人均消費(fèi)支出和可支配收入

我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與可支配收入關(guān)系的實(shí)證分析PAGEPAGE5李淼易小立李巧云鄒亮余遠(yuǎn)方《計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)》課程論文我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與可支配收入關(guān)系的實(shí)證分析小組成員：（金融學(xué)院99級(jí)）李淼易小立李巧云鄒亮余遠(yuǎn)方指導(dǎo)教師：史代敏日期：2002年3月——6月

【摘要】本文旨在對(duì)1999我國(guó)城鎮(zhèn)年人均收入變動(dòng)對(duì)年人均各種消費(fèi)變動(dòng)的影響進(jìn)行實(shí)證分析。首先，我們綜合了幾種關(guān)于收入和消費(fèi)的主要理論觀(guān)點(diǎn)；進(jìn)而我們建立了理論模型。然后，收集了相關(guān)的數(shù)據(jù)，利用EVIEWS軟件對(duì)計(jì)量模型進(jìn)行了參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)，并加以修正。最后，我們對(duì)所得的分析結(jié)果作了經(jīng)濟(jì)意義的分析，并相應(yīng)提出一些政策建議。一．問(wèn)題的提出隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定繁榮和改革開(kāi)放的深入發(fā)展，我國(guó)人均生活水平有了大幅度提高，其主要表現(xiàn)在人均可支配收入的增長(zhǎng)。聯(lián)系我國(guó)“九五”期間的情況看，政府為加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展所使用的擴(kuò)張性財(cái)政政策收效明顯，各種金融資產(chǎn)的利率也多次下調(diào)，其結(jié)果使大量?jī)?chǔ)蓄直接轉(zhuǎn)化為投資，將后期消費(fèi)轉(zhuǎn)化為當(dāng)期消費(fèi)，大大激活了商品市場(chǎng)，使其流動(dòng)性增強(qiáng)。投資的增加促使了商品的多元化快速發(fā)展。90年代中期以來(lái),短缺經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象在我國(guó)基本消失,價(jià)格機(jī)制在資源配置中開(kāi)始發(fā)揮基礎(chǔ)性調(diào)節(jié)作用,市場(chǎng)供不應(yīng)求的商品已很少見(jiàn),供過(guò)于求的商品不斷增加,價(jià)格開(kāi)始出現(xiàn)持續(xù)下降。我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入高,消費(fèi)量大,商品化程度高,其消費(fèi)對(duì)農(nóng)村居民有一定的示范作用,在消費(fèi)結(jié)構(gòu)的研究中占有重要的地位,因而研究分析城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)及特征,對(duì)拓寬消費(fèi)品市場(chǎng)渠道,確定經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略,適時(shí)調(diào)整和正確引導(dǎo)居民消費(fèi)方向,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重大意義。與此同時(shí)，改革開(kāi)放以來(lái)的經(jīng)濟(jì)在從計(jì)劃向市場(chǎng)轉(zhuǎn)型的過(guò)程中，人民的消費(fèi)水平、結(jié)構(gòu)都發(fā)生了很大變化。在90年代后期我國(guó)更是首次出現(xiàn)了有效需求嚴(yán)重不足的狀況，影響我國(guó)消費(fèi)的因素就更成了一個(gè)熱點(diǎn)問(wèn)題。針對(duì)這種現(xiàn)象，本文收集了我國(guó)“九五”期間首年和末年各省、市、自治區(qū)的相關(guān)截面數(shù)據(jù)，并加以實(shí)證分析及比較對(duì)比分析，分析我國(guó)“九五”政策對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。二．經(jīng)濟(jì)理論陳述<一>.西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中關(guān)于消費(fèi)與收入決定關(guān)系的有關(guān)理論假說(shuō)（一）凱恩斯絕對(duì)收入假說(shuō)對(duì)于有（1），即會(huì)隨收入的而增長(zhǎng)，但其增量小于收入增量。（2），即由可知有，即收入的平均消費(fèi)傾向遞減。絕對(duì)收入假說(shuō)下的消費(fèi)函數(shù)通常采用線(xiàn)性形式，此時(shí)，函數(shù)符合假說(shuō)和（二）杜森貝利相對(duì)收入假說(shuō)1．由于消費(fèi)的示范效應(yīng)，消費(fèi)支出不僅受消費(fèi)者自身收入影響，而且受他人消費(fèi)支出和收入影響。2．由于消費(fèi)的棘輪效應(yīng)，消費(fèi)支出不僅受消費(fèi)者當(dāng)前收入影響，而且受他過(guò)去收入和消費(fèi)支出影響，尤其受具高峰時(shí)期收入和消費(fèi)支出影響。即表示過(guò)去最高消費(fèi)水平，對(duì)有其中表示過(guò)去最高收入水平。（三）弗里德曼持久性收入假說(shuō)該假說(shuō)把收入分解為持久性收入和暫時(shí)性收入，把分解為持久性消費(fèi)和暫時(shí)性消費(fèi)，有，假定：1．從而2．，其中，是由利息率，消費(fèi)者非人力資本財(cái)富其他因素決定的，認(rèn)為通常是相對(duì)穩(wěn)定的常數(shù)。3.與，與，與不相關(guān)，即，，，從而，因此，進(jìn)而有。所以：消費(fèi)函數(shù)不清，在假設(shè)下，函數(shù)形式成為弗里德曼持久性收入假說(shuō)消費(fèi)函數(shù)的修正形成或弱形式?！炊?有關(guān)消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)影響的理論（一）消費(fèi)結(jié)構(gòu)是消費(fèi)者為滿(mǎn)足不同方面的需要，用于不同方面的消費(fèi)支出在總消費(fèi)支出中所占的比例關(guān)系。它是居民消費(fèi)行為的重要內(nèi)容。消費(fèi)結(jié)構(gòu)根本上說(shuō)是由生產(chǎn)力發(fā)展水平?jīng)Q定的同時(shí)，又反過(guò)來(lái)對(duì)生產(chǎn)力發(fā)展水平產(chǎn)生重要影響。研究居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)，對(duì)于正確引導(dǎo)消費(fèi)，實(shí)現(xiàn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)合理化，為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整提供理論依據(jù)，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有重要意義。西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)消費(fèi)支出的分類(lèi)，一般有以下3種，按吃、穿、住、用劃分；按消費(fèi)對(duì)象基本屬性劃分，分為非耐用消費(fèi)品、耐用消費(fèi)品、勞務(wù)按消費(fèi)的社會(huì)功能分為生理消費(fèi)和社會(huì)消費(fèi)。消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化取決于多方面因素，其中志決定作用的是人均收入水平。恩格爾定律揭示了兩者的關(guān)系，用恩格爾系數(shù)=，作為衡量個(gè)人家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)，以至一國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化的指標(biāo)，也成為衡量富國(guó)、窮國(guó)的標(biāo)準(zhǔn)，一般也隨著收入的增加，恩系趨于下降。（二）從整個(gè)人類(lèi)社會(huì)發(fā)展過(guò)程看，消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化一般規(guī)律可概括為四個(gè)轉(zhuǎn)化（1）從自給性消費(fèi)為主的消費(fèi)結(jié)構(gòu)向商品性消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化。（2）在商品性消費(fèi)結(jié)構(gòu)中，吃為主的消費(fèi)結(jié)構(gòu)向穿用為主的消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化。（3）由物質(zhì)性消費(fèi)為主向精神和勞務(wù)性消費(fèi)為主的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化。（4）由商品消費(fèi)結(jié)構(gòu)向產(chǎn)品性消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化。（三）消費(fèi)結(jié)構(gòu)在其發(fā)展過(guò)程中呈現(xiàn)出來(lái)的不同階段性特點(diǎn)，是由生產(chǎn)力發(fā)展的不同水平?jīng)Q定的。低級(jí)階段特點(diǎn)是以吃穿兩項(xiàng)占絕大比重，中級(jí)發(fā)展階段吃穿退居次要地位，耐用消費(fèi)品占主要地位；高級(jí)階段上物質(zhì)生活消費(fèi)退居次要地位，文化精神生活消費(fèi)上升為主要內(nèi)容。（四）.城鎮(zhèn)居民消費(fèi)模型的建立與估計(jì)目前國(guó)際上廣泛采用“線(xiàn)性支出系統(tǒng)”或“擴(kuò)展線(xiàn)性支出系統(tǒng)”(ExtendedLinearExpenditureSystem縮寫(xiě)為ELES)建立模型。線(xiàn)性支出系統(tǒng)是英國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家斯通(R·stone)于1954年提出的,是用效用函數(shù)直接推導(dǎo)出的一種較為復(fù)雜的需求系統(tǒng)研究(也稱(chēng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)研究)。1973年經(jīng)濟(jì)學(xué)家路遲(C·Lluch)在線(xiàn)性支出系統(tǒng)基礎(chǔ)上作了兩點(diǎn)改進(jìn),又提出了擴(kuò)展線(xiàn)性支出系統(tǒng)。ELES用模型表示為PiXi=PiX0i+α*i(Y-ΣPiX0i)i=1,2,…,n;0<α*i<1Σα*i<1式中:PiXi——第i種商品人均消費(fèi)總支出額;PiX0i——第i種商品基本需求量(最低限度消費(fèi)量);Y——人均可支配收入;ΣPiX0i——人均基本需求總支出;α*i——第i種商品的邊際消費(fèi)傾向;1-Σα*i——邊際儲(chǔ)蓄傾向。模型可解釋為:給定居民的收入水平Y(jié),他們首先購(gòu)買(mǎi)各種基本消費(fèi)品PiX0i。三、相關(guān)數(shù)據(jù)收集在進(jìn)行實(shí)證分析的過(guò)程中，所需要的數(shù)據(jù)，應(yīng)是能夠度量收入對(duì)消費(fèi)傾向的影響的指標(biāo)。在收入指標(biāo)和消費(fèi)傾向的選擇上，我們所用的數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》所設(shè)模型的樣本容量為30個(gè)左右，對(duì)于一元回歸分析計(jì)算要求和目已經(jīng)足夠了。表一.1999年各地區(qū)城鎮(zhèn)居民家庭平均每人全年生活費(fèi)支出變量各地區(qū)X收入Y1(食品支出

)Y2(衣著

)Y3(醫(yī)療保健)Y4(住房)北京9182.762959.19730.79513.34199.23天津7649.832459.77495.47302.87222.26河北5365.031495.63515.90285.32110.25山西4342.611406.33477.77208.5797.22內(nèi)蒙古4770.531303.97524.29192.17105.27遼寧4898.611730.84553.90279.8197.98吉林4480.011561.86492.42218.3697.42黑龍江4595.141410.11510.71277.1184.67上海10931.643712.31550.74346.93292.32江蘇6538.202207.58449.37211.92156.91浙江8427.952629.16557.32435.69272.57安徽5064.601844.78430.29126.3390.69福建6859.812709.46428.11160.77210.48江西4720.581563.78303.65107.90319.23山東5808.961675.75613.32219.79157.82河南4532.361427.65431.79208.14239.95湖北5212.821783.43511.88201.01274.96湖南5815.371942.23512.27206.06278.65廣東9125.923055.17353.23356.27556.70廣西5619.542033.87300.82157.78300.13海南5338.312057.86186.44171.7974.29重慶5895.972303.29589.99236.55153.08四川5477.891974.28507.76203.21179.63貴州4934.021673.82437.75153.32132.52云南6178.682194.25537.01249.54203.62西藏6908.672646.61839.70209.1169.04陜西4654.061472.95390.89259.51274.17甘肅4475.231525.57472.98219.8688.19青海4703.441654.69437.77303.00114.34寧夏4472.911375.46480.89317.3255.77新疆5319.761608.82536.05235.82166.81表二.1995年各地區(qū)城鎮(zhèn)居民家庭平均每人全年生活費(fèi)支出變量各地區(qū)X收入Y1(食品支出

)Y2(衣著

)Y3(醫(yī)療保健)Y4(住房)北京62352436.48757.2147.76122.57天津4929.532117.14499.6997.3694.9河北3921.351433.76488.77118.4688.77山西3305.981267.17437.4684.5962.83遼寧3706.511615.29566.52106.3757.18吉林3174.831330.41449.24101.558.09黑龍江3375.211338.58525.1118.4853.23上海7191.773120.33561.1112.82114.03江蘇4634.421957.25483.2873.56118.43浙江6221.362476.21605.68196.29191.1安徽3795.381697.66423.3249.2169.04福建4506.992413.84379.1657.3584.04江西3376.511476.31282.3852.62142.93山東4264.081484.39570.83107.2582.17河南3299.461338.93437.4596.9752.12湖北4028.631680.6532.3688.42100.08湖南4699.231898.07481.06108.72112.57廣東7438.73003.05421.73205.39325.22廣西4791.872061.4735599.02147.03海南4770.412228.94242.4298.48125.84四川4002.921760.26459.03104.9986.86貴州3931.461748.58390.8777.9172.9云南4085.111808.71438.57141.2682.47陜西3309.681339.57386.22119.7881.56甘肅3152.521353.01370.08102.9674.68青海3319.851507.03408.86132.0228.99寧夏3382.811331.12491.21130.534.23四.計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的建立我們建立了下述的一般模型：Yi=α+X+Ｕt(i=1,2,3,4)其中Yi——各地區(qū)城鎮(zhèn)居民平均第i種物品消費(fèi)Ｃ——常數(shù)項(xiàng)——代定參數(shù)X——各地區(qū)城鎮(zhèn)居民平均收入Ｕt——隨即擾動(dòng)項(xiàng)。五、模型的求解和檢驗(yàn)我們分別利用EVIEWS軟件，用最小二乘法進(jìn)行回歸分析及統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，并針對(duì)其中有自相關(guān)和異方差影響的方程，進(jìn)行修正后再來(lái)估計(jì)參數(shù)。各方程如下：Y1=28.26117+0.341614XY2=359.6067+0.02296X(0.229796)(16.93639)(4.524146)(1.688777)R2=0.908162F=286.3414DW=1.342728R2=0.08998F=2.851967DW=1.697139Y3=52.46606+0.032013XY4=17.45969+0.0.034105X(1.118259)(4.240647)(0.281288)(3.350183)R2=0.382757F=17.88309DW=1.304749R2=0.279032F=11.22DW=1.46219〈一〉．經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)從經(jīng)濟(jì)意義上來(lái)說(shuō)居民消費(fèi)支出應(yīng)隨著收入的增加而增加，邊際消費(fèi)傾向MPC應(yīng)滿(mǎn)足0〈MPC〈1，根據(jù)OLS回歸所得：1=0.341614，2=0.022016，3=0.03263，4=0.034105，均大于0小于1，所以模型的參數(shù)估計(jì)是符合經(jīng)濟(jì)理論的。i是樣本回歸方程的斜率，它表示我國(guó)城鎮(zhèn)居民的邊際消費(fèi)傾向，說(shuō)明年人均可支配收入每增加一元，將有i元用于消費(fèi)支出，C是樣本回歸方程的截距，它表示不變可支配收入影響的自發(fā)消費(fèi)行為,其符號(hào)與大小均符合經(jīng)濟(jì)理論和目前我國(guó)的實(shí)際情況?！炊担y(tǒng)計(jì)推斷的檢驗(yàn)（一）收入對(duì)食品支出的影響R2=0.908162說(shuō)明總離差平方和的90.8163%被樣本回歸直線(xiàn)解釋?zhuān)瑑H有不足10%未被解釋?zhuān)虼藰颖净貧w直線(xiàn)對(duì)樣本的擬合優(yōu)度是很高的。t=16.93639查表t0.05=2.045t>t0.05n-2=29，說(shuō)明收入增加對(duì)食品支出影響顯著（二）收入對(duì)衣著支出的影響R2=0.08998模型整體擬合優(yōu)度較差t=1.688777<t0.05說(shuō)明收入增加對(duì)衣著支出影響不顯著（三）收入對(duì)醫(yī)療支出的影響R2=0.382757模型整體擬合優(yōu)度較差t=4.240647>t0.05可支配收入對(duì)醫(yī)療指出有顯著影響（四）收入對(duì)住房支出的影響R2=0.279032模型整體擬合優(yōu)度較差t=3.350183>t0.05可支配收入對(duì)住房支出有顯著影響〈三〉。計(jì)量經(jīng)濟(jì)的檢驗(yàn)（一）多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)因?yàn)樵谖覀兊哪Ｐ椭兄簧婕耙粋€(gè)解釋變量，所以不存在多重共線(xiàn)性。（二）.異方差性的檢驗(yàn)運(yùn)用Goldfeld-Quandt檢驗(yàn)，將的樣本觀(guān)測(cè)值按升序排列，的樣本觀(guān)測(cè)值按原來(lái)與的對(duì)應(yīng)關(guān)系排列，略去中心約1/4即8個(gè)樣本觀(guān)測(cè)值，將剩下的22個(gè)樣本觀(guān)測(cè)值分成容量相近的兩個(gè)子樣本，每個(gè)子樣本觀(guān)測(cè)值個(gè)數(shù)分別為12，10，將所得結(jié)果列表如下：YiY1(食品支出

)Y2(衣著

)Y3(醫(yī)療保健)Y4(住房)E1(112)E2(20—30)132193.9486805.548448.63189943.640318.8757030.8777544.15117995.3F3.68251106893.92051531.414495741.5216531查表知F(10,10)(0.05)=2.98,經(jīng)比較，發(fā)現(xiàn)y1與y2存在異方差性，y3,y4不存在異方差性用加權(quán)最小二乘法WLS進(jìn)行修正。修正y1（權(quán)重w=1/δi2）2．修正y2（權(quán)重w=1/δi2）同時(shí)：在graph作圖（e2與x）分別如下：隨x的變化e2沒(méi)有明顯系統(tǒng)性變化，所以從圖可以看出異方差性基本被消除，新方程如下：y1=31.64204+0.342483xy2=373.5313+0.021704x（三）.自相關(guān)的檢驗(yàn)用DW法檢驗(yàn)方程的自相關(guān)性，各方程DW值列表如下：YiY1(食品支出

)Y2(衣著

)Y3(醫(yī)療保健)Y4(住房)d-w1.8851891.8500531.3942461.465219ρ值=1-dw/20.3023770.2673905查表得Du=1.496Dl=1.3634-Du=4-1.496=2.5044-D1=4-1.363=2.637發(fā)現(xiàn)在y3與y4有無(wú)自相關(guān)不可判斷1.用差分法修正y3,：DependentVariable:DY3Method:LeastSquaresDate:05/28/02Time:13:43Sample(adjusted):231Includedobservations:30afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C49.2445446.698911.0545120.3007DX0.0293610.0106712.7513800.0103R-squared0.212822Meandependentvar172.6982AdjustedR-squared0.184708S.D.dependentvar78.50649S.E.ofregression70.88626Akaikeinfocriterion11.42437Sumsquaredresid140696.1Schwarzcriterion11.51778Loglikelihood-169.3656F-statistic7.570090Durbin-Watsonstat2.207329Prob(F-statistic)0.010289修正后Dw=2.207329，落入無(wú)自相關(guān)區(qū)域，差分方程為Y3=49.24454+0.029361x還原方程為y3=70.5890+0.029361x2.用差分法修正y4：DependentVariable:DY4Method:LeastSquaresDate:05/28/02Time:13:47Sample(adjusted):231Includedobservations:30afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C10.5280366.638850.1579860.8756DX0.0337170.0145472.3177530.0280R-squared0.160973Meandependentvar137.9786AdjustedR-squared0.131007S.D.dependentvar107.5916S.E.ofregression100.2967Akaikeinfocriterion12.11848Sumsquaredresid281663.7Schwarzcriterion12.21190Loglikelihood-179.7772F-statistic5.371977Durbin-Watsonstat1.423089Prob(F-statistic)0.027990結(jié)果發(fā)現(xiàn)修正效果并不明顯，所以改用迭代法再次修正：DependentVariable:Y4Method:LeastSquaresDate:05/28/02Time:13:48Sample(adjusted):231Includedobservations:30afteradjustingendpointsConvergenceachievedafter3iterationsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C13.4080355.390640.2420630.8106X0.0336340.0090793.7045860.0010AR(1)0.1899580.1900910.9993040.3265R-squared0.292087Meandependentvar185.9650AdjustedR-squared0.239649S.D.dependentvar106.2835S.E.ofregression92.67722Akaikeinfocriterion11.99076Sumsquaredresid231904.8Schwarzcriterion12.13088Loglikelihood-176.8614F-statistic5.570133Durbin-Watsonstat1.956053Prob(F-statistic)0.009435發(fā)現(xiàn)dw=1.956053，落入無(wú)自相關(guān)區(qū)域。這時(shí)，新方程為：y4=13.40803++0.033634x（四）綜上將實(shí)證分析結(jié)果列表如下：y1=31.64204+0.342483x(23.25272)(1637.045)R2=1.0000F=2799073DW=1.885199y2=373.5313+0.021704x(4.524146)(1.688777)R2=0.999017F=258.729DW=1.850053Y3=70.5890+0.029361X(1.054512)(2.751380)R2=0.212822F=7.57009DW=2.207329Y4=13.40803+0.033634x(0.242063)(3.704586)R2=0.292087F=5.570133DW=1.956053城市居民收入每增加一個(gè)單位，食品支出增加0.342483個(gè)單位，衣著支出增加0.021704個(gè)單位，醫(yī)療保健支出增加0.029361個(gè)單位，住房支出增加0。033717個(gè)單位，收入變化對(duì)食品支出影響最大。95年四方程回歸分別如下：Y1=-30.22051+0.411573X(0.224151)(14.87035)R2=0.894791F=221.1273DW=1.487424Y2=325.3995+0.018707X(4.507346)(1.994259)R2=0.132670F=3.977667DW=1.220731Y3=39.97462+0.016069X(7.749935)(3.145900)R2=0.275699F=9.896688DW=1.749805Y4=-63.54534+0.037449X(-2.494787)(6.405207)R2=0.591518F=37.65032DW=1.770216六、結(jié)合1995年數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)比分析支出項(xiàng)常數(shù)項(xiàng)收入系數(shù)可決系數(shù)R2Y1(食品支出

)95年30.220510.4115730.89479199年31.642040.3424830.999Y2(衣著

)95年325.39950.0187070.13267099年373.53130.0217041.000Y3(醫(yī)療保健)95年39.974620.0160690.27569999年70.58900.0293610.160973Y4(住房)95年-63.545340.0374490.59151899年13.408030.0336340.292087經(jīng)分析：與95年相比，99年我國(guó)消費(fèi)品時(shí)常承接往年國(guó)民經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)了重大轉(zhuǎn)機(jī)后帶來(lái)的回升慣性，保持穩(wěn)中有升，偏旺的良好態(tài)勢(shì)。旺盛的消費(fèi)需求對(duì)我國(guó)抵御世界經(jīng)濟(jì)寒流侵襲，國(guó)民經(jīng)濟(jì)保持快速穩(wěn)定發(fā)展起到重要作用。這些主要因?yàn)閬喼藿鹑谖C(jī)發(fā)生后，亞洲各國(guó)普遍出現(xiàn)了減薪或工資凍結(jié)。大多數(shù)居民的名義收入和實(shí)際收入都有所下降。但是我國(guó)應(yīng)對(duì)亞洲金融危機(jī)時(shí)期卻采取了大幅度提高城鎮(zhèn)低收入者與公職人員收入的非常之舉。99年起，將國(guó)有企業(yè)下崗職工基本生活費(fèi)，失業(yè)保險(xiǎn)費(fèi)和城鎮(zhèn)居民最低生活保障水平提高了30%，離退休人員養(yǎng)老金水平提高了30%，機(jī)關(guān)事業(yè)單位職工工資水平提高了30%，并要求各地一次性補(bǔ)發(fā)拖欠的國(guó)有企業(yè)離退休人員統(tǒng)籌項(xiàng)目?jī)?nèi)的養(yǎng)老金等一系列啟動(dòng)消費(fèi)需求的政策，也就符合了為什么我國(guó)在經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響和沖擊下，99年對(duì)95年消費(fèi)水平總體有了很大提高。這都是因?yàn)閲?guó)家給了相關(guān)政策，收入水平有所提高，從政治角度分析，收入與消費(fèi)有著顯著的影響。1.食品支出。R95=0.894791R99=0.999，都較高，說(shuō)明模型整體擬合優(yōu)度較好，居民可支配收入對(duì)食品支出影響顯著，但兩者相比，99年食品支出占總支出分額有所下降。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展人民生活水平提高，用于食品支出比例下降，符合經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一般規(guī)律。R95=0.84791，R99=0.999都較高說(shuō)明模型的擬和優(yōu)度很好，居民可支配收入對(duì)食品支出了顯著影響，兩者相比99年食品支出占總支出份額有所下降就符合了從整個(gè)人類(lèi)社會(huì)發(fā)展過(guò)程，消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化的一般規(guī)律。99年相比95年收入增加了，食品邊際消費(fèi)傾向下降，這也清楚的表明了我國(guó)經(jīng)濟(jì)不斷向前發(fā)展。這也清楚的證實(shí)了：改革開(kāi)放以來(lái)，在國(guó)民共同努力的情況下，我國(guó)國(guó)力不斷提高，經(jīng)濟(jì)量快速發(fā)展現(xiàn)狀。GDP每年增長(zhǎng)高達(dá)7%以上。這是其他發(fā)展中國(guó)家和發(fā)達(dá)國(guó)家不能比擬的。從指數(shù)上可以看出：由于我國(guó)人均收入水平的提高，總消費(fèi)支出也有了明顯的提高。用于食品的消費(fèi)金額也加大了很多。這都是因?yàn)殡S著人民的生活水平提高，人們對(duì)吃的要求已經(jīng)不僅僅只限于溫飽的階段，而且從統(tǒng)計(jì)表明：我國(guó)農(nóng)村居民生活水平已經(jīng)達(dá)到了溫飽而城鎮(zhèn)居民生活已經(jīng)達(dá)到小康水平?，F(xiàn)在城鎮(zhèn)居民在食品上是要吃得好、吃得精，體現(xiàn)生活水平和生活情調(diào)，而且不局限于在家里吃，要去飯館就餐，以及節(jié)假日宴請(qǐng)賓客等等，這都使居民對(duì)食品支出的有了明顯提高。2．衣著支出。對(duì)比99，95年，人們用于衣著上的支出呈上升的趨勢(shì)，對(duì)衣著的需求量也大幅度提高。說(shuō)明隨著收入的增加，居民未來(lái)衣著的消費(fèi)傾向偏重于成衣化，高檔化，衣著偏重于改善服裝的質(zhì)量。99、95年，人們用于衣著上的支出呈上升的趨勢(shì)。對(duì)衣著的需求也大幅度提高，這就符合了在商品性消費(fèi)結(jié)構(gòu)中，吃為主的消費(fèi)結(jié)構(gòu)向穿為主的消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化。從95年以來(lái)，處于國(guó)家第9個(gè)5年計(jì)劃的發(fā)展階段，對(duì)外開(kāi)放的程度不斷提高，娛樂(lè)，廣告，衣服等行業(yè)繁榮發(fā)展，各類(lèi)服裝表演紛紛登場(chǎng)，這都使消費(fèi)者有了一個(gè)向這方面消費(fèi)的氛圍。而且，現(xiàn)在隨著收入的增加，居民衣著的消費(fèi)偏重于成衣化，高檔化，衣著偏重于改善服裝的質(zhì)量。這就說(shuō)明現(xiàn)在和以前大大不同了，已經(jīng)不再處于自己買(mǎi)布制衣的階段，而且高檔服裝的價(jià)格大大上升，但對(duì)其的需求量也大大提高，這都是由于人們收入提高，有了對(duì)此消費(fèi)的能力。而且比較注重于外表的美觀(guān)，這對(duì)于體現(xiàn)一個(gè)人的出身，氣質(zhì)，文化素質(zhì)，個(gè)人修養(yǎng)等多種方面有著外在的體現(xiàn)。所以人們更想通過(guò)衣著來(lái)包裝，改變和完善自我。消費(fèi)加大。這都促使衣著方面消費(fèi)加大。3.醫(yī)療保健的支出。經(jīng)對(duì)比95.99年,人們?cè)卺t(yī)療保健支出上升幅度較大.隨著人們收入的增加和生活消費(fèi)水平的提高,人民對(duì)于疾病本身也特別重視,健康意識(shí)也大大的增強(qiáng),而且這幾年不斷的對(duì)醫(yī)療制度進(jìn)行改革,使以前國(guó)家給報(bào)銷(xiāo),公家出錢(qián)轉(zhuǎn)換到自行支付,與依靠醫(yī)療保險(xiǎn)等方面.而且對(duì)于現(xiàn)在從國(guó)外進(jìn)口的新藥,國(guó)家都是不給報(bào)銷(xiāo)的了.再者如癌癥一些長(zhǎng)時(shí)間治療,并且要進(jìn)行高技術(shù)治療的疾病,也有了治療的方法.但要注意的是這種疾病耗資巨大,時(shí)間又非常長(zhǎng),有時(shí)幾年,甚至幾十年.同樣從醫(yī)學(xué)角度看,由于我國(guó)在此方面的重大突破,如內(nèi)臟移植等也都可以進(jìn)行了.但這筆花費(fèi)要好幾十萬(wàn),從這幾方面也可看出居民醫(yī)療支出明顯加大的原因.我們不能忽略的是,現(xiàn)代醫(yī)療保健支出已經(jīng)不僅僅淤泥于生病的醫(yī)療費(fèi)上,而在人民的日常生活中,保健品和器材的支出也成為了大頭.家庭中近幾年興起了購(gòu)買(mǎi)室內(nèi)運(yùn)動(dòng)器材,而對(duì)于身體某部分有益的按摩器材的關(guān)注率與熱衷程度也大大的提高.同時(shí)我們?cè)谑袌?chǎng)中可以發(fā)現(xiàn)這些都是高檔消費(fèi)品.我們不能忽略的是由于人民生活水平的提高,對(duì)自身保健意識(shí)的增強(qiáng),提高生活質(zhì)量,對(duì)保健藥品的需求量也成飛速發(fā)展,市場(chǎng)上的適合于個(gè)年齡階段的保健藥真是日新月異,層出不窮.所以我們可從中得出結(jié)論是人民隨著生活水平的提高,支付能力的改善,對(duì)這方面的消費(fèi)也逐年有所提高.4.住房支出。對(duì)比95年與99年的數(shù)據(jù)看出,住房消費(fèi)總的支出比重上有所下降,這說(shuō)明在收入基數(shù)增加的同時(shí),人們更多的支出是用在食品,衣著和醫(yī)療保健等方面上了.因?yàn)樽》扛鼡Q的周期具有較長(zhǎng)性,與其他支出相比更具有穩(wěn)定性,變化比例往往與人民的預(yù)期關(guān)系緊密。從中國(guó)的實(shí)際國(guó)情出發(fā),我們長(zhǎng)期以來(lái)是處于住房公有化,居民所住住房不是祖上遺留下來(lái)的,就是公有住房,以比較低的價(jià)格租賃給個(gè)人,而且公有住房是不可以自由買(mǎi)賣(mài)的,市場(chǎng)上當(dāng)時(shí)的商品住房也非常少.再者我國(guó)的人均收入比較低,大多數(shù)人還沒(méi)有自己購(gòu)房的能力,并且在90年代中期沒(méi)有政府支持的住房信貸發(fā)展緩慢,還有長(zhǎng)期的傳統(tǒng)意識(shí)使人們也并不偏好于貸款買(mǎi)房,對(duì)此懷有很多顧慮,所以它的邊際消費(fèi)傾向非常小.對(duì)于為何9