的消费水平。另外，相邻组群的年龄—消费曲线并未相连接，不同组群的消费支出分布在不同的年龄曲线上，因此，不能仅仅连接各个组群的年龄—消费曲线来形成一个总体的年龄—消费曲线，必须在控制组群间的差异的基础上来估计一个总体的年龄—消费曲线。图3绘制了年龄效应和组群效应。可以看到:第一，年龄效应几乎保持着线性增长的态势，只有在60岁以后的退休年龄才停止上升，保持在一个较高的水平，这与美国(Attanasioetal.，1999)和台湾(Deaton＆Paxson，2000)的“倒U”型特征也是迥异的。从平均意义来看，中国城镇居民消费支出的年龄效应增长率约为5.96%。第二，组群效应曲线也基本呈线性增长的趋势，组群效应的增长率约为3.33%，这一结果表明了中国的经济增长给城镇居民的消费水平带来了更多的上升空间。根据以上的分析可知，组群间的消费支出差异十分明显，年轻组群的消费水平明显高于年老组群，因此，在目前老龄化日趋严重的背景下，政府应该通过加快完善中国养老体制、进行收入的再分配调整，提高年老群体的财富水平，促进全社会的消费增长，提高居民的整体福利水平。
三、中国城镇居民消费差距与消费差距变动的分解
(一)消费差距的分解为了便于对总体的消费差距进行分解，我们参照Deaton＆Paxson(1994)、Ohtake＆Satio(1998)及Caietal(2010)等人的做法，选取对数方差来衡量消费的差距。由图4的年龄—消费差异曲线可以发现，几乎在每个组群内，中国城镇居民的消费差距都随年龄的增长而增大，这表明了消费支出存在着显著的组内不平等。其中，Varlnyjk表示可以被分为j个组群和k个年龄组的总体人群的对数消费方差;chortm表示组群虚拟变量，当m=j时为1，否则为0;agen是年龄虚拟变量，当n=k时为1，否则为0;αm和βn则分别为我们要估计的消费差距的组群效应和年龄效应。图5显示了消费差距的年龄效应βn，从中可以看出，消费差距虽然随年龄的变化而波动，但其基本趋势是随着年龄的增长而上升。这说明，在某一组群内(即出生在同一时代的个体内部)，随着年龄的增长，该组人的消费差距是逐渐扩大的，这暗示着同一时代出生的群体进入老年阶段后消费差距会更大，那么在中国养老保险体系尚未完善的环境下，个人如何合理配置其有限的财富，平滑其一生的消费则是个体必须面临的现实问题。表4是组群效应αm。结果显示，各个组群的估计系数都为正数，而且统计上均显著。由于我们的参照组是出生于1933—1941年之间的群体，全部为正的估计系数说明出生于1933—1941年之间的一代人，其消费差距是最小的，之后随着出生年代的推移，组群效应也越来越大，从出生年代为1942—1951年的0.06增加到出生年代为1981—1990年的0.186，增加了两倍有余。这个特征也容易理解:出生年代较早的一批人，其收入来源有限，接触到的消费市场品种也较为单一，他们的消费差距必然不会太大;而出生年代较晚的一批人，收入来源的多样化、消费品市场的极大丰富都为他们产生较大的消费差距提供了条件。这里，消费差距与消费支出的组群效应均表现出相同的规律，即组群效应随着出生年代的推移而增大。根据前文的分析可得到中国城镇居民年龄与消费支出的一般规律:年轻一代的消费水平要高于年老一代，年轻一代的消费差距也大于年老一代，在同一代人内部，随着年龄的增长，消费差距是不断扩大的。但仅根据这个规律我们并不能发现中国的老龄化进程是否对居民消费差距的变动产生了影响，本文接下来将对消费差距的变动进行分解，以考察人口老龄化在消费差距变动中的作用。
(二)消费差距变动的分解基于Ohtake＆Satio(1998)、曲兆鹏和赵忠(2008)的方法，我们把中国城镇居民消费差距从2003到2008年的变动进行分解，把消费差距的变动分解为“人口效应”(即老龄化效应)、“组间效应”和“组内效应”。具体做法如下:令sit为每个年龄的样本在总样本中的比重;σ2it为控制了出生组之后，每个年龄样本的消费对数方差;Xit为每个年龄样本的消费对数均值;i=18，19，…70;t为调查的年份。根据方差的定义和设定的上述变量，我们把消费对数方差变形，分解成三个部分。从表5中可以有如下发现:第一，消费差距的变动在各个时间区间内都为正，且变动量逐渐增加，这反映了在样本区间内，中国城镇居民的消费差距的确是扩大了，而且消费差距的扩大有恶化的趋势。第二，出生组内的消费差距是总体消费差距变动的主要原因，其作用强度有增加的趋势，而与组内效应相比，组间效应很小，这说明了中国城镇居民在2003—2008年间消费差距扩大的主要原因是同一出生组内老年人和年轻人消费差距的拉大，这与图5中控制了组群效应后消费差距随着年龄增加而扩大的年龄—消费曲线相对应。第三，各个时期人口效应分解的结果都表示，人口老龄化对消费差距的影响都不容忽视，这一发现与曲兆鹏和赵忠(2008)不同，他们对中国农村的研究表明老龄化对不平等的影响非常微小。而本文的研究发现人口老龄化对城镇居民消费差距存在着显著的影响，而且影响作用有增强的趋势，这暗示着人口老龄化对居民消费差距的影响在中国城乡间可能存在不同的作用机制，值得更深入研究。
(二)数据来源及描述在计算城镇化水平时，由于统计口径的调整以及多个省区在2005年将人口调整为常住人口，为了数据的准确性，选取2005年—2012年作为样本期，截面为中国大陆30个省份(因数据不完整，没有纳入)，并分东、中、西部三大地区①。居民消费率数据来源于2006年—2013年《中国统计年鉴》;城镇化率数据来源于《2013年中国统计年鉴》;2010年的人口年龄结构数据来自《中国2010年人口普查资料》，其他年份的数据来自历年《中国统计年鉴》;消费价格指数和人均实际生产总值均以2005年为基期计算所得;其他数据均来源于历年的《中国统计年鉴》以及各省《统计年鉴》。表1给出了各个变量的统计性描述。从表1数据可以看出，虽然东部地区的城镇化水平要明显高于中西部地区，且远远高于全国平均水平，但是其居民消费水平却低于中西部地区和全国水平。为此，将以散点图的形式来具体呈现两者之间的关系。从图1中的散点图中可以看出，居民消费率与城镇化水平存在一种非线性的正U型关系。在城镇化水平较低时，居民消费率随着城镇化的提高而降低;在城镇化发展到一定水平时，居民消费率随着城镇化水平的上升而提高。因此，尝试在计量模型中添加城镇化的二次项，探究城镇化是如何影响居民消费需求。在人口年龄结构方面，关于少儿抚养比，东部地区最低，中部其次，西部地区最高，其原因可能是由于东部地区较高的经济发展水平和较为开放的生育观念;对于老年抚养比，三个地区基本保持相同水平。为了从大体上描述城镇化和人口年龄结构与居民消费之间的关系，给出了两者之间的散点图。从图2和图3的散点图可以看出，少儿抚养比与居民消费率存在一种正相关系，少儿抚养比的提高会增加居民消费，少儿抚养比的降低会减少居民消费。而老年抚养比与居民消费率的拟合曲线近似一条直线，其对居民消费的作用不明显。在城乡收入差距方面，东部和中部地区水平相当，而西部地区的城乡收入差距要略高;关于人均实际生产总值增长幅度，中西部地区要明显高于东部地区，这证明次发达地区经济更具有发展潜力;东中西部人均实际生产总值的对数符合我国目前的经济发展实际。
(三)估计方法由于居民在长期的消费实践中会形成消费习惯，前期的消费对当期消费会产生影响，居民消费存在棘轮效应，将上期居民消费量作为被解释变量加入到模型中，构建动态面板数据模型。由于在动态面板中普遍存在自相关、异方差和个体效应。Arellano和Bover［15］(1995)与Blundell和Bond［16］(1998)在相关研究中提出，动态面板数据广义矩估计方法(GMMforDynamicPanelData)一方面能够控制个体效应，另一方面可以通过使用解释变量的滞后项作为工具变量来解决解释变量的内生性问题。居民消费率和一些解释变量之间可能是同时决定的，动态面板GMM估计通过选择合适的工具变量可以有效控制解释变量的内生性问题;当不可观察的变量与解释变量相关，或是遗漏了某些个影响因素时，GMM使用差分转换数据还可以克服遗漏变量问题。为此，采用动态面板GMM估计方法是合适的，而静态面板估计会使得结果产生偏误。差分GMM估计法可以通过对模型进行一阶差分来处理“动态面板偏差”(dynamicpanelbias)问题。但差分GMM估计必须满足两个前提条件:回归方程的随机误差项εi，t不存在自相关;以及内生解释变量具有弱外生性。由于差分GMM的缺点是无法估计个体效应ξi的系数以及可能导致弱工具变量问题，Blundell＆Bond(1998)将差分方程与水平方程作为一个系统进行广义矩估计，被称为“系统GMM”(SystemGMM)。系统GMM的优点是可以提高估计的效率，并且可以估计不随时间变化的变量的系数。其缺点是，必须要假定被解释变量的一阶差分滞后项与个体效应无关。一般情况下，系统GMM的估计方法要优于差分GMM的估计方法。系统GMM法又可分为一步法(one－stepsystemGMM)和两步法(two－stepsystemGMM)估计。相对于一步法，二步法估计不容易受到异方差的干扰。鉴于此，采取二步法进行估计。为了检验工具变量是否有效，借鉴Arellano和Bover(1995)和Blundell和Bond(1998)的研究，进行Sargan检验，其原假设是模型过度识别约束有效;另外还需要对随机误差项的一阶和二阶序列自相关进行检验，其原假设是随机扰动项不存在自相关。
二、实证结果与分析
在使用模型(2)进行估计之前，按照大多数研究的做法，首先研究居民消费与城镇化以及少儿抚养比与老年抚养比之间的线性关系，其具体形式为。文章分别采取差分GMM方法和系统GMM方法进行对比分析，实证结果见表2。表2给出了全国水平动态面板的差分和系统GMM估计结果，模型(1)和模型(2)分别是不加和加入控制变量的差分GMM估计结果，模型(3)和模型(4)分别是不加和加入控制变量的系统GMM估计结果。可以看到，模型(1)至模型(2)都通过了Sargan检验，说明模型所选取的工具变量是有效的。且模型(1)和模型(2)的一阶差分的残差只存在一阶序列相关，而不存在高阶序列相关，差分GMM估计结果不能拒绝模型中“随机扰动项不存在自相关”的原假设，说明差分GMM的估计量是一致的，模型(1)和模型(2)都是合适的。在系数GMM估计方面，滞后一期的居民消费率估计系数的符号为正，说明居民的消费习惯对居民消费产生较为显著的影响。原因可能是中国自古崇尚节俭，这种消费习惯是导致目前我国居民消费不足而储蓄增加的一个非常重要的原因。在未加入控制变量的条件下，URB的估计系数为负，且在10%的水平下未通过显著性检验，而在加入了所有控制变量以后，URB在5%的显著水平下通过了检验，且符号为正，说明在加入控制变量以后，模型得到了优化，所选取的控制变量是有效的。就人口年龄结构而言，在模型(1)和模型(2)中，CDR都在1%的显著性水平下通过了检验，且符号为正，说明就全国水平而言，少儿抚养比的提高会增加居民的消费需求，其原因可能是少儿没有参加工作，是家庭和社会净投入。在加入了所有控制变量滞后，ODR在1%的显著性水平下通过了检验，且符号为负，说明老年抚养比的提高会阻碍居民消费的提高，其原因可能一方面是老年人到了退休年龄仍然在工作，另一方面老年人崇尚节俭，开支较小。我国的少儿抚养比从1982年实施计划生育的54.6%一直下降到2012年的22.2%，而老年抚养比从1982年的8%上升到2012年的12.7%，少儿抚养比的下降和老年抚养比的增加同时降低了居民的消费需求拉动力。此外，我们也发现2008年时间虚拟变量的估计结果显著，表明金融危机对居民消费具有一定程度的影响。由于系统GMM方法能够解决模型内生性问题和遗漏变量问题，文章给出了系统GMM法的估计结果———模型(3)和模型(4)，两个模型都通过了Sargan检验和扰动项无二阶序列相关检验。在系数估计方面，与差分GMM估计法相比，不管是显著性水平还是符号，两者的差别不大，但是系统GMM法的Sargan检验值要明显高于差分GMM法，尤其是在加入控制变量以后，说明系统GMM的估计方法更有效率。鉴于此，文章在后文全部采用GMM估计法进行估计。综合上述分析，城镇化与居民消费之间呈正向关系，目前的人口年龄结构与居民消费呈负向关系。但是从散点图1中可以看出，城镇化与居民消费之间并不是正向关系，而是在起初阶段时呈现负向关系。鉴于此，文章采用模型(2)进行估计，即加入城镇化的二次项，分析城镇化对居民消费的影响形式，估计结果见表3。模型(1)到模型(5)均是采用系统GMM方法的估计结果，可以看出，在依次加入控制变量以后，模型全部通过了Sargan检验和随机扰动项无自相关检验。在所研究的变量中，除了ODR的显著性水平没有全部通过以外，其他变量的显著性水平都非常高。且少儿抚养比与老年抚养比的系数符号与前文分析一致。在模型(1)到模型(5)中可以看出，模型(5)的Sargan值最大，模型(5)估计结果更为准确。根据模型(1)～(5)计算出城镇化拐点分别为56.8%、56.23%、50.17%、51.47%和42.42%。由此可以得出，城镇化对居民消费并非简单的正向关系，而是存在正U型关系。这可能是由于在城镇化初期，住房支出占去居民大部分的收入，居民不得不减少其他方面的消费，居民消费率在城镇化前期一直是下降的。而当城镇化发展到一定成熟阶段，大部分居民住房问题得到解决，收入预期得到提高，居民会增加消费。这就不难解释近些年来我国居民消费率持续下降的原因，在城镇化初期，城镇化与人口年龄结构的双重负作用，是居民消费率下降的主要原因。2010年，我国的城镇化水平突破50%，已经接近拐点水平，城镇化的持续发展会提高居民的消费率。
在分析全国居民消费下降的原因的基础之上，尝试研究居民消费在不同地区之间的差异。为了探讨影响居民消费的区域差异，文章分别从东部、中部和西部进行模型的估计。在进行模型估计之前，分别对东部、中部和西部居民消费与城镇化分别进行关系散点图分析(散点图略)，结果表明不存在明显U型关系。因此文章建立线性模型进行估计，估计结果如表4所示。由于系统GMM法要优于差分GMM的估计方法，因此东中西部地区均采用系统GMM估计法进行估计。由表4可知，所有模型均通过了Sargan检验，表明所选取的工具变量是有效的，且一阶差分的存在一阶序列相关，而没有高阶序列相关，从而我们不能拒绝水平的残差序列不存在序列相关的原假设。在所有模型中，各地区居民消费率的滞后一期仍然显著影响着居民的当期消费。收入差距(GAP)没有出现在模型估计结果中，可能因为收入差距对居民消费需求不是简单线性关系，也可能不同省份城乡收入差距对居民消费影响特征不同。这与刘厚莲(2013)实证结果为城乡实际收入差距与居民消费需求呈现倒U型关系相一致。地区人均实际GDP的对数(lnRPGDP)对居民消费影响也不确定，可能是居民消费支出主要受受上期可支配收入影响，更有可能是各地区居民可支配收入占地区GDP比例不尽相同，通过人均GDP测算一个地区居民可支配收入可能不准确。例如:主要是靠投资拉动和能源消耗为主，投资主体主要是央企和大国企，这样的模式导致GDP确实很大，但老百姓从中取得的收入比重不会太高，这也就是外界通常所说的“只长骨头不长肉”;相反，广东、福建、浙江等地以轻工业为主，非公经济占比较高，GDP增长与居民收入的关联度也比较高，也就是“藏富于民”。在东部地区，URB的估计系数在5%的水平下显著为正，其系数值为0.142，说明城镇化率为增加1%，居民消费率会随之增加0.142个百分点。
东部地区城镇化的平均水平为62.39%，已超过拐点水平，城镇化的继续发展会促进居民消费的提高，这与上文的分析相符合。在人口年龄结构方面，少儿抚养比没有通过显著性检验，但其符号为正，说明在东部地区少儿抚养比对居民消费率起推动作用。老年人口抚养比在1%的显著性水平下通过了检验，其值为－0.3969，说明老年抚养比每增加1%，居民消费率会随之下降0.3969个百点。人口年龄结构在东部地区的作用效果与全国水平类似。就中西部而言，城镇化对居民消费的促进作用并不显著。中部和西部地区城镇化的平均水平分别为45.43%和41%，均位于拐点的左端。在城镇化初期，居民首要问题的是住房问题。住房占去居民大部分的消费开支，从而缩减居民在其他方面消费的开支。在人口年龄结构方面，中部地区少儿抚养比和老年抚养比对居民消费的影响都显著为正，西部地区老年抚养比虽然没有通过显著性检验，但其作用效果与中部地区类似，而与东部地区相反。究其原因可能有两方面:一是随着中西部生活水平提升，随着城镇化推进，越来越多老年人开始关注自身健康，增加医疗保健开支，二是中西部老年人收入比东部地区低;两者导致老年人口比重上升，提升居民消费比重。为了给出更加准确的解释，给出中西部居民医疗保健消费支出的不同。在医疗保健方面，中西部地区城镇和农村的消费支出占比都要高于东部地区，这与中西部的经济发展水平和医疗保障水平有关，医疗保障水平低会增加居民对医疗保健的投入。以上是基于东中西部地区分析城镇化和人口年龄结构对居民消费率的影响。可以看出，在东部地区，城镇化的持续发展会推动居民消费率的提高，而在中西部地区，其作用效果并不显著甚至其阻碍作用。在人口年龄结构方面，少儿抚养比在东中西部都起推动作用，而老年人口抚养比在东部地区起阻碍作用，而在中西部地区起一定的推动作用。
一、引言
消费、投资和净出口在GDP分析中常被誉为拉动经济增长的3个主要因素，这其中，消费对与经济增长则具有持久的推动力。近些年来，我国居民收入与消费水平不断提高，居民消费结构转换和消费需求扩张已经成为我国经济高速增长的主要动力。进入21世纪，居民消费结构变化对于国民经济发展的影响不断增大，消费结构问题一直是消费经济研究的重要内容，是一定时期人民群众消费状况的重要标志。
国内对于消费结构的研究一直热度不减。如尹世杰（1983）在其主编的《社会主义消费经济学》中系统研究了消费结构问题,是我国进行消费结构理论研究的开端。丁声俊、叶方恬（1990）在《中国消费结构和食物结构》一书着重研究了食物消费结构问题，并分析比较了国内外消费结构的一般趋势。林白鹏（1993）在其所著《中国消费结构与产业结构关联研究》一书中将消费结构和产业结构两个领域联系起来研究。孙凤等（2000）通过面板数据分析了中国城镇居民收入差距对消费结构的影响。尹世杰（2001）在《中国消费结构合理化研究》一书中重点研究了实物、住房、劳务、文化教育、信息和旅游等不同消费支出项目支出结构合理化的途径，并指出“要实现消费结构合理化，必须实现产业结构合理化；要实现产业结构合理化，又必须根据消费结构的变化，不断调整产业结构”。赵卫亚（2003）建立了中国城镇居民的变系数面板数据模型，在此基础上分析了不同收入层次的城镇居民家庭消费结构的差异。周建军等（2003）运用扩展线性支出系统模型和趋势分析方法对我国1992-2001年城镇居民消费结构进行了研究。综合分析现有的研究成果可以清楚地看到，改革开放以来中国消费经济有了重大突破。首先是表现在经济增长方式实现了转型，国民经济转型方向总体上是从“外需依赖型”转向“内需扩大型”，从“投资拉动”转向“消费拉动”，从“生产经济”转向“消费经济”。其次表现在消费结构的转型上。城镇居民消费逐渐由重实物消费转为物质消费和服务消费并重；农村居民消费也由温饱型逐渐向小康型转变，由生存性消费逐步转为发展性消费。就实际情况而言，我国城镇居民收入高、消费量大、商品化程度高，其消费对农村居民有一定的示范作用，在消费结构的研究中占有重要地位。因此，城镇居民的消费行为往往成为我国居民消费行为研究的重点。
二、ELES模型简介
ELES模型是由经济学家Liuch（1973）在英国计量经济学家R.stone于1954年提出的线性支出系统（LES）基础上修改而成的。扩展线性支出系统（ELES）模型较以前的线性支出系统（LES）模型相比较，其在研究消费结构的变动特征和静态分析方面则显示出了相对较多的优越性，弥补了LES模型的一些缺陷。该系统假定某一时期内人们对各种商品或服务的需求量取决于人们的收入和各种商品的价格，而且人们对各种商品的需求分为基本需求和超过基本需求之外的需求两部分，并且认为基本需求与收入水平无关，居民在基本需求得到满足之后才将剩余收入按照某种边际消费倾向安排各种非基本消费支出。ELES把消费者对各类商品或服务的消费支出看作收入和价格的函数。其经济含义为：在某个时期，价格和收入一定的条件下，消费者首先满足一个基本需求，基本需求与收入水平无关。扣除基本需求支出后的收入则按一定比例在各类商品或服务之间分配。
ELES模型基本表达式为:
(i =1,2,…,n) （1）
其中, 表示消费者对第i类商品或服务的消费支出；为第i类商品或服务的价格；为消费者对第i类商品或服务的基本需求量；为模型参数,表示边际消费倾向；y为消费者人均可支配收入；为消费者对第i类商品或服务的基本需求支出。
将上式进行变形整理:
令=+y （2）
其中=- （3）
对(2)式应用普通最小二乘法（LS）,得到和的估计值
对(3)式两边求和,即=(1-)经济论文，整理后=/(1-) （4）
将（4）代入（3）式中，得到=+/(1-)。
三、实证分析
为构建城镇居民消费结构的ELES模型，基于数据的可得性、可用性和权威性等原则，笔者收集了2009年按照不同收入分组的我国城镇居民家庭可支配收入数据和消费支出数据(见表1)杂志铺。
表格中将“可支配收入”记为“Y”，将“消费支出总计”记为“V”。根据目前通行的统计口径，把城镇居民家庭消费支出分为8项：食品、衣着、居住、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、杂项商品和服务。分别按顺序用V1、V2、V3、V4、V5、V6、V7、V8代表以上列举的8个项目。下面利用这些可得数据进行计量分析。
表1我国城镇居民2009年消费支出情况（单位：元）
项目
最低收入户
低收入户
中等偏下户
中等收入户
中等偏上户
高收入户
最高收入户
Y
5253.23
8162.07
11243.55
15399.92
21017.95
28386.47
46826.05
V1
2293.82
3009.48
3640.22
4410.49
5367.01
6360.33
8135.04
V2
458.48
684.18
962.45
1263.8
1601.19
1986.16
2782.3
V3
578.93
735.23
880.76
1131.03
1493.31
1775.08
2863.28
V4
226.04
366.43
521.47
701.08
977.07
1325.54
2114.2
V5
362.6
504.09
632.03
834.48
1072.01
1322.4
1745.91
V6
394.8
582.28
861.44
1285.03
2047.83
3181.88
5858.67
V7
457.22
665.96
953.75
1290.09
1807.73
2461.1
4116.41
V8
128.67
195.43
286.68
393.73
598.21
851.39
1388.59
V
4900.56
6743.09
8738.79
11309.73
2．最终消费情况分析。最终消费由居民消费和政府消费两部分组成，甘肃省最终消费支出1978年为43.12亿元，2007年为1615.37亿元。根据《甘肃统计年鉴》数据计算居民消费支出一直占据最终消费支出大部分的比例，稳定在70％以上。
3.甘肃省最终消费对经济增长贡献率。消费贡献率(消费拉动率)通常指在经济增长率中消费需求拉动所占的份额,计算甘肃省最终消费贡献率在2002年至2007年间分别为63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最终消费对经济增长的贡献率并不稳定，其原因是经济增长更容易受资本形成总额、货物和服务净出口政策要素影响。
二、甘肃省城乡居民消费结构变动分析
1．农村居民消费支出变动分析。消费结构指各类消费支出在总消费中所占的比例，消费结构能够反应出居民的生活水平，甘肃农村居民从1993年到1999年将支出主要用于食品消费，说明农村居民生活水平处于贫困和温饱状态;从2000年开始消费支出比例小于0.5，生活水平有所提高。医疗、交通通讯、教育、居住是衡量居民生活水平的重要标志，相关数据变动说明甘肃省农村居民消费结构逐渐优化，农村居民生活水平逐步提高。
2.城镇居民消费支出变动分析。恩格尔系数从1993年的0.51总体上保持下降趋势，到2007年的0.36，食品消费支出已不在占据消费支出的一半比例。说明城镇居民的生活水平的提高，城镇居民生活水平到达小康阶段，医疗保健、交通通讯、娱乐文教、居住方面的支出比例都相应有所增加，表明城镇居民的生活质量逐步提高，消费结构不断优化。
3.城乡居民消费结构变动度分析。消费结构变动度，是分析消费结构变化程度的指标，计算公式为：
在1996年～2000年期间，甘肃省农村居民消费结构变动度为9.00％，城镇居民消费结构变动度为6.26％。在2001年～2006年期间甘肃省农村居民消费结构变动度为2.22％，城镇居民消费结构变动度为3.27％。
在1996年～2000年期间，城乡居民消费结构变动非常显著，其中食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次;2001年～2006年期间，城乡居民消费结构经过剧烈变动后，明显趋于缓和变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大；医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
三、甘肃省城乡居民消费函数分析
本文采用持久收入消费函数。具体模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε
其中Ct为现期消费;Yp和Yz表示持久收入和暂时收入。系数α1和α2分别是持久收入和暂时收入的边际消费倾向。根据《甘肃年鉴》统计资料，对模型进行回归拟和，分别得甘肃省城乡居民消费函数(1）、（2）。
农村居民消费函数Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）
（0.002）（8.237）（2.469）
R2=0.873D.W.=1.212F=34.461
城镇居民消费函数Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）
（1.095）（40.793）（3.908）
R2=0.997D.W.=1.91F=1878.984
从方程中可看出，农村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消费；每增加1元暂时收入，有1.74元用于消费。既增加了暂时收入，不仅要将暂时收入全部用于消费，同时还要拿出储蓄来消费。城镇居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消费；每增加1元暂时收入，有0.87元用于消费。
四、简要结论
1．经济增长与城乡居民的收入和消费之间有直接的影响。经济增长越快，收入增加越高，消费也会随着增加。但是，在投资、出口和消费等三要素当中,消费对经济增长的贡献率最高，一般都在70%左右,说明拉动消费仍然是甘肃省经济发展的主要动力。
2.随着经济的增长、收入提高，居民生活水平提高，消费结构出现重要变动倾向。在城乡居民的消费结构变动当中，食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次，特别是自从2001年以来，城乡居民的消费结构剧烈变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大。另外，医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
3.为了巩固消费对经济发展的贡献率，我们建议：一是加快发展城乡经济，保证固定资产的投资速度，使投资增长不要出现大起大落;二是进一步开发农民能够稳定增加收入的就业渠道和途径，如非农产业收入、转移性就业收入、农业产业化收入等；三是对于城市居民来讲，要把创造更多的就业岗位和机会作为重点，用扩大就业保证收入，用收入增加保证消费；四是对于城乡居民的消费结构进行一定的引导，努力改善城乡居民住房、医疗、教育、保障等关键性问题。
参考文献：
2．最终消费情况分析。最终消费由居民消费和政府消费两部分组成，甘肃省最终消费支出1978年为43.12亿元，2007年为1615.37亿元。根据《甘肃统计年鉴》数据计算居民消费支出一直占据最终消费支出大部分的比例，稳定在70％以上。
3.甘肃省最终消费对经济增长贡献率。消费贡献率(消费拉动率)通常指在经济增长率中消费需求拉动所占的份额,计算甘肃省最终消费贡献率在2002年至2007年间分别为63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最终消费对经济增长的贡献率并不稳定，其原因是经济增长更容易受资本形成总额、货物和服务净出口政策要素影响。
二、甘肃省城乡居民消费结构变动分析
1．农村居民消费支出变动分析。消费结构指各类消费支出在总消费中所占的比例，消费结构能够反应出居民的生活水平，甘肃农村居民从1993年到1999年将支出主要用于食品消费，说明农村居民生活水平处于贫困和温饱状态;从2000年开始消费支出比例小于0.5，生活水平有所提高。医疗、交通通讯、教育、居住是衡量居民生活水平的重要标志，相关数据变动说明甘肃省农村居民消费结构逐渐优化，农村居民生活水平逐步提高。
2.城镇居民消费支出变动分析。恩格尔系数从1993年的0.51总体上保持下降趋势，到2007年的0.36，食品消费支出已不在占据消费支出的一半比例。说明城镇居民的生活水平的提高，城镇居民生活水平到达小康阶段，医疗保健、交通通讯、娱乐文教、居住方面的支出比例都相应有所增加，表明城镇居民的生活质量逐步提高，消费结构不断优化。
3.城乡居民消费结构变动度分析。消费结构变动度，是分析消费结构变化程度的指标，计算公式为：
在1996年～2000年期间，甘肃省农村居民消费结构变动度为9.00％，城镇居民消费结构变动度为6.26％。在2001年～2006年期间甘肃省农村居民消费结构变动度为2.22％，城镇居民消费结构变动度为3.27％。
在1996年～2000年期间，城乡居民消费结构变动非常显著，其中食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次;2001年～2006年期间，城乡居民消费结构经过剧烈变动后，明显趋于缓和变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大；医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
三、甘肃省城乡居民消费函数分析
本文采用持久收入消费函数。具体模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε
其中Ct为现期消费;Yp和Yz表示持久收入和暂时收入。系数α1和α2分别是持久收入和暂时收入的边际消费倾向。根据《甘肃年鉴》统计资料，对模型进行回归拟和，分别得甘肃省城乡居民消费函数(1）、（2）。
农村居民消费函数Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz （1）
（0.002）（8.237）（2.469）
R2=0.873 D.W.=1.212 F=34.461
城镇居民消费函数Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz （2）
（1.095）（40.793）（3.908）
R2=0.997 D.W.=1.91F=1878.984
从方程中可看出，农村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消费；每增加1元暂时收入，有1.74元用于消费。既增加了暂时收入，不仅要将暂时收入全部用于消费，同时还要拿出储蓄来消费。城镇居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消费；每增加1元暂时收入，有0.87元用于消费。
四、简要结论
1．经济增长与城乡居民的收入和消费之间有直接的影响。经济增长越快，收入增加越高，消费也会随着增加。但是，在投资、出口和消费等三要素当中,消费对经济增长的贡献率最高，一般都在70%左右,说明拉动消费仍然是甘肃省经济发展的主要动力。
2.随着经济的增长、收入提高，居民生活水平提高，消费结构出现重要变动倾向。在城乡居民的消费结构变动当中，食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次，特别是自从2001年以来，城乡居民的消费结构剧烈变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大。另外，医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
3.为了巩固消费对经济发展的贡献率，我们建议：一是加快发展城乡经济，保证固定资产的投资速度，使投资增长不要出现大起大落;二是进一步开发农民能够稳定增加收入的就业渠道和途径，如非农产业收入、转移性就业收入、农业产业化收入等；三是对于城市居民来讲，要把创造更多的就业岗位和机会作为重点，用扩大就业保证收入，用收入增加保证消费；四是对于城乡居民的消费结构进行一定的引导，努力改善城乡居民住房、医疗、教育、保障等关键性问题。
参考文献：
我国目前所呈现出的消费需求相对不足的总体态势，根源在于长期存在的城乡二元结构矛盾所造成的居民消费能力的制约，即在二元经济结构下，我国农村居民的消费需求明显低于城市居民的消费需求。按照经济学的理论，在正常条件下，消费需求数量变化首要的受制因素是收入水平。我国居民总体消费水平之所以偏低，主要是由于二元经济结构导致居民收入差距过大以及由此而带来的整体收入水平低下造成的。
一、改革开放以来我国城乡居民收入差距
改革开放以来，我国城乡居民的收入水平都有了较大的提高，与此同时，城乡居民之间的收入差距水平在不断扩大（详见图1、图2）。
资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。
图1 全国城乡居民收入差距状况图(1978—2009年)
资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。
图2 全国城乡居民收入差距比【1】图(1978—2009年)
可见，改革开放初期我国城乡居民的收入差距就已经存在。随着时间的推移，城乡收入曲线都在迅速上升，但城镇居民收入曲线上升的速度明显快于农村居民收入曲线上升的速度。城乡居民之间的收入差距大致经历了一个缩小-扩大-缩小-扩大的演变过程，呈现出阶段性的态势。
改革开放初期的1978年到1984年，城乡差距逐步缩小。这时期，随着的推行和农产品收购价格几次调整提高，农业生产有了较快的恢复和发展，农民收入有了较快较大的增加，其增长速度高于城镇居民收入增长速度经济论文，城乡差距在逐步缩小。1978年改革开放初期城乡居民收入差距比高达2.57，即城镇居民人均可支配收入是农村居民人均纯收入的2.57倍。1978年以后，城乡居民收入差距逐步缩小，到1983年，城乡居民收入差距比为1.82，是1978-1984年期间最小的一年。
20世纪80年代中期以后，城乡收入差距扩大。这时期，我国改革的重点开始从农村转向城市，城市居民收入增长速度较快。而在农村，由于联产承包制提高劳动生产率的能量释放完毕，再加之因农业生产资料价格上升幅度大于农产品带来的农业贸易条件恶化、农业比较利益下降等因素的影响，农民收入增长缓慢。导致城镇居民收入增长速度很快越过农村居民收入增长速度，1985-1994年城乡居民收入差距趋于扩大，到1994年达到最高点，城乡居民收入差距比为2.86。
1995-1997年，城乡收入差距短期内缩小。缩小的原因主要是因为城镇中下岗职工增加，他们的收入减少所致。1985年城乡居民收入差距比为2.86，到1997年缩小到2.47。1995-1997年期间，虽然城乡居民收入差距有所缩小，但差距仍然偏大，且没有形成一个长期稳定缩小的趋势。
1998年至今，城乡收入差距继续扩大。1998年的自然灾害和1999年城镇职工的普遍加薪是城乡居民收入差距呈继续扩大趋势的主要原因，且在这一时期由于教育、医疗、保障等各种福利方面的差距显露出来，进一步拉大了城乡间的收入差距。自1998年以来除了个别年份略有起伏外，城乡居民收入差距的比例一路攀升，由1998年的2.51扩大到2001年的2.90，2007年更是上升到了3.33，为历年之最，2009年仍保持在3.33。
二、二元经济结构下城乡居民的消费差异比较
城乡收入差距的扩大，逐渐形成了不同的收入阶层，也因此形成了城乡两种不同的消费阶层和消费市场，从而造成城乡居民在消费水平、消费结构、人均消费性支出等方面均存在着很大的差异。
1、城乡居民消费水平比较
与城乡居民的收入差距相似，改革开放以来，我国城乡居民的消费水平差距也经过了缩小、扩大，短暂的缩小后进一步扩大的过程。图3表明，1978年，城乡消费水平比【2】是2.9，1983、1984、1985年缩小到2.2经济论文，1995年扩大到3.8，短暂的缩小后，1999年以来，我国城乡居民消费水平之比一直维持在3.6以上，2003年和2004年更是高达3.8。2009年，农村居民的消费水平为4021元，城镇居民的消费水平为15025元，1个城镇居民的消费水平相当于3.7个农民的消费水平。目前农村居民的消费水平相当于20世纪90年代初城市居民的水平，农村居民的消费水平比城市居民的消费水平大约落后15年左右。
资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。
图3 全国城乡居民消费水平差距比率图(1978—2009年)
2、城乡居民人均消费性支出比较
统计数据显示，改革开放以来，无论是城镇居民的人均消费性支出还是农村居民的人均消费性支出，都呈现出逐步增加的趋势。1990年农村居民的人均消费性支出为585元，2008年增加到3661元，2008年比1990年农村居民的人均消费性支出增加了3076元；1990年城镇居民的人均消费性支出为1279元，2008年增加到11243元，2008年比1990年城镇居民的人均消费性支出增加了9964元。与此同时，我国城乡居民之间的消费支出差距在扩大。1985年城镇消费支出是农村消费支出的2.3倍，是改革开放以来的最低点。此后，城乡之间的消费支出差距逐渐加大，到2008年城乡之间的支出比高达3.6，即目前我国1个城镇居民的消费支出相当于3.6个农民的消费支出。“三个农民抵一个市民”是当前农村低消费的真实写照。
3、城乡居民消费结构比较
城乡居民的消费结构差异较大。首先，城镇居民用于食品的支出比农村居民相对比例小，并随收入增加呈下降趋势，即恩格尔系数下降，表明城镇居民的消费已从以食品类消费为主的生存性消费加速向质量型消费过渡。其次，衣着、家庭设备用品等的支出，在城市基本趋于饱和，但因为农村居民收入增长缓慢，而未形成新的消费热点，当城镇居民消费向空调、摄像机、家用电脑等新一代高档耐用消费品转移的时候，农村居民的消费仍停留在以生存为主的消费水准上。再次，城镇居民用于交通通讯、文化、娱乐教育等的支出有增长趋势，城镇居民将来的消费热点将是住房、汽车、现代化的通讯设备及教育，但城市新消费热点产品在农村的消费量还相当少，农村居民耐用消费品的拥用量仅相当于城镇居民20世纪90年代初期的水平(见表1)。
表1 20世纪90年代以来我国城乡居民消费结构对比 单位：%
指标
1990年
1995年
2000年
2007年
2009年
农村
城镇
农村
城镇
农村
城镇
农村
城镇
农村
城镇
食品
58.80
54.25
58.62
50.09
49.13
39.44
43.08
36.29
41.0
36.5
衣着
7.77
13.36
6.85
13.55
5.75
10.01
6.00
10.42
5.8
10.5
居住
17.34
6.98
13.91
8.02
15.47
11.31
17.80
9.83
20.2
10.0
家庭设备用品及服务
5.29
10.14
5.23
7.44
4.52
7.49
4.63
6.02
5.1
6.4
医疗保健
3.25
2.01
3.24
3.11
5.24
6.36
6.52
6.99
7.2
7.0
交通通信
1.44
1.20
2.58
5.18
5.58
8.54
10.19
13.58
10.1
13.7
教育文化
娱乐服务
5.37
11.12
7.81
9.36
11.18
13.40
9.48
13.29
8.5
12.0
其他商品
及服务
0.74
0.94
1.76
3.25
3.14
3.44
2.30
中图分类号：J215 文献标识码：A 文章编号：1674-0432（2011）-08-0256-2
根据世界经济科技发展新趋势和走新型工业化道路的要求，国务院作出了推进产业结构优化升级的部署，指明了当前及今后一段时期产业结构调整的目标、原则、方向和重点，这一部署对于加强和改善宏观调控，转变经济增长方式，推进产业结构优化升级，保持国民经济平稳较快发展具有重要意义。而在产业结构的调整过程中，消费结构是其中的一个重要影响因素，下面仅就消费结构对产业结构的影响略述如下：
1 消费结构影响并决定产业结构
消费结构合理与否，不仅直接关系到居民消费水平的高低，而且对产业结构有非常重要的作用，它不仅影响而且决定着产业结构的调整。改革开放以来，随着城镇居民收入水平的提高，居民消费结构逐年升级，我国城镇居民消费格局不断发生变化：
（1）从基本的吃、穿、用类转向以居住条件改善、通信和交通便利为主要内容的住、行类消费；
（2）从简单的商品性消费，转向包括各种服务在内的复杂性商品消费，如餐饮、医疗保健、教育、娱乐、旅游、家庭服务等；
（3）从大量的普及性商品消费，转向注重选择、追求时尚的个性化消费。商品的质量、品牌、款式、包装和售后服务越来越受到重视。由于城镇居民手中不断增多的货币以及他们的消费偏好，增加了市场对资源配置的作用力，带动了与“吃、穿、用”消费热点有关的农业、轻工业的快速发展。同时房地产业、汽车制造业、住宿和餐饮业、其他服务业等相应地得到了较快发展。
2 消费结构变化决定消费品产业的变化
为了说明这个问题，我们从不同消费品的需求收入弹性系数入手，考察消费结构对消费品产业的影响。需求收入弹性系数是指自变量收入增长1%，因变量需求变动的程度。需求收入弹性系数的大小决定着消费品产业的生产方向。因此，消费结构与消费品产业是密切相关的，需求收入弹性是联系消费需求和消费产业之间的纽带。2005-2010年城镇居民消费构成中类消费的收入弹性系数见表1：
表1 需求收入弹性系数
从表1我们看出，2005年需求收入弹性系数大于1的有家庭设备用品及服务、交通和通信、其他商品及服务三项。到2010年，在此基础上又增加了衣着、医疗保健和教育文化娱乐服务三项。从发展趋势看，纺织工业在消费品工业所占比重下降，从支柱产业退化成夕阳产业。医疗、交通和通信、教育文化娱乐服务开始进入上升轨道。居住、其他商品及服务的需求收入弹性系数从2005年的0.65和1.28上升到2010年的0.93和1.82。食品需求收入弹性系数升幅也很大，这有利于食品工业，特别是农产品向深加工、精加工方向发展。以上需求收入弹性的变化，表明了居民的消费结构发生了变化。这种变化势必影响消费品产业结构发生变化，说明了产业结构中生产低收入弹性消费品的产业比重不断下降，生产高收入弹性消费品的产业比重不断上升。
3 消费结构的变化影响农、轻、重产业的构成
随着城镇居民生活水平的提高，消费结构发生了很大变化。食品所占比重减小，用品和服务支出比重则增大。推动着产业结构逐步从农业为主转向工业为主，再转向服务业和信息产业的变化。这与消费结构发展趋势是一致的。详见图1：
图1 农、轻、重产业产值及比例构成图
由上图我们看出，农业在工农业总产值中所占比重由2005年的22.5%下降到2010年的11.8%，轻工业比重由2005年的30.8%下降到2010年的26.4%。由于重工业摆脱了自我服务、自我循环的状况，不仅比重增大，由2005年的46.7%上升到2010年的61.8%。而且内部消费结构的生产也发生了变化，如家用汽车、计算机、家用电器等比重日益增大，为消费者提供了更多的可选择产品。消费结构的变化，必然刺激重工业的发展，从而影响农、轻、重产业的构成。
参考文献
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2009.
在社会经济发展中，消费结构与产业结构有着密切的关系。消费结构变化是引导产业结构变化的重要力量，消费结构升级为产业升级、产业结构调整及经济增长提供强劲动力，产业结构升级为消费结构升级提供有力保证。产业结构决定了消费结构的变动方向，反过来，消费结构的变动将通过产业问的关联这一传导机制在产业间扩散进而影响产业结构的调整。改革开放以来，在适应居民消费结构逐次升级的过程中，产业结构也实现了升级。当前，山西省居民消费结构正向以“住”、“行”为主要消费特征的阶段迈进，我们要紧紧抓住这一历史机遇，把握消费结构升级契机，推动产业结构的战略性调整，这对促进山西省经济持续、快速、健康的发展具有积极的现实意义。
一、山西省居民消费结构的历史演变过程
截至目前，山西省居民消费结构大致经历了三次升级换代，消费结构由层进式向渐进式不断拓展升级。
第一次是改革开放初期，由于计划经济体制羁绊的解除，山西市场经济的潜在能量在改革开放初期迅速得到释放，长期受供给制束缚的城镇居民消费能力也迅速扩张。以衣着为代表的纺织行业和以“三转一响”的“老四件”，即自行车、缝纫机、手表和收音机为代表的轻工产品消费量迅速增长，在居民消费中占有重要地位。消费结构变化也引起了产业结构的变动，其中，第一、第二、第三产业增加值分别由1978年的18．2亿元、51．5亿元、18．3亿元增加到1985年的42．3亿元、120．1亿元、56．7亿元，三次产业在国民经济中的比例由1978年的20．68％：58．52％：20．79％，改变为1985年的19．31％：58．84％：21．89％。这次居民消费结构的升级标志着山西省居民生活进入温饱时期。
第二次是80年代末到90年代末，以彩电、洗衣机、电冰箱、录音机为主要代表的“新四件”成为集中的消费热点，并迅速普及。1981年我省城镇居民家庭平均每百户拥有彩电0．6台、洗衣机6台、电冰箱0．2台、录音机13台，刚刚开始进入萌芽期；到1998年时，彩电拥有量107台，洗衣机增加到91台，电冰箱增加到76台，已基本达到饱和期。而带动这一变化的，则是居民收入的增长，从1978年到1985年，山西省城镇居民人均可支配收入仅从301．4元增长到595．3元，而到1999年，这一数字已经增长到4342．6元。居民消费的快速增长，大大推动了山西经济的发展，产业结构也随之有了较大的变动，山西第一、第二、第三产业在国民经济中的比例关系已经由1990年的18．82％：48．92％：32．23％，改变为2000年的10．94％：50．34％：38．71％。第二次消费结构的升级标志着山西省城镇居民生活进一步提高，开始步入小康社会。
第三次是目前我们所经历的以“住”、“行”为主要消费特征的消费结构升级阶段，城镇居民与农村居民的恩格尔系数分别从2000年的34．9％、48．6％下降到2005年的32．4％、44．2％。城镇居民用于吃、穿、用和其他商品服务的消费支出比重下降，用于住、医疗保健、交通通讯、文教娱乐服务消费的比重上升，它们由2000年的10．93％、7．63％、8．45％、13．94％分别上升为2005年的11．48％、8．49％、9．53％、14．70％，其中变化最为显著的是医疗保健和交通通讯消费的迅速增加。这说明随着人们生活水平的显著提高，居民更加注重身体健康，医疗保健支出增加较快，交通通讯和信息消费成为近年来城镇居民消费的亮点。同时，随着农民收入水平不断提高，农民的消费结构也发生了明显变化，传统的以吃穿住为主的温饱型消费倾向得以改变，呈现出生活消费多样化和向享受型变化的新趋势。农村居民用于吃、穿、住、用的消费支出比重下降，用于医疗保健、交通通讯、文教娱乐的比重上升，变化最为显著的是交通通讯和文教娱乐消费的迅速增加。2005年农村居民交通通讯人均支出所占比重为8．54％，比2000年上升了4．29个百分点，文化教育娱乐人均支出所占比重为14．89％，比2000年上升了3．11个百分点。这表明山西农民在吃穿住用方面得到极大改善后生活消费增量主要投向了享受和发展方向。这次居民消费结构升级标志着山西居民生活开始向全面小康社会迈进。
总体上看，山西居民家庭消费已经摆脱了追求温饱及生存消费阶段，消费结构在加速升级换代，由过去的满足基本生存消费向发展型、享受型消费层次转化。
二、消费结构升级为产业结构升级带来的机遇
根据发达国家的经验，一个国家居民消费一旦升级到以“住”与“行”为主要内容的阶段，消费结构升级对产业结构调整和经济增长所产生的势能就是持久强大的，因为产业结构是由需求、以技术为主的供给和比较优势三方面因素所决定的，而消费需求决定着产业结构调整的方向，是产业结构调整的强制力量。目前山西消费结构转型升级正在向纵深发展，这为山西省产业结构的调整带来难得的发展机遇。如果能够顺势利导，就能给山西省的经济带来长期的景气与繁荣。消费结构升级换代给产业结构调整带来以下机遇：
第一，消费结构升级换代的层次性和阶段性为优化产业结构带来机遇。随着山西居民收入水平的提高，其需求结构也会发生相应的变化，这种变化累积到一定程度就促成居民消费结构的升级换代，这直接影响到产业结构的变化。在消费结构升级的初级阶段，食品、服装类消费支出在居民消费中占有很大比重，由此带动了轻、纺工业的较快发展；在第二次消费结构升级阶段，电冰箱、洗衣机等家庭耐用品开始进入居民家庭，这对电子、钢铁、机械制造等行业产生了强大的驱动力；现阶段即第三次消费结构升级时期，人们日益关注“住”与“行”，用在“住”与“行”等方面的支出大幅度增加，直接推动了建筑、汽车及其相关行业的迅猛发展，并且由于受产业链效应的影响，人们的生活必需品消费范围也在发生变化，这种变化不仅影响着生产和消费资料的构成，而且还影响着全省的产业结构。
第二，热点消费品的产业链效应为产业结构调整带来机遇。目前正在进行的第三次消费结构升级的主要标志就是以商品房和私家车为代表的大宗商品开始家庭化。住房、汽车等商品的产业链比较长，它们的消费可以带动相关产业的高速发展。据统计资料测算，由于汽车产业链很长，辐射面广，能带动钢铁、机械、电子、橡胶、玻璃、化工、建筑、服务及其他56个相关产业的发展；住宅业的发展能带动建筑、建材、冶金等50多个物质生产部门20多个大类近200种产品的发展，另外，住宅行业每吸纳100个人就业，可以带动相关行业200个人就业。可见汽车、住房等热点消费品的拉动作用范围广、层次高，与社会生产和人民生活关系密切，启动并合理控制这些热点消费品的市场导向对山西省产业结构的调整大有裨益。
第三，教育文化、交通通讯、医疗保健等消费热点对产业结构的调整提供智力支持。随着居民生活水平的提高，人们对教育文化、交通通讯和医疗保健的消费支出持续上涨，并且消费的规模逐渐扩大。在这种情况下，一方面这些产业利用自身创造的价值来提高自己在产业结构中的比重，提升自己的地位，并且通过带动其他相关行业的发展创造间接价值和就业机会；另一方面，由于这些行业包含较高的智力和科技因素，因此它们的发展必将为山西省产业结构调整注入活力，提高山西省产业结构的科技含量，成为山西省产业结构优化的“智力装配部”。
三、山西产业结构现状与存在的问题
新消费结构的变化，对山西产业结构提出了更高的要求。调查数据显示，2005年山西产业结构分布情况：第一产业6．3％，第二产业56．3％，第三产业37．4％。山西第一产业比重低于全国6.1个百分点，第二产业比重高于全国9.0个百分点，第三产业比重低于全国2.9个百分点。可见，山西省经济支柱产业仍为传统工业产业，产业结构具有典型的资源型、初级化特征，表现为以能源原材料工业为主，并高度依赖煤炭。煤炭、冶金、电力、炼焦和建材五大行业的增加值和利税占全省工业企业的70％以上。但随着经济的迅速发展，这种产业结构的弊端日益显现出来：
第一，产业结构不合理。山西现有的一万多个工业企业主要依靠煤矿生产，以至于在产业结构以至资源配置上，形成少见的单一格局。重工业的比重太大，而且效益又低。随着国内煤炭市场的滑坡，煤价下降，2003年一年仅煤价下降因素就使山西损失3O多亿。一旦煤矿经营出现危机或者因资源枯竭被迫关闭，就会导致山西经济的彻底瘫痪。处理不好，就会影响社会稳定，进而影响改革和发展的大局。
第二，高新技术产业比重小。高新技术产业在山西经济结构中所占的比重很小，最主要原因可归结为三个方面：其一，引进高新技术的环境还不够宽松，对投资商主动到山西来投资还缺乏足够的吸引力；其二，思想观念转变得还不够快，思路还没有拓宽；其三，对电视、电台、报刊、互联网等新闻媒体的信息选择和利用还不够重视。
第三，人才缺乏。在人才技术方面，缺乏“人才培养一技术创新一技术改造一人才培养”的完整科研体系。人才是知识的载体，技术是发展的动力，要加速实现工业结构顺利转型必须依靠人才体系。根据经济需要培养创新人才，将人才价值有效地转化为经济价值，将最终产生的经济价值用于人才培养，形成一条可持续发展的良性的“人才一产业一人才”相互扶持道路。
第四，数据信息化产业落后。信息化是我国加快实现工业化、城市化和现代化的必然选择。在数据信息方面，山西缺乏专业数据库资源共享化，这将导致重复数据信息测量，造成不必要的资源浪费，政府在“企业一科研一院校”问扮演“联络员”而不是“指导员”的角色，更新行政人员成为加速发展的当务之急。
第五，环境污染严重。环保意识薄弱和环保法制观念缺乏是当前企业的严重问题。与严重污染相对应的是山西产业结构不合理和工业企业技术装备落后，生产方式粗放。山西作为能源重化工基地，以煤炭开采和加工利用为主的产业占到工业总产值的70％以上；企业生产的产品大多是原料型、粗放型，消耗资源多，科技含量低，经济效益差，污染严重。山西省万元工业产值能耗和烟尘排放均居全国第一，癌症和职业病发病率也高于我国其他地区。
四、对策及建议
随着经济全球化和高新技术产业的飞速发展，山西产业结构中存在的问题在一定程度上影响居民消费结构的变化，将严重削弱山西经济发展的后劲和潜力。因此，大力调整产业结构，是山西经济社会实现可持续发展的迫切要求。
第一，加快山西产业结构的优化升级。就是要继续加强第一产业，调整和提高第二产业，加快发展第三产业。第一产业主要是调整优化农业与农村经济结构，推进农业向质量效益型转变，使农业现代化建设登上新台阶，商品化、专业化、产业化的程度明显提高，综合生产能力和抗御自然灾害的能力显著增强。第二产业的结构升级是要解决以采掘为主的初加工、低附加值、低技术含量带来的低效益、高污染的问题。加快传统工业和老工业基地的技术改造和设备更新，加速淘汰落后设备和工艺，加快信息化、网络化、数字化步伐。积极发展生物工程及新材料、新能源等高新技术，努力培育新的经济增长点。第三产业结构升级的重点是加快发展新兴第三产业，促进信息、文化、教育、旅游、社区服务和法律、审计、会计、咨询等中介服务组织的发展。
第二，树立市场经济观念。消费需求是引导产业结构调整的方向盘。山西要抓住人们消费需求发生变化、要求提高生活质量的机遇，按照市场需求，积极调整产业和产品结构，促进产业、产品的优化组合，扶植战略产业，增加短缺产品的产量，减少过剩产品的产量，确保产业结构同市场需求相适应，形成最优的产业结构，为经济总量持续增长、市场供求关系的改善创造条件。
第三，加大科技投入力度。科技投入是提高科技新工程发展速度的基本因素，科技投入的数量和质量是直接决定区域经济能否快速健康发展。山西省科技创新后备力量不足，而且从事“科技一经济”转化的专业技术人员偏少，这直接阻碍了本地区科技产业的发展，造成科研与产品的脱节，降低了实用性科研能力。
［中图分类号］F49［文献标识码］A［文章编号］1009-5349（2011）05－0125－02
一、国内外理论研究发展
经济学家钱纳里（1986）认为消费需求对工业结构的演进和转换起着积极的推动作用。张贡生、吕良宏（2006）运用实证方法探讨了区域消费支出与第三产业产出的关联程度。陈新年（2008）通过来自统计年鉴上的相关数据，用类比的方法分析了居民消费结构的演变以及各地区居民消费结构的差异，并对消费结构趋势进行了比较合理的预测分析。
然而通过定量的方法预测未来几年居民的消费结构，并对产业结构调整的方向进行精准的把握的研究很少。本文的创新点就在于通过定量地分析和预测我国居民的消费结构，更精确地把握我国产业结构调整的方向。这对于我产业结构的变迁和升级，具有重要的现实意义。
二、我国居民消费结构的经济计量模型的建立
需要说明的是，在此本文仅对我国城镇居民消费结构进行分析预测。因为虽然城乡各收入阶层都要实现消费结构升级，但整体来说总是城镇先行，城市经济很大程度上影响着农民消费结构的升级，另外也是考虑到篇幅及计算量的约束。这里我们选用凯恩斯的“收入决定论”模型作为我国消费结构预测模型，由于与收入变量相比，人均消费总支出对消费结构的决定作用更明显，因此，我们用人均消费总支出来代替“绝对收入论”模型中“收入”变量。这样，模型形式为：Ei=Ai+βi*E+u；式中：E为平均每人每年消费总支出额，Ei为各消费项的支出额，βi为边际消费倾向，即每增加一个单位的总支出投向第i项商品类的支出量，Ai为常数，u为随机误差。根据《中国统计年鉴》中的城镇居民1995～2008年的各项消费支出数据，用eviews软件分别进行回归测算如下：
食品需求预测模型：Ei=526.3833+0.309746*E+u
衣着需求预测模型：Ei=100.0498+0.090438*E+u
家庭设备用品及服务需求预测模型：Ei=145.0794+
0.044179*E+u
医疗保健需求预测模型：Ei=-157.9066+0.089322*E+u
交通通讯需求预测模型：Ei=-484.3448+0.180217*E+u
文化教育需求预测模型：Ei=-102.7552+0.144756*E+u
居住需求预测模型：Ei=-86.02216+0.111823*E+u
杂项商品和服务需求预测模型：Ei=63.74340+0.028996
*E+u
由右一表可知预测模型体系每个方程在显著性5%水平下皆通过t统计检验，拟合优度都较高，总体来说这组预测模型体系还是令人满意的，用来预测消费需求结构是具有一定可参考性的。
三、我国居民消费结构变化趋势预测
采用人均消费支出时间序列预测模型对我国居民2010～2012年的消费结构进行预测。由于预测模型体系分别是对年人均消费支出和各项消费支出的回归，所以在这里先推算出2010～2012年我国居民人均消费支出。
根据人均消费支出时间序列数据散点图，我们可以看到各样本点在每个年份之间都整齐地排列成近乎二次曲线或者指数曲线。所以在此选择二次方程E=a+bt+ct2 (1)和指数方程E =b*edt (2)来拟合。首先对两方程做线性处理：
令X1=t，X2=t2，其中t取（1，2，3…13）。则有E=a+bX1+cX2 (l)对指数曲线方程两边取自然对数，得lnE=lnb+dt，令U=lnE，C=lnb，则有U=C+dt (2)
先根据消费支出序列数据运用eviews软件分别对以上两个方程进行回归，由于二次回归方程在显著性5%水平下不能通过t统计检验，而指数方程E=3112*e0.095012t在显著性5%水平下较好地通过了t统计检验，且拟合优度也都很高，所以选择指数方程模型来预测2010～2012年我国居民人均消费支出具有一定的可参考性。
按此模型进行趋势外推预测，为保证预测精度就预测到2012年，单位：元
得到了我国城镇居民未来几年人均消费支出的数据，我们就可以通过以上各项消费支出的时间预测模型对我国2010～2012年城镇居民消费结构进行预测，结果见下表：
从以上时间序列模型预测结果，可以看出，未来几年我国城镇居民消费结构的变化趋势如下：
我国城镇居民的食品比重即恩格尔系数在“十二五”将稳步下降，由2008年的37%下降到2012年的34%，衣着类比重由2008年的10%下降到了2012年9%，家庭设备用品及服务比重较2008年下降了0.5个百分点，医疗保健比重比2008年增长了1个百分点，而交通通讯比重比2008年增长了将近2到3个百分点，是居民各项消费支出中比重增长最大的一项，居住和杂项的比重较2008年有缓慢增长的趋势。
四、依据消费结构的预测值，推测我国产业结构发展趋势
通过对2010到2012年消费结构的预测，基本上可以判断我国城镇居民今后消费结构升级的方向，为我国制定相应的产业政策提供依据。
第一，恩格尔系数依然逐年下降，在未来三年内下降幅度约1个百分点，说明我国城镇居民在未来几年的消费结构层次继续上升。食品支出所占比重依然是所有支出中最高的。由于居民食品支出的增加也使得食品制造业的产值由1986年的704.4亿元上升2008年的4287.21亿元，增长了5倍以上，但是由于同期的名义GDP增长了近30倍以上，所以食品制造业在整个产值结构中的比重也有明显的下降。所以，未来我国产业结构的调整必须首先在稳定和加强农业地位的基础上，加快农业结构的调整。其次应加快农村城镇化建设步伐，提升农村居民消费需求。大力发展精品农业、节水农业、观光农业、设施农业等都市特色产业。
第二，衣着消费在总支出的比重在未来几年基本在9%左右，并逐步下降。我国城镇居民衣着消费在未来几年将很快进入较满足的阶段。所以，一方面，未来我国纺织业的产值在整个产业结构中的比重将会呈现出不断下降的趋势；另一方面，对于纺织业而言，更应向多样、高档的产品方向发展，以满足人们不断提高的衣着消费要求。因此，首先，合理调整第二产业结构；其次，合理调整纺织业内部结构；再次，发展高新技术产业。
第三，我国城镇居民在医疗保健、交通通讯、娱乐文教服务类等方面的消费支出将继续增长，比重也都不断缓慢上升，这些支出的增加主要是促进第三产业的发展。这三项支出的增加在促进了服务业发展的同时，也使得第二产业中的相关产业获得快速的发展。我国医药制造业的产值由1986年的154.39亿元上升到2008年的7874.98亿元，增长了50倍以上，文教娱乐支出的增加促进了文教体育用品制造业工业产值由1986年的43.79亿元，上升到2008年的2498.39亿元，增加了57倍以上。所以，要大力发展第三产业，合理调整第三产业结构，努力拓展消费空间，满足居民发展享受型消费的需要。首先，大力发展教育文化产业；其次，加快发展信息服务、商务服务、金融保险、房地产和社区服务等服务业；再次，加快发展旅游业。
总之，我国城镇居民的消费结构在未来几年内是不断优化的，发展享受型资料的消费比重会继续提高，应该以此作为未来产业结构调整的方向，制定产业政策时的重要依据。
【参考文献】
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[2]钱纳里.工业化和经济增长的比较研究[M].1986.
[3]臧旭恒.产业经济学[M].经济科学出版社,2005.04,321页.
[4]陈英.景维民.卡莱茨幕经济学[M].山西经济出版社,1999.
关键词：消费结构产业结构政策建议
消费结构是在一定的社会经济条件下，人们（包括各种不同类型的消费者和社会集团）在消费过程中所消费的各种不同类型的消费资料的比例关系，有实物和价值两种形式。而产业结构是产业间的技术经济联系与联系方式。只有二者的和谐发展，才能促进国民经济的持续发展。消费结构与产业结构的一般关系是由消费与生产的关系决定的：消费结构与产业结构具有同一性，二者互为前提；产业结构决定消费结构，没有产业结构的变化，消费结构的变化就失去了物质基础；消费结构在一定意义上又决定产业结构，因为生产的根本目的和出发点是消费，没有消费的生产是不存在的，而且消费是生产的动力，消费结构升级是产业结构升级的终极拉动力量，产业结构必须与消费结构相适应。
从静态观点看消费结构与产业结构的关系
消费结构与产业结构在相互联系的同时也具有一定的相对独立性，从静态的某一时点来看，产业结构对消费结构具有决定作用。产业结构（具体是产品结构）无论是数量还是质量都直接决定了消费结构的数量和质量，在一个具体时点上，消费结构不可能脱离产业结构，其发展情况与产业结构的状况密切相关。
比较典型的是我国从建国后到改革开放前这一时期，实行传统的计划经济体制，生产类型为投资导向型，即在市场长期处于供给短缺的状态下。同时投资方向也并不以市场需求为主，而是以扩大积累，增加投资为目的，生产经营的重点也是为了获得更多的资源从而进一步组织生产。这一时期我国片面重视发展重工业，忽视了轻工业和农业的发展，第三产业几乎面临零发展，产业结构严重不合理，中央在用计划手段严格控制主要产品生产的同时，对居民消费品实行计划定量配给制度。在这样的环境下，消费者在商品购买过程中处于被动地位，消费需求得不到满足，消费结构单一，产业结构完全由生产者引导，消费结构对产业结构的影响微乎其微，可以说产业结构的质和量直接决定了消费结构的质和量。
从动态过程看消费结构与产业结构的关系
任何事物都是不断变化、发展的，从动态的过程看消费结构与产业结构的关系，二者是相互依赖、相互促进的，具有互动效应，特别是消费结构在一定程度上制约着产业结构的发展，消费结构的变动能够相应的引起产业结构的变化。但与此同时，消费结构也要与产业结构相适应。
（一）消费需求结构与产业结构的关系
消费需求的变动必然会引起市场需求的变化，从而带动相关产业的发展，引起产业结构的变动。消费需求的升级会推动产业的不断创新，同时潜在的消费需求也为产业结构的调整和升级留下了巨大空间，可见消费需求结构与产业结构之间存在一定的因果关系。
在消费需求中，居民消费需求是消费需求因素中影响产业结构的最主要因素（消费需求包括居民消费需求和政府消费需求）。它对产业结构的影响是直接的，主要通过收入和价格来引导产业结构的变动。居民收入的提高引起需求结构发生变化，这必然要求产业结构作出相应的调整来适应这一变化；同样，居民消费需求变化引发的商品价格变化必然会引导生产资源进行重新配置，实现产业结构的调整。另外影响产业结构变动的另一重要因素国际贸易，实际上是通过国外居民的需求变动引导世界范围内生产要素的合理流动来实现一国产业结构的调整的。
（二）产业结构必须与消费结构相适应
随着我国经济由卖方市场向买方市场的转变，侧重从消费的角度来考察产业结构的变动具有一定的合理性，消费结构对产业结构变动的影响显得愈加突出，主要表现在以下几个方面：
1.消费结构的变动决定了产业结构调整的方向。消费结构的调整与升级可以直接带动消费品生产行业的结构调整与升级，使消费品行业的供给结构不断适应消费需求的变化发展。同时，消费结构的调整与升级通过导致消费品供给结构的调整，最终也带动了投资品生产行业的结构调整与升级，从而大大改变产业结构的组成与运行方式。
2.消费结构调整为产业结构调整和产业的发展提供动力。消费结构的不断升级会给产业技术的升级提出新的要求，要求企业必须不断改造传统产业，促进产品的更新换代，从而进一步推进产业结构的调整与升级。产业结构的调整要与消费结构的调整相适应，消费者的消费需求是不断变化的，消费结构也是不断升级的，于是产业结构的调整与发展也是无止境的。
3.消费结构的调整是产业结构调整的强制力量。消费结构的调整不但会迫使投资决策改变方向，进而影响到整个社会投资结构的变动，而且还会通过挤压衰退产品及服务的市场空间和利润空间促进存量资本的流动，从而促进了产业结构的调整与升级。
4.消费结构升级是促进产业结构升级的重要拉动力量。消费结构的升级必然会带动产业结构的升级。产业结构升级的基本含义，产业的高附加值化和高技术化、产业的高集约化、产业的高加工度化。热点商品的消费必然会促进这一时期本行业和相关行业的发展，比如近期我国的汽车消费和住房消费必然会相应的带动汽车、房地产行业以及相关行业的发展。
（三）产业结构对消费结构的影响
在买方市场条件下，消费结构是产业结构升级的一个重要动因，与此同时，产业结构对消费结构也有重要的影响，消费结构也要与产业结构相适应。产业结构的变化，必定直接影响消费结构的现实变化。随着产业结构变动速度的加快，消费结构变动速度的加快是必然的。三大产业对消费结构产生的影响主要有：
农村产业结构的变动，包括种植业结构、农业生产结构和农村生产结构（主要是非农产业内部多种生产部门共同发展的格局），以及农村剩余劳动力的转移，将加快农村经济的市场化进程，在这一过程中必然会伴随农民人均纯收入的增加，这就为农村居民消费商品数量的增加以及消费结构的调整奠定了基础。
第二产业在国民经济中的地位的不断提高以及第二产业内部各部门之间比例的不断合理化，会相应提高居民的消费量，并且随着汽车、高档家电、住房等耐用消费品不断的进入家庭，消费者的生活质量会不断得到改善，消费结构也会随之调整和不断升级。
城乡第三产业的加快发展，将为城乡居民消费结构中服务消费的增加提供条件。“十一五”期间，我国第三产业将进入快速发展阶段，这将大大带动起服务消费的发展，从而对消费结构的升级起到促进作用。
促进消费结构升级与产业结构调整的政策建议
（一）促进消费结构升级的政策选择
对一个国家来说，必须积极推进居民消费结构的升级，进而使产业结构不断得到相应的调整并逐渐趋向合理化和高级化，这对一个国家的宏观经济保持持续稳定的增长至关重要。
1.要提高城乡居民的收入水平。第一，要调整收入分配结构，缩小城乡收入分配差距，提高城乡居民的收入水平尤其是农民的收入水平；提高广大农民的收入水平，一要建立和完善对农业的支持保护体系；大力推进工业化，从根本上提高农业劳动生产率并为农村剩余劳动力的转移创造条件；大力减轻农民负担，进一步实行农村税费改革；而在城镇中应注重提高广大低收入者的收入水平，逐步扩大中等收入者的比重。第二，要统筹区域经济协调发展，缩小地区差距；在东部率先发展的同时，要加快西部的开发和中部地区的崛起，振兴东北老工业基地，使各区域经济协调发展，缩小地区间的收入与消费差距，为消费结构的升级创造条件。
2.要积极调整消费政策，鼓励发展新的消费热点和消费方式，同时为了适应鼓励消费，促进消费升级的客观需要，要逐步清理、废除各种限制消费的政策。最重要的是政府要对鼓励消费的政策的实施认真落到实处。
1前言
1.1研究背景
消费是社会经济活动的重要环节，但是近来，外部需求下降，过去对经济增长贡献度达20%的出口部门面临严峻的收缩局面，实体经济运行规模出现萎缩。从数据来看，中国已随全球经济进入下行周期，经济增速放缓。2008年第三季度GDP增速为9%，低于市场预期的9.7%，主要体现在出口与房地产两架引擎同时放缓。
图12006年1月-2009年6月GDP走势图
为了弥补出口下降对经济增长的影响以及增强中国经济发展的内在动力，宏观政策将着力于扩大内需，而在扩大国内需求的构成中，扩大消费尤其重要。若想增加消费，保持国民经济稳定、持久的增长，就必须对中国居民消费水平和消费结构的特征、演变规律和发展趋势进行研究。
1.2消费结构概念的界定
本文中的消费结构是指以货币表示的食品、衣着、居住、家庭设备与用品、医疗保健、交通与通讯、文教娱乐、杂项开支在总消费支出中的比例关系。
2消费结构影响因素
2.1社会保障水平（Thelevelofsocialsecurity，SS）
居民消费预期支出的不确定性，不仅减少了即期消费支出，而且会抑制消费结构的升级，致使消费结构中应有的一些消费需求热点无法显现。社会保障水平的提高能够促使居民增加非生活必需品的支出，从而适应不同层次人群的消费需求，推动消费结构升级，启动多元消费市场。本文以社会保障支出总额占GDP的比重作为社会保障水平的测算。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
2.2受教育水平——普通高等教育人口比重（Generalhighereducationpopulation，GHEP）
居民的消费结构与其消费观念和消费习惯密切相关。在理论上，一个人受教育程度越高，其消费观念越科学，消费结构的层次越高。本文用受过普通高等教育的人数占总人数的比重作来衡量中国居民的受教育水平。数据来源：历年《中国劳动统计年鉴》计算整理得来。
2.3技术进步（Researchanddepartment，RD）
本文用研究与开发的投入量占GDP的比重来表示中国对技术进步的投入力度，作为影响消费结构的一个因素。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
2.4利率（Rate，R）
本文选用金融机构一年期定期存款利率作为影响消费结构的因素。数据来源：《中国金融年鉴》。
2.5人口结构——抚养比率（DependencyRatio，DR）
一般来说，通过人口结构可以反映出一个国家的大体的社会和经济状况。当论及这一问题，年龄是最重要的因素。人口的年龄结构是指一个人口集团（或群体）在某一时点上的人口年龄分布状况、各年龄组人口在总人口中所占比重，它可以表明人口发展类型和速度，反映劳动年龄人口和被抚养人口的比例等。人口年龄结构的动态变化，将对消费结构的变化产生影响。
本文将抚养比包括少年儿童与老年人口的总抚养比，即少年儿童和老年人口总数占总人口数的比重作为重要的指标选入模型。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
2.6城市化水平——城市化率（UrbanizationRate，UR）
城市化率是指市镇人口占总人口的比重。一般而言，城市率越高伴随的消费结构层次越高，本文将城市率作为衡量消费结构的一个重要因素。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
3中国居民消费结构的变动分析
表1中国居民人均全年消费性支出构成比单位：%
年份
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
食品
41.67
40.35
42.58
41.94
43.20
33.25
40.05
40.23
衣着
8.94
8.97
7.30
7.29
7.08
8.88
7.59
7.65
居住
10.46
10.18
12.68
12.26
11.43
17.25
12.67
14.95
家庭设备用品及服务
5.90
5.96
5.47
5.44
5.38
5.97
5.48
5.17
医疗保健
7.24
7.85
7.49
7.96
8.22
7.71
11.40
9.09
交通通信
10.81
11.35
10.19
10.82
11.09
12.82
11.97
11.08
教育文化娱乐服务
10.31
10.50
11.07
11.61
10.94
11.40
8.11
9.03
杂项商品与服务
4.66
4.83
3.21
2.66
2.67
2.72
2.73
2.79
资源来源:由《中国统计年鉴》2001-2008计算所得
图2中国居民人均全年消费性支出构成I图3中国居民人均全年消费性支出构成II（比重）
由上述图表可以看出，中国居民的消费支出由2000年的人均6668.13元，上升到2007年的26821.60元，消费水平已得到极大提高，但与世界平均水平相比还很低，亚洲开发银行(ADB)在近期发表的一份调查报告中指出，中国的人均生活水平排在世界第128位。
从消费结构来说：
年人均食品消费支出由2000年的2778.83元上升到2007年的10790.22，可见中国居民的消费能力已得到极大提高，食品消费比率由2000年41.67%下降到2007年的40.23%。国际上常用恩格尔系数来衡量一个国家和地区人民生活水平的状况。根据联合国粮农组织提出的标准，恩格尔系数在59%以上为贫困，50-59%为温饱，40-50%为小康，30-40%为富裕，低于30%为最富裕。可见，中国居民总体上实现了小康目标，这主要是由城镇居民消费水平快速提升拉动的，但是城镇居民的恩格尔系数已由1978年的57.5%下降为2008年的37.3%，达到了国际衡量标准中的富裕阶段，间接反映出中国的城乡差距在不断扩大。
居住消费明显增加，由2000年人均596.41元上升到2007年的2051.99元，消费比率也由2000年10.46%上升到2007年的14.95%。住户条件不断改善，平均每人现有住房使用面积呈现增加趋势。但由于占绝大比率的低收入与其价格差距较大，短期内还不可能形成较强的购买力。消费正处在从一般水平向高档水平转变的孕育阶段。
衣着消费支出由2000年的720.95元上升到2007年的2972.35，其消费比重由2000年8.94%下降到2007年的7.65。可以预测，在未来的几年内，中国居民衣着消费比重将呈平稳下降趋势。但由于衣着消费的绝对量在增加，人们在衣着消费中更加追赶时髦，更注意质量和款式。这些均表明中国居民消费水平在提高。
2007年人均家庭用品消费支出为4010.59元，约是2000年697.63元的5.7倍，其上升幅度是消费结构组成中最大的，这说明中国居民消费能力已得到极大提高。但其消费比率却由2000年5.90%下降到2007年5.17%，这说明大部分家庭己经购买彩电、冰箱等耐用电器，基本上处于饱和状态。随着科学技术的发展，高科技耐用家电产品的生命周期越来越短，对耐用消费品更新换代的速度必将越来越快。
医疗保健、交通通讯消费增加迅速，分别由2000年7.24%，10.81%上升到2007年9.09%，11.08%。前者说明因为人口结构老龄化、人们的保健意识增强以及城镇医疗保险制度改革使个人医疗负担适当增强。后者说明为方便生活，节省时间的现代通讯工具和交通工具迅速进入居民家庭。
娱乐文教消费总量在不断提高，由2000年人均393.52元上升到2007年1386.08元，这说明中国居民文化娱乐活动更加丰富多彩，用于娱乐消费、旅游支出都有明显增长。随着工作强度的加大和生活节奏的加快，城镇居民越来越注重闲暇时的娱乐，诸如旅游、度假等已成为消费热点。并且由于独生子女家庭的增加，父母望子成龙，加大对子女培养教育的投入。还有就是，随着科技发展和社会进步，人们对自身学历的提高越来越重视。但从消费比率来看，文教娱乐的消费比重开始逐年下降，2006年仅为8.11%，这与国家提出从2006年开始全部免除西部地区农村义务教育阶段学生学杂费，2007年扩大到中部和东部地区的政策有关。
4中国居民消费结构影响因素的实证分析
本章节首先对影响消费结构的变量，包括社会保障水平、受教育水平、技术进步、利率、人口结构、城市化水平，进行单位根检验；接着把这些变量与消费结构的变量包括食品、居住、文教娱乐、医疗保健、衣着、交通通讯、杂项，放在一起进行因果检验和相关系数分析。
4.1单位根检验
表2消费结构影响因素单位：%
年份
SS
GHEP
RD
R
DR
UR
2000
1.53
1.02
1.00
2.25
29.9
36
2001
1.81
1.12
1.07
3.06
30.0
38
2002
2.19
1.27
1.23
3.47
41.7
39
2003
1.96
1.51
1.13
2.52
40.5
41
2004
1.95
4.14
1.23
2.25
38.6
42
2005
2.02
4.53
1.34
2.25
40.1
43
2006
2.06
4.95
1.42
1.98
38.3
44
2007
2.18
5.45
1.49
1.98
37.4
45
注:SS是社会保障支出总额占GDP的比重；GHEP是普通高等教育人口占总人口数的比重；RD是研究与开发的投入量占GDP的比重；R是金融机构一年期定期存款利率；DR是少年儿童与老年人口的总数占总人口数的比重；UR是市镇人口占总人口的比重。
利用EViews3.1对上述6个变量进行单位根(ADF)检验，检验结果如下表所示:
表3:变量ADF检验
变量名称
ADF检验值
P值
(C，T，N）
临界值
1%
5%
10%
D(SS(-1)，2)
-2.965013
0.0251
(0，0，0)
-3.0507
-1.9962
-1.6415
D(GHEP(-1))
-1.926497
0.0954
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(RD(-1))
-2.127608
0.0709
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(R(-1))
-2.940666
0.0217
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(DR(-1))
-2.743578
0.0288
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(UR(-1)，2)
-8.660254
0.0001
(0，0，0)
-3.0507
-1.9962
-1.6415
在10%的显著性水平下，Eviews3.1的检验结果表明GHEP、RD、R、DR这些变量都是一阶平稳的，而SS、UR是二阶平稳的，同时也说明这些变量本身是不平稳的。因此，不能对这些变量直接进行回归，本文采取因果检验与相关系数来进行实证分析。
4.2因果检验与相关系数分析
选择食品、衣着、居住、家庭设备与用品、医疗保健、交通与通讯、文教娱乐、杂项开支在总消费支出中的比例作为中国消费结构的结构变量，分别记为Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6、Y7、Y8。
用Eviews3.1对其进行ADF检验，结果见表7。
表4:结构变量ADF检验
变量名称
ADF检验值
P值
(C，T，N）
临界值
1%
5%
10%
D(Y1(-1))
-3.725314
0.0204
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y2(-1))
-3.116793
0.0356
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y3(-1))
-4.947263
0.0078
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y4(-1)，2)
-3.598566
0.0368
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
D(Y5(-1))
-4.353490
0.0073
(0，0，0)
-3.1714
-2.0056
-1.6458
D(Y6(-1)，2)
-3.603050
0.0367
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
D(Y7(-1))
-3.118931
0.0356
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y8(-1)，2)
-6.285693
0.0081
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
在10%的显著性水平下，结构变量Y1、Y2、Y3、Y5、Y7是一阶平稳的，Y4、Y6是二阶平稳的，同时说明这些结构变量本身是不平稳的。
4.2.1食品结构变量影响因素
表5:食品结构变量影响因素Granger因果检验
变量
零假设
滞后期
F
P
结论
Y1
SS不是Y1的格兰杰原因
2
0.01579
0.98457
接受
SS
Y1不是SS的格兰杰原因
2
67.1668
0.08596
拒绝
Y1
GHEP不是Y1的格兰杰原因
1
4.53328
0.1003
拒绝
GHEP
Y1不是GHEP的格兰杰原因
1
0.03207
0.86658
接受
Y1
RD不是Y1的格兰杰原因
1
0.54146
0.50265
接受
RD
Y1不是RD的格兰杰原因
1
0.42696
0.54914
接受
Y1
R不是Y1的格兰杰原因
1
1.49549
0.28849
拒绝
R
Y1不是R的格兰杰原因
1
0.17164
0.69991
接受
Y1
DR不是Y1的格兰杰原因
1
0.06458
0.81192
接受
DR
Y1不是DR的格兰杰原因
1
0.01062
0.92288
接受
Y1
UR不是Y1的格兰杰原因
2
0.92002
0.59339
接受
UR
Y1不是UR的格兰杰原因
2
0.04539
0.95748
接受
从因果检验的结果表明:普通高等教育人口指数是食品支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为89.97%，普通高等教育人口指数是食品消费结构的格兰杰原因；金融机构一年期定期存款利率是食品支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为71.15%，金融机构一年期定期存款利率是食品消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、R两个因素来进行实证分析。Y1与这两个变量的相关系数如下所示:
表6:食品结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
R
Y1
-0.4118
0.2729
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y1(总消费中食品消费占的比重)有影响的主要是GHEP(普通高等教育人口指数)，且起到负的作用。这主要是由于高等教育人口指数越大，中国的教育水平越高，人们的总收入水平随之提高，且消费观念更加科学化，在保证基本的物质消费条件下，更增加了在精神文化等方面的支出，从而在食品消费绝对量增长的同时其比重呈下降趋势。
但由于中国人口众多，平均消费水平还比较低，尤其是广大农村地区，其消费水平仅达到温饱，正处于向小康社会奔进的发展阶段，食品支出在消费总支出中依然处于主导地位，现阶段食品消费结构与教育水平等变量的相关性还不是很显著。
4.2.2衣着结构变量影响因素
因果检验结果表明:少年儿童与老年人口的抚养比是衣着支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为63.50%，抚养比是食品消费结构的格兰杰原因。因此，选择DR来进行实证分析。Y2与其的相关系数如下所示:
表7:衣着结构变量影响因素的相关系数
相关系数
DR
Y2
-0.7059
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y2(总消费中衣着消费占的比重)有影响的主要是DR（少年儿童与老年人口的抚养比）且起到负的作用。这主要是由于少年儿童与老年人都是消费大于当期收入的人群，缺乏收入作为消费的支持和后盾，该类人群所占比越大，人们的消费压力也越大，用于衣着这类可多消费可少消费的物品来说其在总消费支出中的比重自然随之减少。另外，少年儿童与老年人对衣着品牌和款式的追求也不是十分强烈。
4.2.3居住结构变量影响因素
因果检验结果表明:普通高等教育人口指数是居住支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为97%，普通高等教育人口指数是居住消费结构的格兰杰原因；技术进步率即研究与开发投入占GDP总值的比重是居住支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为91%，技术进步率是居住消费结构的格兰杰原因；城市化率是居住支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为71%，城市化率是居住消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、RD、UR三个因素来进行实证分析。Y3与这三个变量的相关系数如下所示:
表8:居住结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
RD
UR
Y3
0.6533
0.7244
0.6907
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y3(总消费中居住消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、RD(技术进步率)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。这主要是由于高等教育人口指数越大，技术进步率越高，人们的生产力水平越高，伴随的收入越多，对住房这类高消费需求也越大。另外，随着城市化水平的提高，大量的农村居民进入城市谋求发展，对住房的需求也十分强烈。
4.2.4家庭设备与用品结构变量影响因素
因果检验结果表明:社会保障支出总额占GDP的比重是家庭设备与用品支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是75%，社会保障水平指数是家庭设备与用品结构的格兰杰原因；研究与开发投入占GDP的比重是家庭设备与用品支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是72%，技术进步率是家庭设备与用品结构的格兰杰原因。因此，应选择SS、RD两个因素来进行实证分析。Y4与这两个变量的相关系数如下所示:
表9:家庭设备与用品结构变量影响因素的相关系数
相关系数
SS
RD
Y4
-0.6462
-0.5628
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y4(总消费中家庭设备与用品消费占的比重)有影响的主要有SS(社会保障水平指数)、RD(技术进步率)，且都起到负的作用。这可能是因为，社会保障水平越高，国家对居民的相关补助越多，像家电下乡政策的实施，农村居民购买家庭设备与用品可以减免13%的费用，由当地政府部门给予补偿等。另外，技术越进步，家庭设备与用品越先进，其耐用性越高，当人们已经购买了所需家庭设备用品后自然不会再轻易购买此类用品，因此，其受到各方面因素影响的作用有限，以上检验出的相关性不是十分显著。
4.2.5医疗保健结构变量影响因素
因果检验结果表明:受到普通高等教育的人口数占总人口数的比重是医疗保健支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为88%，普通高等教育人口指数是医疗保健消费结构的格兰杰原因；城市化率是医疗保健支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为83%，城市化率是医疗保健消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、UR两个因素来进行实证分析。Y5与这两个变量的相关系数如下所示:
表10:医疗保健结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
UR
Y5
0.6515
0.6639
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y5(总消费中医疗保健消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。这可能是因为普通高等教育人口指数越大，人们受教育水平越高，越注重对身体的健康保养，另外，城市化进程越快，越多的人可以享受到城市里较好的医疗保健水平，但其消费价格也较高。
4.2.6交通与通讯结构变量影响因素
因果检验结果表明:普通高等教育人口指数是交通与通讯支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为84%，普通高等教育人口指数是交通与通讯消费结构的格兰杰原因；金融机构一年期定期存款利率是交通与通讯支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为73%，金融机构一年期定期存款利率是交通与通讯消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、R两个因素来进行实证分析。Y6与这两个变量的相关系数如下所示:
表11:交通与通讯结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
R
Y6
0.5841
-0.5022
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y6(总消费中交通与通讯消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、R(金融机构一年期定期存款利率)，前者起到正的作用，后者起到负的作用。高等教育人口指数越大，中国的教育水平越高，人们更注重信息之间的交流与交通的便利，对交通与通讯的需求越强烈。另外，金融机构一年期定期存款利率越低，人们用于储蓄的资金越少，消费越旺盛，汽车、手机、电脑等交通与通讯设备已成为消费的热点，是人们生活的重要组成部分，因此，利率越低在交通与通讯方面的支出越多。
但由于交通与通讯设备的使用期较长，已经购买了的消费者除非特别的爱好与追求不会再轻易购买同类产品，因此受各因素的影响有限，相关性不是十分显著。
4.2.7文教娱乐结构变量影响因素
因果检验结果表明:普通高等教育人口指数是文教娱乐支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为82%，普通高等教育人口指数是文教娱乐消费结构的格兰杰原因；技术进步率是文教娱乐支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是74%，技术进步率是文教娱乐消费结构的格兰杰原因；金融机构一年期定期存款利率是文教娱乐支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为75%，金融机构一年期定期存款利率是文教娱乐消费结构的格兰杰原因；城市化率是文教娱乐支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为77%，城市化率是文教娱乐消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、RD、R、UR四个因素来进行实证分析。Y7与这四个变量的相关系数如下所示:
表12:文教娱乐结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
RD
R
UR
Y7
-0.5264
-0.5483
0.5009
-0.4149
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y7(总消费中文教娱乐消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、RD(技术进步率)，且起到负的作用。这可能是与近几年国家实行的教学娱乐改革有关，国家越来越重视教育娱乐事业的发展，在教育娱乐方面的投入越高，居民个人在该方面的投入自然越少，因此，普通高等教育人口指数和技术进步率对文教娱乐结构变量起负的作用。
虽然，现在的家庭更加重视文化培养和生活娱乐，对教育质量和生活乐趣的投入越来越大，但由于家庭人口数的减少，越来越多的是3口之家，文教娱乐消费在总消费中的比重变化不大，且其也具有一定的消费刚性，受到各因素的影响有限，相关性并不十分显著。
4.2.8杂项开支结构变量影响因素
因果检验结果表明:少年儿童与老年人口的抚养比是杂项支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是57%，少年儿童与老年人口的抚养比是杂项开支消费结构的格兰杰原因。因此，选择DR这个因素来进行实证分析。Y8与这个变量的相关系数如下所示:
表13:杂项开支结构变量影响因素的相关系数
相关系数
DR
Y8
-0.9049
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y8(总消费中杂项开支消费占的比重)有影响的主要是DR(少年儿童与老年人口的抚养比)，且起到负的作用。这可能是因为少年儿童与老年人口的抚养比越大，生活压力越大，将收入来源主要用在必需品上面，用于不十分紧迫的杂项上面的开支自然受到约束，其在消费结构中的比重自然越小。
4.3小结
社会保障指数、普通高等教育人口指数、技术进步率、金融机构一年期定期存款利率、少年儿童与老年人口的抚养比、城市化率，通过这些变量的单根检验以及与消费结构变量的因果检验及相关系数的分析，结果显示(下面“+”表示影响因素对结构变量正的影响，“-”表示影响因素对结构变量负的影响)：
（1）影响食品消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(-)；
（2）影响衣着消费结构因素主要是少年儿童与老年人口的抚养比(-)；
（3）影响居住消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(+)、技术进步率(+)、少年儿童与老年人口的抚养比(+)、城市化率(+)；
（4）影响家庭设备与用品消费结构因素主要是社会保障水平指数(-)、技术进步率(-)、少年儿童与老年人口的抚养比(-)；
（5）影响医疗保健消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(+)、城市化率(+)、金融机构一年期定期存款利率(-)；
（6）影响交通与通讯消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(+)、金融机构一年期定期存款利率(-)；
（7）影响文教娱乐消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(-)、技术进步率(-)、金融机构一年期定期存款利率(+)；
（8）影响杂项开支消费结构因素主要是少年儿童与老年人口的抚养比(-)；
5结论及政策建议
本文通过对消费结构变量及影响因素变量的平稳性检验、因果关系及相关系数的检验分析，得出影响中国居民消费结构各自的主要因素，针对上面分析的结果，给出以下建议：
1、对消费结构的调整要兼顾不同因素的综合影响
2、推进教育体制改革，提高普通高等教育的深度和宽度
3、进一步实施计划生育，控制少年儿童与老年人口抚养比的进一步扩大
4、加大科技投入，完善社会保障制度，提高人们的生活品质
5、降低利率，促进消费结构的优化升级
6、加快城市化改革步伐，提高人们的生活档次
参考文献1 王芳.城镇居民消费结构影响因素的典型相关分析.经济纵横，2007(2):106-107
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3 晏民春，杨桂元.近十年我国城镇居民消费结构研究.统计与信息论坛，2004(3):72-76
