居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)論文范文

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第1篇

論文關(guān)鍵詞：體育消費(fèi)，體育市場，消費(fèi)結(jié)構(gòu)

開展對(duì)體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)的研究，可以了解體育消費(fèi)在我國城市居民生活中的地位，為體育消費(fèi)市場生產(chǎn)和流通提供寶貴信息，正確引導(dǎo)居民體育消費(fèi)，拓寬體育消費(fèi)領(lǐng)域，促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)和體育事業(yè)發(fā)展。

l研究對(duì)象和方法

對(duì)全國30個(gè)省市自治區(qū)25至50歲的城市有職業(yè)居民進(jìn)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(gè)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(jié)果與分析

2．1關(guān)于分析體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)的理論基礎(chǔ)

西方行為心理學(xué)家馬斯洛(A．H．Maskow)強(qiáng)調(diào)，人們對(duì)不同層次的需要強(qiáng)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(qiáng)化。馬斯洛的需要層次理論對(duì)于體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)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(fèi)結(jié)構(gòu)有層次的變化，體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)同樣也有層次的變化，表現(xiàn)為體育勞務(wù)消費(fèi)比重上升，體育實(shí)物消費(fèi)比重下降的趨勢，消費(fèi)形式也將進(jìn)一步多樣化。作為基本勞務(wù)產(chǎn)品形式之一的體育勞務(wù)，將隨著我國居民消費(fèi)內(nèi)容的更新和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化，成為人們?nèi)粘趧?wù)消費(fèi)之一。

2．2城市居民體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀

體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)是指個(gè)人或家庭在生活過程中，不同類型體育消費(fèi)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(zhǔn)確性，本文將體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)分成三大類進(jìn)行調(diào)查：體育健身娛樂、體育比賽表演、體育實(shí)物產(chǎn)品(運(yùn)動(dòng)服裝、鞋帽、體育器材)，結(jié)果見表l。

從表1可以看出，各城市居民體育實(shí)物消費(fèi)、體育健身娛樂消費(fèi)、體育表演消費(fèi)的情況。總體上，體育勞務(wù)消費(fèi)水平211．74元(體育健身娛樂、體育比賽表演)高于體育實(shí)物消費(fèi)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(jì)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(fèi)的結(jié)構(gòu)存在一些的特殊現(xiàn)象。

上海城市居民體育健身娛樂消費(fèi)年人均高達(dá)407．14元，體育比賽表演消費(fèi)132．14元，是城市體育比賽表演消費(fèi)總平均數(shù)的2．70倍。為了進(jìn)一步剖析這種現(xiàn)象，我們對(duì)本次調(diào)查中一些相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)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(dòng)人口數(shù)量與體育消費(fèi)人口數(shù)量差異很大，而且，體育消費(fèi)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(gè)結(jié)果推斷，上海市城市居民體育娛樂消費(fèi)水平高。在本次調(diào)查中這種現(xiàn)象也得到了證實(shí)，上海城市居民經(jīng)常參加體育的人口在9個(gè)城市中排在第6位。

吉林城市居民體育健身娛樂消費(fèi)相對(duì)自己城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀而言，120元也是一個(gè)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(gè)城市中排在末位，但是體育健身娛樂消費(fèi)相對(duì)比較卻很高，如果將體育健身娛樂消費(fèi)與體育比賽表演消費(fèi)相加，認(rèn)為是體育勞務(wù)消費(fèi)，那么吉林城市居民體育勞務(wù)消費(fèi)占體育實(shí)物消費(fèi)122．21％，占家庭體育消費(fèi)44．92％。出現(xiàn)這種結(jié)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(fèi)相對(duì)自己城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀而言，卻是一個(gè)低水平。如果按照上面的計(jì)算方法，根據(jù)馬斯洛的需要層次理論，這兩個(gè)城市體育勞務(wù)消費(fèi)水平都應(yīng)該高于或等于體育實(shí)物消費(fèi)水平，但是調(diào)查結(jié)果與推斷恰恰相反。這又是一個(gè)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(gè)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城市居民生活水平高，但是體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)與人們推斷的結(jié)果不同。

通過以上分析發(fā)現(xiàn)，我國城市居民體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)，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(fèi)的結(jié)構(gòu)不僅僅受城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，同時(shí)也受城市居民社會(huì)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(jì)發(fā)展水平、城市居民生活水平達(dá)到一定程度時(shí)，這些因素對(duì)體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)會(huì)起到重要的作用。

2．3體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)的發(fā)展趨勢

2．3．1城鎮(zhèn)居民歷年消費(fèi)的結(jié)構(gòu)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(yīng)增加。還可以看出，城鎮(zhèn)居民娛樂、教育文化服務(wù)支出逐年增加。此外，90年代以來人們對(duì)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(guān)注自身的健康問題，尤其是食品科學(xué)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(shí)日益增強(qiáng)，并不斷尋求科學(xué)的保健方法，這些為提高體育消費(fèi)水平帶來了有利的契機(jī)，為改變體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)帶來了強(qiáng)大動(dòng)力

2．3．2國外家庭體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)展情況

在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)國家，體育消費(fèi)已成為人們?nèi)粘ＯM(fèi)的重要組成部分之一。但是，這些國家居民體育消費(fèi)并非從一開始就形成目前的結(jié)構(gòu)，而是有一個(gè)逐漸發(fā)展過程。從瑞典家庭體育消費(fèi)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(dòng)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(wù)消費(fèi)增長速度明顯快于體育實(shí)物消費(fèi)。這種趨勢也被多數(shù)國家體育消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)變化所證實(shí)。

2．3、3城市居民體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)展趨勢

隨著我國國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)、快速發(fā)展，人民生活水平不斷提高，使居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)更趨合理，即物質(zhì)消費(fèi)支出比重下降，服務(wù)性消費(fèi)支出比重不斷增加。人們在滿足基本的生存資料需求基礎(chǔ)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(dòng)成為人們追求精神享受的形式之一。隨著人們閑暇時(shí)間增多，生活方式改變，體育意識(shí)、體育健康觀念增強(qiáng)，對(duì)體育需求會(huì)明顯增加。據(jù)謝瓊桓等人在2010年中國社會(huì)體育的戰(zhàn)略構(gòu)想研究中進(jìn)行的抽樣調(diào)查，“1987年我國體育消費(fèi)家庭年均體育支出49．67元，1992年54．83元，當(dāng)時(shí)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(fèi)家庭的體育支出可達(dá)目前水平的5——6倍，在300元左右?！?1世紀(jì)，居民體育需求迅速增加，體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)也向合理化方面轉(zhuǎn)變，即在90年代體育勞務(wù)消費(fèi)和體育實(shí)物消費(fèi)并重的基礎(chǔ)上，逐步向以體育勞務(wù)消費(fèi)為主，兼顧體育實(shí)物消費(fèi)為輔的方向轉(zhuǎn)變。從本文調(diào)查中也可以看到，城市居民總體體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)是體育勞務(wù)消費(fèi)高于體育實(shí)物消費(fèi)。未來體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)的發(fā)展趨勢是以高收入、高文化職業(yè)人群為主導(dǎo)，逐步向以體育勞務(wù)消費(fèi)為主，兼顧體育實(shí)物消費(fèi)為輔的方向轉(zhuǎn)變。

第2篇

第二次世界大戰(zhàn)結(jié)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(jié)果之一就是政府支出不斷攀升和政府規(guī)模不斷擴(kuò)大。這促成了學(xué)者們對(duì)政府支出是否影響和如何影響居民消費(fèi)問題的關(guān)注。20世紀(jì)70年代開始，這方面的研究成果越來越多。我國學(xué)者則是自21世紀(jì)以來才開始關(guān)注這個(gè)問題。目前國內(nèi)外學(xué)界在政府支出與居民消費(fèi)的關(guān)系問題上主要形成了三派觀點(diǎn)：（1）擠出說。這種觀點(diǎn)認(rèn)為，政府支出增加會(huì)對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，或者說，政府支出與居民消費(fèi)之間是一種替代關(guān)系。（2）擠入說。與前一種觀點(diǎn)相反，這種觀點(diǎn)認(rèn)為政府支出增加會(huì)對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生擠入效應(yīng)，或者說，政府支出與居民消費(fèi)之間是一種互補(bǔ)關(guān)系。（3）不相關(guān)或不確定說。這種觀點(diǎn)認(rèn)為，政府支出變化與居民消費(fèi)變化之間沒有相關(guān)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(fèi)與政府支出是互補(bǔ)的；但是在另一些條件下，居民消費(fèi)與政府支出則是替代的。

1．國外學(xué)者的研究。貝利（M．J．Bailey）在其《國民收入與價(jià)格水平》一書中最先研究了政府支出與私人消費(fèi)的關(guān)系，他通過對(duì)三部門國民收入決定模型的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)證明二者之間存在一種替代關(guān)系，即政府支出會(huì)部分?jǐn)D出居民消費(fèi)支出。［1］巴羅（R．J．Barro，1981）認(rèn)為，政府支出增加將通過財(cái)富效應(yīng)和替代效應(yīng)兩條渠道擠出私人消費(fèi)，并且，暫時(shí)性的政府支出比持久性的政府支出產(chǎn)生更大的對(duì)私人消費(fèi)的擠出效應(yīng)。［2］科孟迪（R．C．Kormendi，1983）根據(jù)美國的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)估計(jì)出政府支出替代私人消費(fèi)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(fèi)模型和由此推導(dǎo)出的歐拉方程為基礎(chǔ)，構(gòu)造了一個(gè)帶有輔助方程的消費(fèi)方程，并用美國的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)估計(jì)出政府支出對(duì)私人消費(fèi)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(fèi)。［5］阿瑪諾和威簡托（R．Amano＆T．Wirjanto，1997）估計(jì)了政府支出與居民消費(fèi)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(fèi)存在替代關(guān)系，且期內(nèi)替代彈性為0．9。［6］霍（T．W．Ho，2001）通過對(duì)24個(gè)OECD國家1981—1997年的面板數(shù)據(jù)計(jì)量分析發(fā)現(xiàn)，政府支出與私人消費(fèi)呈現(xiàn)顯著的替代關(guān)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(jì)數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，西班牙的政府消費(fèi)性支出與居民消費(fèi)之間存在Edgeworth－Pareto意義上的替代關(guān)系。［8］但是另一些研究者發(fā)現(xiàn)，政府支出與私人消費(fèi)之間是一種互補(bǔ)關(guān)系，政府支出增加不是擠出而是擠入私人消費(fèi)?？ɡ梗℅．Karras，1994）將政府支出函數(shù)直接引入了消費(fèi)者的目標(biāo)效用函數(shù)，應(yīng)用30個(gè)國家1950—1987年的數(shù)據(jù)對(duì)消費(fèi)的歐拉方程進(jìn)行了計(jì)量分析，結(jié)果顯示從總體上來說私人消費(fèi)與政府支出是一種互補(bǔ)關(guān)系，即政府支出可以擠入私人消費(fèi)，并且這種互補(bǔ)關(guān)系與政府規(guī)模呈反比關(guān)系。［9］奈伊和霍（C．C．Nieh＆T．W．Ho，2006）運(yùn)用面板協(xié)整方法和1981—2000年的數(shù)據(jù)估計(jì)了23個(gè)OECD國家和地區(qū)私人消費(fèi)與政府支出的期內(nèi)替代彈性和跨期替代彈性，其結(jié)論是，從總體上看，私人消費(fèi)和政府支出是互補(bǔ)的。布朗和韋爾斯（A．Brown＆G．Wells，2008）將面板協(xié)整方法運(yùn)用于分析澳大利亞6個(gè)州的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，其結(jié)論是澳大利亞的私人消費(fèi)與政府支出呈現(xiàn)互補(bǔ)關(guān)系。［11］一個(gè)有趣的現(xiàn)象是，使用標(biāo)準(zhǔn)的隨機(jī)動(dòng)態(tài)一般均衡模型（DSGE）的研究者往往得出政府支出①?zèng)_擊會(huì)擠出私人消費(fèi)的判斷，而一些使用向量自回歸（VAR）技術(shù)的經(jīng)驗(yàn)研究得出的結(jié)論卻是，政府支出沖擊通常會(huì)擠入私人消費(fèi)。但是，有些學(xué)者又認(rèn)為，政府支出擠入私人消費(fèi)的結(jié)論可能是由于VAR技術(shù)本身的原因引起的。還有一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)，政府支出與居民消費(fèi)之間的關(guān)系是不確定的或不相關(guān)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(duì)私人消費(fèi)的影響，但在對(duì)歐拉方程進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)考慮了時(shí)間序列數(shù)據(jù)的協(xié)整和非協(xié)整兩種情況，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在協(xié)整的假設(shè)下私人消費(fèi)與政府支出是互補(bǔ)的，但是在非協(xié)整的假設(shè)下私人消費(fèi)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(gòu)建了一個(gè)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(jié)論是：當(dāng)跨期替代彈性（對(duì)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(duì)于替代彈性不變的效用函數(shù)來說）時(shí)，私人消費(fèi)與政府支出呈現(xiàn)Edge－worth－Pareto意義上的互補(bǔ)、替代、不相關(guān)的關(guān)系。他們還進(jìn)一步使用1953—1994年美國的季度數(shù)據(jù)估計(jì)出這兩個(gè)替代彈性系數(shù)都約等于1．56，這意味著美國的私人消費(fèi)和政府支出在Edgeworth－Pareto意義上是不相關(guān)的。［13］克旺（Y．K．Kwan，2006）將協(xié)整方法用來分析東亞9個(gè)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(fèi)和政府支出之間存在互補(bǔ)關(guān)系，而其他7個(gè)國家或地區(qū)的私人消費(fèi)和政府支出之間存在著替代關(guān)系，不過替代程度大小不同。

2．國內(nèi)學(xué)者的研究。我國學(xué)者對(duì)政府支出與居民消費(fèi)的關(guān)系的研究始于1998年我國第一次大規(guī)模實(shí)施積極的財(cái)政政策、擴(kuò)大內(nèi)需以后。國內(nèi)學(xué)者在這個(gè)問題上的結(jié)論也是莫衷一是。財(cái)政部辦公廳課題組（2001）認(rèn)為，關(guān)于私人消費(fèi)和政府支出，有人認(rèn)為它們具有某種替代關(guān)系，這需要具體分析。從財(cái)政支出結(jié)構(gòu)看，某些種類的政府支出例如招待費(fèi)，的確是私人支出的替代品；但其他一些支出諸如交通設(shè)施支出，則是私人消費(fèi)的互補(bǔ)品；其他許多公共支出可能既是私人消費(fèi)的替代品又是互補(bǔ)品。［15］胡東書（2002）使用2000年以前中國的時(shí)間序列數(shù)據(jù)所做的回歸分析表明，政府支出變動(dòng)與居民消費(fèi)之間呈正相關(guān)關(guān)系，二者之間從整體上看是互補(bǔ)關(guān)系而不是替代關(guān)系，政府支出增加對(duì)居民消費(fèi)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(gè)居民消費(fèi)的跨期替代模型，分析了中國的政府支出與居民消費(fèi)之間的關(guān)系，認(rèn)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(shí)政府支出完全擠占了消費(fèi)支出。［17］黃頤琳（2005）通過構(gòu)建實(shí)際的經(jīng)濟(jì)周期（RBC）模型，利用隨機(jī)動(dòng)態(tài)一般均衡（DSGE）方法對(duì)中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明，改革開放后政府支出對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生了一定的擠出效應(yīng)。［18］李廣眾（2005）在消費(fèi)者最優(yōu)選擇歐拉方程基礎(chǔ)上推導(dǎo)出用以分析政府支出與居民消費(fèi)之間關(guān)系的模型，然后對(duì)全國、城鎮(zhèn)和農(nóng)村的樣本進(jìn)行估計(jì)，結(jié)論是：改革開放以來，中國政府支出與居民消費(fèi)之間表現(xiàn)為互補(bǔ)關(guān)系。［19］張治覺和吳定玉（2007）利用可變參數(shù)模型對(duì)我國1978—2004年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了動(dòng)態(tài)分析，結(jié)果表明，從總體上分析，在大多數(shù)年份政府支出對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生引致效應(yīng)；從結(jié)構(gòu)上分析，政府投資性支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)產(chǎn)生了擠出效應(yīng)；從1998年開始，政府消費(fèi)性支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)產(chǎn)生了引致效應(yīng)；政府轉(zhuǎn)移性支出在大多數(shù)年份對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)產(chǎn)生了引致效應(yīng)。申琳和馬丹（2007）對(duì)1978—2005年我國政府支出影響居民消費(fèi)的兩個(gè)渠道（消費(fèi)傾斜渠道和資源撤銷渠道）進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)分析，發(fā)現(xiàn)我國人均政府支出增加通過消費(fèi)傾斜渠道促使人均居民消費(fèi)上升，通過資源撤銷渠道使得人均居民消費(fèi)下降；綜合來看，人均政府支出增加通過兩種渠道最終導(dǎo)致人均居民消費(fèi)下降，即政府支出與居民消費(fèi)存在長期替代關(guān)系。楚爾鳴和魯旭（2008）通過構(gòu)建政府支出與居民消費(fèi)跨期替代模型，并利用1990—2005年我國27個(gè)省、直轄市和自治區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)和完全修正普通最小二乘估計(jì)，發(fā)現(xiàn)中國地方政府支出與居民消費(fèi)呈現(xiàn)較弱的互補(bǔ)關(guān)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(fèi)支出與私人消費(fèi)成互補(bǔ)關(guān)系。陳創(chuàng)練（2010）所做的面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析的結(jié)果表明，我國政府消費(fèi)與居民消費(fèi)呈互補(bǔ)關(guān)系。但是，他又指出，政府消費(fèi)與居民消費(fèi)的互補(bǔ)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(kuò)大，政府將減少與居民消費(fèi)呈互補(bǔ)關(guān)系的公共物品（如國防支出）的提供，而增加與居民消費(fèi)呈替代關(guān)系的公共服務(wù)（如科學(xué)教育衛(wèi)生事業(yè)支出和學(xué)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(fèi)、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(duì)政府支出如何影響居民消費(fèi)進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，政府支出在短期內(nèi)對(duì)居民消費(fèi)具有擠入效應(yīng)，而在長期則具有擠出效應(yīng)。由上我們看到，我國學(xué)者主要是從總量上研究政府支出對(duì)（城鄉(xiāng)）居民消費(fèi)需求的影響，或把政府支出劃分為消費(fèi)性支出和投資性支出，再分別研究這兩類支出對(duì)居民消費(fèi)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(cái)政支出結(jié)構(gòu)或財(cái)政支出分類上分別考察這些政府支出對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響。在這個(gè)專題研究上，研究者大多把居民消費(fèi)函數(shù)看做是線性的，把函數(shù)關(guān)系看做是已知的或確定的。不少研究者得出的結(jié)論與直覺或事實(shí)明顯相悖，例如，有的文章認(rèn)為，政府消費(fèi)性支出增加會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)；還有的文章認(rèn)為，政府支出與居民消費(fèi)正相關(guān)；也有的文章認(rèn)為，政府支出增加對(duì)居民消費(fèi)沒有影響；還有一些研究者把政府（財(cái)政）支出等同于政府消費(fèi)。已有的研究成果提示我們，對(duì)中國財(cái)政支出與居民消費(fèi)需求的關(guān)系有進(jìn)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(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)影響的初步分析

筆者認(rèn)為，從總量上研究中國政府支出對(duì)居民消費(fèi)的影響可能過于綜合，過于籠統(tǒng)，無法反映政府支出對(duì)居民消費(fèi)的真實(shí)效應(yīng)。因?yàn)槲覈С黾劝ㄕM(fèi)支出，也包括政府投資支出，還包括轉(zhuǎn)移支出和民生支出，這些不同性質(zhì)的支出對(duì)居民消費(fèi)的影響應(yīng)該是不同的，并且某些支出可能對(duì)城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)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(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)產(chǎn)生了什么樣的影響。2007年我國國家統(tǒng)計(jì)局對(duì)財(cái)政支出項(xiàng)目分類進(jìn)行了重大調(diào)整，由原來的5類27個(gè)項(xiàng)目調(diào)整為22個(gè)項(xiàng)目，不再按功能性質(zhì)分類。1978年到2006年，我國政府財(cái)政支出按其功能性質(zhì)劃分為5大類：經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出、社會(huì)文教費(fèi)支出、國防費(fèi)支出、行政管理費(fèi)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(cái)政支出總額中所占比例的變化?？梢钥闯觯瑥?978年到2006年，經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出占比呈現(xiàn)明顯的下降趨勢；社會(huì)文教費(fèi)支出占比呈現(xiàn)先上升后平穩(wěn)的趨勢；國防費(fèi)占比自20世紀(jì)80年代中期以后呈現(xiàn)緩慢下降的趨勢；行政管理費(fèi)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(jié)構(gòu)的變化從一個(gè)側(cè)面映射了改革開放以來我國經(jīng)濟(jì)體制和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化：隨著我國經(jīng)濟(jì)體制由高度集中的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制向社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)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(jì)建設(shè)的任務(wù)越來越多地由企業(yè)和個(gè)人承擔(dān)，國家對(duì)經(jīng)濟(jì)建設(shè)的直接干預(yù)不斷減少，這就導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出占比大幅度下降。隨著科教興國戰(zhàn)略的實(shí)施和社會(huì)保障制度建設(shè)，社會(huì)文教費(fèi)支出占比不斷提高。行政管理費(fèi)支出占比上升較快反映了我國政府規(guī)模擴(kuò)張較快，公部門控制和消費(fèi)的資源過多。這5大類財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響應(yīng)當(dāng)是不同的。經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出。這類支出是國家用于生產(chǎn)性投資和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面的財(cái)政支出，它們主要形成物資資本和公共物品，如鐵路、公路、機(jī)場、水利、電力、環(huán)境保護(hù)等。這類支出在短期可能會(huì)排擠居民消費(fèi)，但是在長期可能會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)。經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出的資金主要來源于國家對(duì)企業(yè)和個(gè)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(huì)排擠居民消費(fèi)。

在長期，這類支出可能會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)。例如，交通便捷會(huì)促進(jìn)居民出行和旅游消費(fèi)，電力供給有了保障會(huì)促進(jìn)居民購買和消費(fèi)家用電器。從市場經(jīng)濟(jì)中政府與市場的關(guān)系來看，政府通過經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出來配置資源的規(guī)模必須適度，不宜過大，否則會(huì)擠占市場和居民消費(fèi)。社會(huì)文教事業(yè)費(fèi)支出。這是國家用于科學(xué)研究、文化、教育、衛(wèi)生、出版、廣電、撫恤和社會(huì)福利救濟(jì)等方面的事業(yè)費(fèi)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(huì)及其成員的科學(xué)文化素養(yǎng)和受教育水平，有助于提高社會(huì)福利水平。這類支出應(yīng)當(dāng)會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)。顯而易見，政府投資九年制義務(wù)教育，提供教育、文化、體育、醫(yī)療衛(wèi)生設(shè)施，必然會(huì)促進(jìn)居民在教育、文化、體育和醫(yī)療衛(wèi)生等方面的消費(fèi)。國防費(fèi)。這是國家用于國防建設(shè)的各種經(jīng)費(fèi)支出。國防是一個(gè)國家最大和最重要的公共物品，是防止企業(yè)和個(gè)人遭受外來侵略和掠奪的保障。因此，國防費(fèi)支出雖然可能會(huì)擠占居民收入和消費(fèi)，但是一個(gè)強(qiáng)大和穩(wěn)固的國防會(huì)大大降低國民生存、發(fā)展、生產(chǎn)、消費(fèi)的風(fēng)險(xiǎn)和不確定性。行政管理費(fèi)。這是一種社會(huì)消費(fèi)性支出，主要用于國家各級(jí)權(quán)力機(jī)關(guān)、行政管理機(jī)關(guān)和外事機(jī)構(gòu)行使其職能所需要的開支，包括人員經(jīng)費(fèi)支出和公用性經(jīng)費(fèi)支出。在我國行政管理費(fèi)支出中，直接用于行政人員開支的費(fèi)用約占50％上下。近幾年受詬病較多的“三公”經(jīng)費(fèi)就是行政管理費(fèi)中的一大部分。在行政管理費(fèi)支出中，一部分是政府為企業(yè)和居民提供公共服務(wù)的，這是經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展所必需的。但是在我國的行政管理費(fèi)支出中，相當(dāng)一部分是政府行政人員的純粹性消費(fèi)，這部分支出與公共服務(wù)供給的數(shù)量和質(zhì)量沒有什么相關(guān)性。一個(gè)公務(wù)員使用公款消費(fèi)得越多越好，不意味著他提供的公共服務(wù)水平和質(zhì)量就越高，反而有可能會(huì)降低公共服務(wù)水平和質(zhì)量。其他支出。這包括政府財(cái)政年初預(yù)留的預(yù)備費(fèi)，其他政府性基金支出，地震捐贈(zèng)支出，彩票發(fā)行銷售機(jī)構(gòu)業(yè)務(wù)費(fèi)安排的支出，等等。這類支出很可能對(duì)居民消費(fèi)的影響是中性的或影響不大。

三、基于可加模型的經(jīng)驗(yàn)研究

筆者在文獻(xiàn)綜述部分提到過，在政府支出與居民消費(fèi)的關(guān)系問題上，我國一些研究者得出的結(jié)論與直覺或事實(shí)明顯不符，其中的一個(gè)重要原因是這些研究者把居民消費(fèi)函數(shù)看做是線性的，把函數(shù)關(guān)系看做是已知的或確定的。本文嘗試改變這種經(jīng)驗(yàn)研究方法，使用可加模型來進(jìn)行研究。1．可加模型簡介?？杉幽Ｐ停╝dditivemodels）是非參數(shù)統(tǒng)計(jì)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(diǎn)：（1）假設(shè)自變量和因變量之間的函數(shù)關(guān)系未知；函數(shù)關(guān)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(shí)際關(guān)系要求。（2）對(duì)于因變量的分布沒有限制，估計(jì)的結(jié)果具有穩(wěn)健性。與線性模型要求因變量服從某個(gè)分布相比，可加模型更為合理。因?yàn)橐蜃兞渴欠穹哪撤N分布實(shí)際上很難驗(yàn)證。雖然計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)給我們提供了很多檢驗(yàn)服從分布的方法，但是嚴(yán)格來說，它們往往是檢驗(yàn)其不服從某種分布，很難檢驗(yàn)出服從某種分布。因?yàn)樗鼈兊脑僭O(shè)是服從某種分布。不拒絕原假設(shè)不等于接受原假設(shè)，這是兩個(gè)概念。分析政府支出結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)需求的影響，可加模型具有先天優(yōu)勢。政府支出結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)的影響不是一個(gè)靜態(tài)過程，應(yīng)該是一個(gè)動(dòng)態(tài)過程；也可以說隨著政府支出的變化，它們對(duì)居民消費(fèi)的邊際效應(yīng)也是變化的，而不是一成不變的。另外，計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析中通常假定模型中變量之間的關(guān)系是線性關(guān)系，但是這些線性關(guān)系是在很強(qiáng)的假設(shè)下得到的，而實(shí)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的變量之間關(guān)系呈線性關(guān)系的極少，絕大多數(shù)都是非線性的。因?yàn)橛绊懽兞康囊蛩睾芏?，在?shí)際研究中，由于研究者受到主觀和客觀原因的制約，或?yàn)榱搜芯康暮喕头奖?，不可能考慮到所有這些因素，所以很強(qiáng)的假設(shè)易于構(gòu)建模型和得出結(jié)論，但是很難符合實(shí)際和刻畫變量之間的實(shí)際關(guān)系。2．可加模型應(yīng)用。（1）數(shù)據(jù)來源與選取。

由于國家統(tǒng)計(jì)局在2007年對(duì)政府財(cái)政支出統(tǒng)計(jì)口徑進(jìn)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(jì)年鑒》。1978—2006年按照功能和性質(zhì)我國政府財(cái)政支出劃分為五大類：經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出、社會(huì)文教費(fèi)支出、國防費(fèi)支出、行政管理費(fèi)支出和其他支出。下面我們將分析1978—2006年政府支出結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響①。為了消除數(shù)量級(jí)的影響，將數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換。另外，為了方便，我們作如下記號(hào)：x1為經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)，x2為社會(huì)文教費(fèi)，x3為國防費(fèi)，x4為行政管理費(fèi)，y1為農(nóng)村居民消費(fèi)，y2為城鎮(zhèn)居民消費(fèi)。（2）政府支出結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)需求影響分析。根據(jù)（1．1），政府支出結(jié)構(gòu)與農(nóng)村消費(fèi)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(jì)建設(shè)費(fèi)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)需求在一定范圍內(nèi)是有促進(jìn)作用的，但當(dāng)經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出超過該范圍便會(huì)出現(xiàn)阻礙作用。（2）社會(huì)文教費(fèi)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)產(chǎn)生了“擠入效應(yīng)”，促進(jìn)了農(nóng)村居民消費(fèi)的增加。下圖②顯示，隨著社會(huì)文教費(fèi)支出的增加，農(nóng)村居民消費(fèi)支出也在增加。（3）國防費(fèi)支出和行政管理費(fèi)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)產(chǎn)生了擠出效應(yīng)，即這兩類支出擠占了一部分農(nóng)村居民的消費(fèi)支出。下圖③和圖④顯示這兩類支出增加導(dǎo)致了農(nóng)村居民消費(fèi)支出減少。從圖4可以看出：（1）財(cái)政支出中的經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出對(duì)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)需求在一定范圍內(nèi)是有促進(jìn)作用的，但當(dāng)經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出超過該范圍便會(huì)出現(xiàn)阻礙作用。（2）社會(huì)文教費(fèi)支出對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)產(chǎn)生了“擠入效應(yīng)”，促進(jìn)了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的增加。下圖②顯示，隨著社會(huì)文教費(fèi)支出的增加，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出也在增加。（3）國防費(fèi)支出在一定范圍內(nèi)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出具有促進(jìn)作用，但超出這一范圍其影響變小。（4）行政管理費(fèi)支出降低了城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出。下圖④顯示這類支出增加導(dǎo)致了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的減少。（4）比較政府支出結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求的影響。綜合起來看，政府財(cái)政支出中的經(jīng)濟(jì)建設(shè)費(fèi)支出、社會(huì)文教費(fèi)支出和行政管理費(fèi)支出對(duì)農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求的影響幾乎是一樣的。但國防費(fèi)支出的影響不同。國防費(fèi)支出對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)有一定的阻礙作用，而對(duì)城鎮(zhèn)居民在一定范圍內(nèi)有促進(jìn)作用。我們認(rèn)為，這個(gè)結(jié)果符合實(shí)際，許多軍用設(shè)施和軍民兩用設(shè)施位于城鎮(zhèn)，農(nóng)村則很少，這在一定程度上有利于促進(jìn)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求的增加。當(dāng)然，這個(gè)差異也可能是由于城鄉(xiāng)居民對(duì)國防保障帶來的安全性的認(rèn)知程度不同，這種認(rèn)知程度不同可能導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民消費(fèi)函數(shù)中的不確定性的大小不同。（5）模型效果評(píng)價(jià)。為了評(píng)價(jià)模型，我們引入MSE（均方誤差）、MAE（平均絕對(duì)誤差）和MAPE（平均絕對(duì)百分誤差）指標(biāo)。從表1可以看出這三個(gè)誤差指標(biāo)都比較小。在應(yīng)用可加模型時(shí)，如果MAPE＜10，模型預(yù)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(jié)果如圖5和圖6所示。從兩個(gè)擬合圖看，模型的效果也很好。

四、結(jié)論與政策含義

第3篇

(一)數(shù)據(jù)說明中國綜合社會(huì)調(diào)查(Chinageneralsocialsurvey，縮寫為CGSS)是中國第一個(gè)全國性、綜合性、連續(xù)性的大型社會(huì)調(diào)查項(xiàng)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(duì)于整個(gè)中國而言具有較強(qiáng)的代表性，調(diào)查內(nèi)容涉及個(gè)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(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)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(gè)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(tái));(2)只針對(duì)城鎮(zhèn)家庭居民的數(shù)據(jù)資料進(jìn)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(fèi)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(jìn)行換算:將家庭基本生活費(fèi)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(fèi)支出，本文接下來的分析均以此指標(biāo)來代替家庭消費(fèi)支出。中國各地區(qū)間價(jià)格水平存在差異，同一消費(fèi)水平在不同地區(qū)的實(shí)際購買力是不同的，如果不考慮價(jià)格的影響，則不能真實(shí)反映消費(fèi)差距，因此，采用各地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)所有的消費(fèi)指標(biāo)進(jìn)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(fèi)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(fèi)為正，并且被訪問者年齡以及其他關(guān)鍵變量均不缺失的15248個(gè)樣本。

(二)數(shù)據(jù)的基本統(tǒng)計(jì)描述表1報(bào)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(duì)教育的重視程度日益提高。值得注意的是隨著時(shí)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(shí)。表2提供了各調(diào)查年份中國城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)支出及消費(fèi)差距的變動(dòng)情況，從中可以發(fā)現(xiàn)，中國城鎮(zhèn)家庭人均消費(fèi)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(jì)增長帶來的成果，顯著地提高了消費(fèi)水平。在表2中計(jì)算了多個(gè)常用的衡量差距的指標(biāo)，如對(duì)數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)、基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)等②＊＊。各個(gè)衡量差距的指標(biāo)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(fèi)差距有擴(kuò)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(jié)構(gòu)呈老化的趨勢，而且消費(fèi)差距也趨于擴(kuò)大。若將所有觀測值的消費(fèi)支出和年齡分布繪制出全樣本的年齡—消費(fèi)曲線(如圖1)，則會(huì)發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)支出近似呈現(xiàn)出“U”型分布，在18歲到26歲左右，居民消費(fèi)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(fèi)支出的這種特征可能和中國特殊的人口政策有關(guān)，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(dú)生子女，家庭的主要支出都花在他們身上，他們處于消費(fèi)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(dú)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(fèi)，所以消費(fèi)有下降的趨勢;38歲以后基本進(jìn)入賺取更高收入的黃金時(shí)期，消費(fèi)又緩慢的回升。然而，圖1的做法是將所有個(gè)體進(jìn)行無差異對(duì)待，忽略了個(gè)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(fèi)水平是有差異的)，這無疑遺漏了一些重要的信息，估計(jì)結(jié)果并不可靠。對(duì)此，本文接下來將運(yùn)用組群分析方法來測度中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出變動(dòng)及其來源的年齡效應(yīng)與組群效應(yīng)。

二、中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的分解

(一)組群分析方法在微觀調(diào)查中，對(duì)某一特定個(gè)體的終生進(jìn)行固定追蹤是很難實(shí)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(huì)產(chǎn)生變動(dòng)，這樣導(dǎo)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(gè)樣本期內(nèi)，選擇各組群相關(guān)變量的均值，則可以構(gòu)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(gòu)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(gè)調(diào)查期的樣本不同，其重點(diǎn)關(guān)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(jì)特征，通過組群的各種統(tǒng)計(jì)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(jì)量，減少了個(gè)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(gè)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(jì)行為，但在實(shí)證分析中必須對(duì)組群間的系統(tǒng)性差異———即組群效應(yīng)(CohortEffect)進(jìn)行控制，否則組群效應(yīng)將會(huì)混合到所估計(jì)的年齡曲線中，造成估計(jì)的偏誤。因此，在進(jìn)行組群分析時(shí)，重要的一項(xiàng)任務(wù)就是在估計(jì)家庭消費(fèi)支出的年齡曲線時(shí)把組群效應(yīng)的影響控制住?？刂平M群效應(yīng)的方法是把要分析的變量(在本文中為家庭的消費(fèi)支出)分解為組群效應(yīng)、年齡效應(yīng)(AgeEffect)和年份效應(yīng)(YearEffect)(Deaton，1997)。其中，組群效應(yīng)反映了不同時(shí)代出生的群體，由于成長環(huán)境的差異等導(dǎo)致的代際的系統(tǒng)性差異(例如20世紀(jì)60年代出生的群體，其消費(fèi)行為和80年代出生的群體必然不同)，年齡效應(yīng)則反映了消費(fèi)支出的生命周期特點(diǎn)。在實(shí)際計(jì)量分析過程中，各虛擬變量設(shè)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(gè)年代虛擬變量根據(jù)式(4)轉(zhuǎn)換。

(二)組群構(gòu)造與消費(fèi)支出的分解構(gòu)造偽面板數(shù)據(jù)要根據(jù)觀測個(gè)體的出生年份來劃分組群，Deaton(1997)建議在構(gòu)造偽面板數(shù)據(jù)時(shí)需要在組群個(gè)數(shù)和每個(gè)組群內(nèi)樣本個(gè)數(shù)之間進(jìn)行權(quán)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(duì)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(gè)出生組，得到6個(gè)組群。表3為“組群—年份”構(gòu)成的偽面板數(shù)據(jù)在每個(gè)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(gè)年度的調(diào)查中，年齡最大的個(gè)體出生于1933年，在2003年為70歲，最年輕的個(gè)體出生于1990年，在2008年為18歲，共構(gòu)造了58個(gè)組群(出生于1933—1990年)，53個(gè)年齡組(18—70歲)，在分解出三種效應(yīng)(年齡、年份、組群)的過程中，共有57個(gè)組群虛擬變量、52個(gè)年齡虛擬變量以及轉(zhuǎn)化的2個(gè)年份的虛擬變量。圖2是各組群消費(fèi)支出的年齡曲線，年輕組群的年齡—消費(fèi)曲線位于左邊，年老組群的年齡—消費(fèi)曲線位于右邊。年齡—消費(fèi)曲線有兩個(gè)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(fèi)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(fèi)曲線并沒有呈現(xiàn)出“駝峰”形狀，而在對(duì)一些發(fā)達(dá)國家或地區(qū)的研究中，如對(duì)美國(Attanasioetal.，1999)、英國(Attanasio＆Browning，1995)、臺(tái)灣(Deaton＆Paxson，2000)的研究結(jié)果均顯示年齡—消費(fèi)曲線具有明顯的“駝峰”特征，中國的年齡—消費(fèi)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(fèi)曲線全部位于年老組群的上方，這表明中國快速的經(jīng)濟(jì)增長提高了年輕一代的消費(fèi)水平。另外，相鄰組群的年齡—消費(fèi)曲線并未相連接，不同組群的消費(fèi)支出分布在不同的年齡曲線上，因此，不能僅僅連接各個(gè)組群的年齡—消費(fèi)曲線來形成一個(gè)總體的年齡—消費(fèi)曲線，必須在控制組群間的差異的基礎(chǔ)上來估計(jì)一個(gè)總體的年齡—消費(fèi)曲線。圖3繪制了年齡效應(yīng)和組群效應(yīng)?？梢钥吹?第一，年齡效應(yīng)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(gè)較高的水平，這與美國(Attanasioetal.，1999)和臺(tái)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(fèi)支出的年齡效應(yīng)增長率約為5.96%。第二，組群效應(yīng)曲線也基本呈線性增長的趨勢，組群效應(yīng)的增長率約為3.33%，這一結(jié)果表明了中國的經(jīng)濟(jì)增長給城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)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(fèi)支出差異十分明顯，年輕組群的消費(fèi)水平明顯高于年老組群，因此，在目前老齡化日趨嚴(yán)重的背景下，政府應(yīng)該通過加快完善中國養(yǎng)老體制、進(jìn)行收入的再分配調(diào)整，提高年老群體的財(cái)富水平，促進(jìn)全社會(huì)的消費(fèi)增長，提高居民的整體福利水平。

三、中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)差距與消費(fèi)差距變動(dòng)的分解

(一)消費(fèi)差距的分解為了便于對(duì)總體的消費(fèi)差距進(jìn)行分解，我們參照Deaton＆Paxson(1994)、Ohtake＆Satio(1998)及Caietal(2010)等人的做法，選取對(duì)數(shù)方差來衡量消費(fèi)的差距。由圖4的年齡—消費(fèi)差異曲線可以發(fā)現(xiàn)，幾乎在每個(gè)組群內(nèi)，中國城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)差距都隨年齡的增長而增大，這表明了消費(fèi)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(gè)組群和k個(gè)年齡組的總體人群的對(duì)數(shù)消費(fèi)方差;chortm表示組群虛擬變量，當(dāng)m=j時(shí)為1，否則為0;agen是年齡虛擬變量，當(dāng)n=k時(shí)為1，否則為0;αm和βn則分別為我們要估計(jì)的消費(fèi)差距的組群效應(yīng)和年齡效應(yīng)。圖5顯示了消費(fèi)差距的年齡效應(yīng)βn，從中可以看出，消費(fèi)差距雖然隨年齡的變化而波動(dòng)，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(shí)代的個(gè)體內(nèi)部)，隨著年齡的增長，該組人的消費(fèi)差距是逐漸擴(kuò)大的，這暗示著同一時(shí)代出生的群體進(jìn)入老年階段后消費(fèi)差距會(huì)更大，那么在中國養(yǎng)老保險(xiǎn)體系尚未完善的環(huán)境下，個(gè)人如何合理配置其有限的財(cái)富，平滑其一生的消費(fèi)則是個(gè)體必須面臨的現(xiàn)實(shí)問題。表4是組群效應(yīng)αm。結(jié)果顯示，各個(gè)組群的估計(jì)系數(shù)都為正數(shù)，而且統(tǒng)計(jì)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(jì)系數(shù)說明出生于1933—1941年之間的一代人，其消費(fèi)差距是最小的，之后隨著出生年代的推移，組群效應(yīng)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(gè)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(fèi)市場品種也較為單一，他們的消費(fèi)差距必然不會(huì)太大;而出生年代較晚的一批人，收入來源的多樣化、消費(fèi)品市場的極大豐富都為他們產(chǎn)生較大的消費(fèi)差距提供了條件。這里，消費(fèi)差距與消費(fèi)支出的組群效應(yīng)均表現(xiàn)出相同的規(guī)律，即組群效應(yīng)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(fèi)支出的一般規(guī)律:年輕一代的消費(fèi)水平要高于年老一代，年輕一代的消費(fèi)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(fèi)差距是不斷擴(kuò)大的。但僅根據(jù)這個(gè)規(guī)律我們并不能發(fā)現(xiàn)中國的老齡化進(jìn)程是否對(duì)居民消費(fèi)差距的變動(dòng)產(chǎn)生了影響，本文接下來將對(duì)消費(fèi)差距的變動(dòng)進(jìn)行分解，以考察人口老齡化在消費(fèi)差距變動(dòng)中的作用。

(二)消費(fèi)差距變動(dòng)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(fèi)差距從2003到2008年的變動(dòng)進(jìn)行分解，把消費(fèi)差距的變動(dòng)分解為“人口效應(yīng)”(即老齡化效應(yīng))、“組間效應(yīng)”和“組內(nèi)效應(yīng)”。具體做法如下:令sit為每個(gè)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(gè)年齡樣本的消費(fèi)對(duì)數(shù)方差;Xit為每個(gè)年齡樣本的消費(fèi)對(duì)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(shè)定的上述變量，我們把消費(fèi)對(duì)數(shù)方差變形，分解成三個(gè)部分。從表5中可以有如下發(fā)現(xiàn):第一，消費(fèi)差距的變動(dòng)在各個(gè)時(shí)間區(qū)間內(nèi)都為正，且變動(dòng)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(fèi)差距的確是擴(kuò)大了，而且消費(fèi)差距的擴(kuò)大有惡化的趨勢。第二，出生組內(nèi)的消費(fèi)差距是總體消費(fèi)差距變動(dòng)的主要原因，其作用強(qiáng)度有增加的趨勢，而與組內(nèi)效應(yīng)相比，組間效應(yīng)很小，這說明了中國城鎮(zhèn)居民在2003—2008年間消費(fèi)差距擴(kuò)大的主要原因是同一出生組內(nèi)老年人和年輕人消費(fèi)差距的拉大，這與圖5中控制了組群效應(yīng)后消費(fèi)差距隨著年齡增加而擴(kuò)大的年齡—消費(fèi)曲線相對(duì)應(yīng)。第三，各個(gè)時(shí)期人口效應(yīng)分解的結(jié)果都表示，人口老齡化對(duì)消費(fèi)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(duì)中國農(nóng)村的研究表明老齡化對(duì)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(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)差距存在著顯著的影響，而且影響作用有增強(qiáng)的趨勢，這暗示著人口老齡化對(duì)居民消費(fèi)差距的影響在中國城鄉(xiāng)間可能存在不同的作用機(jī)制，值得更深入研究。

四、結(jié)論與建議