【廣東省居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素實(shí)證探析（論文）14000字】

[1]（augmentDickey-Fullertest），ADF檢驗(yàn)是通過(guò)下面三個(gè)模型完成的：模型1：?模型2：?模型3：?模型3中的T是時(shí)間變量，代表了時(shí)間序列隨時(shí)間變化的某種趨勢(shì)。零假設(shè)都是δ=0，即存在一個(gè)單位根。模型1與另外兩個(gè)模型的區(qū)別在于是否包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)。檢驗(yàn)時(shí)從模型3開(kāi)始，然后模型2，最后模型1。何時(shí)檢驗(yàn)拒絕零假設(shè)，即原序列不存在單位根，為平穩(wěn)序列，何時(shí)可以停止檢驗(yàn)。否則就要繼續(xù)檢驗(yàn)，直到檢驗(yàn)完模型1為止。我們運(yùn)用Eviews軟件對(duì)被解釋變量序列和進(jìn)行對(duì)數(shù)處理后的變量序列（表4）進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，把各變量序列呈平穩(wěn)狀態(tài)時(shí)的分析結(jié)果進(jìn)行整理，結(jié)果如表5所示。表5平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果變量ADF值P值(C,T,K)臨界值1%5%10%D(Y-6.1851980.0000(0,0,0)-2.699769-1.961409-1.606610D(Y-5.2171630.0000(0,0,0)-2.699769-1.961409-1.606610D(Y-4.2076320.0003(0,0,0)-2.699769-1.961409-1.606610D(y-3.7368820.0009(0,0,0)-2.699769-1.961409-1.606610D(-3.6856640.0177（C,0,4）-4.004425-3.098896-2.690439D(-3.5862410.0013（0,0,1）-2.708094-1.962813-1.606129D(lnX-5.2190300.0006（C,0,0）-3.857386-3.040391-2.660551D(lnX-4.1618880.0226（C,T,1）-4.616209-3.710482-3.297799D(lnX-3.4128520.0244（C,0,0）-3.857386-3.040391-2.660551D(lnx-6.0328980.0000（0,0,0）-2.699769-1.961409-1.606610資料來(lái)源：廣東省統(tǒng)計(jì)年鑒由檢驗(yàn)結(jié)果可以得知，模型中的被解釋變量序列本身均為非平穩(wěn)序列且都是一階單整序列，即I(1)。表4中的變量（原始變量）序列在平穩(wěn)性檢驗(yàn)中也均呈非平穩(wěn)狀態(tài)，在對(duì)原變量取對(duì)數(shù)后進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，一階差分后平穩(wěn)。綜上所述，模型中的被解釋變量序列均為一階單整序列，解釋變量（對(duì)數(shù)處理后的原變量）也均為一階單整序列。4.3協(xié)整檢驗(yàn)由經(jīng)濟(jì)理論得知，經(jīng)濟(jì)變量之間存在的長(zhǎng)期均衡關(guān)系意味著經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)不存在破壞均衡的內(nèi)在機(jī)制。如果變量在某時(shí)期受到干擾后偏離其長(zhǎng)期均衡點(diǎn)，則均衡機(jī)制會(huì)將會(huì)在下一期進(jìn)行調(diào)整以使其重新回到均衡狀態(tài)。換言之，如果兩個(gè)非平穩(wěn)變量序列通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)，雖然它們具有各自的長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律，但是它們之間是存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系的。那么這兩個(gè)變量建立的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的隨機(jī)干擾項(xiàng)也一定是一個(gè)白噪聲，而且模型參數(shù)有合理的經(jīng)濟(jì)解釋。這也是兩個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列能夠用經(jīng)典回歸分析方法建立回歸模型的原因。多變量的協(xié)整檢驗(yàn)過(guò)程是檢驗(yàn)變量是否具有同階單整性，以及是否存在穩(wěn)定的線性組合。需要設(shè)置一個(gè)變量為被解釋變量，其他變量為解釋變量，進(jìn)行普通最小二乘估計(jì)（即協(xié)整回歸）并檢驗(yàn)殘差序列（也稱為非均衡誤差）是否平穩(wěn)。如果不平穩(wěn)，則需要更換被解釋變量，進(jìn)行同樣的估計(jì)和殘差序列平穩(wěn)檢驗(yàn)。當(dāng)所有的變量都被作為被解釋變量后仍不能得到平穩(wěn)的殘差序列，則認(rèn)為這些變量間不存在協(xié)整關(guān)系。下面我們將分別對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的被解釋變量和解釋變量運(yùn)用Eviews軟件進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。廣東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素分析中，我們有三個(gè)被解釋變量，故需要進(jìn)行三次協(xié)整檢驗(yàn)。由于模型中的解釋變量與被解釋變量是同階單整序列，所以可以直接對(duì)它們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。我們把被解釋變量城鎮(zhèn)居民低層次消費(fèi)支出比重（Y1t）、城鎮(zhèn)居民中層次消費(fèi)支出比重（Y2t）和城鎮(zhèn)居民高層次消費(fèi)支出比重（Y3t）分別與解釋變量對(duì)數(shù)處理后的人均財(cái)政支出（lnX1t?）、對(duì)數(shù)處理后的人均GDP（lnX2t?）、對(duì)數(shù)處理后的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（lnX3t）按照上述步驟進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果經(jīng)過(guò)整理后（只展示通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)的結(jié)果）如表6所示。假定通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)的三個(gè)模型的殘差序列分別為r1t、r2t、r3t。由檢驗(yàn)結(jié)果可知，殘差序列r1t為被解釋變量為lnX3t時(shí)所得表6殘差序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果（城鎮(zhèn)居民）變量ADF值P值（C,T,K）臨界值平穩(wěn)性1%5%10%r-4.9799640.0001（0,0,3）-2.717511-1.964418-1.605603平穩(wěn)r-2.6997020.0098（0,0,0）-2.692358-1.960171-1.607051平穩(wěn)r-4.5650280.0001（0,0,0）-2.692358-1.960171-1.607051平穩(wěn)資料來(lái)源：廣東省統(tǒng)計(jì)年鑒廣東省農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素分析中，我們也有三個(gè)被解釋變量，故也需要用同樣的方法進(jìn)行三次協(xié)整檢驗(yàn)。被解釋變量農(nóng)村居民低層次消費(fèi)支出比重（y1t）、農(nóng)村居民中層次消費(fèi)支出比重（y2t）和農(nóng)村居民高層次消費(fèi)支出比重（y3t）分別與解釋變量對(duì)數(shù)處理后的人均財(cái)政支出（lnX1t?）、對(duì)數(shù)處理后的人均GDP（lnX2t?）和對(duì)數(shù)處理后的農(nóng)村居民人均可支配收入（lnx3t）進(jìn)行同樣方法的協(xié)整檢驗(yàn)，殘差序列分別設(shè)為r4t、r5t、r6t，檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。由結(jié)果可知，殘差序列r4t為被解釋變量為lnx3t表7殘差序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果（農(nóng)村居民）變量ADF值P值(C,T,K)臨界值平穩(wěn)性1%5%10%r-3.8283580.0007(0,0,1)-2.699769-1.961409-1.606610平穩(wěn)r-3.2072100.0030(0,0,0)-2.692358-1.960171-1.607051平穩(wěn)r-3.8820250.0006(0,0,1)-2.699769-1.961409-1.606610平穩(wěn)資料來(lái)源：廣東省統(tǒng)計(jì)年鑒4.4實(shí)證結(jié)果分析由協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，可以利用樣本數(shù)據(jù)對(duì)廣東省城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)建立影響因素線性-對(duì)數(shù)回歸模型，故接下來(lái)將進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)證結(jié)果分析。對(duì)廣東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素進(jìn)行分析，下面以Eviews軟件為工具，首先運(yùn)用普通最小二乘法分別對(duì)上述模型①、模型②、模型③相對(duì)應(yīng)的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸估計(jì)，得到結(jié)果：模型①（城鎮(zhèn)居民低層次消費(fèi)支出比重模型）中，解釋變量對(duì)數(shù)處理后的人均GDP（lnX2t?）的回歸系數(shù)無(wú)法拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)，說(shuō)明該變量不顯著。而且城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的對(duì)數(shù)量（lnX表8解釋變量的相關(guān)系數(shù)表（城鎮(zhèn)）lnXlnXlnXlnX1.00000.99140.9861lnX0.99141.00000.9944lnX0.98610.99441.0000資料來(lái)源：廣東省統(tǒng)計(jì)年鑒表9低層次消費(fèi)支出比重模型序列相關(guān)穩(wěn)健估計(jì)結(jié)果（城鎮(zhèn)）VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.7312650.1642554.4520010.0003lnX-0.0313180.017041-1.8377750.0427R-squaredAdjustedR-squaredS.E.ofregression0.2488320.2071010.027920F-statistic5.962697Prob(F-statistic)0.025163資料來(lái)源：廣東省統(tǒng)計(jì)年鑒由表9的回歸結(jié)果可以得到，城鎮(zhèn)居民低層次消費(fèi)支出比重模型為（模型①）：Y由回歸估計(jì)結(jié)果可知，模型顯著性的F檢驗(yàn)，在5%的顯著性水平下，拒絕所有回歸系數(shù)均為零的原假設(shè)，說(shuō)明模型的線性關(guān)系在5%的顯著性水平下顯著成立?？蓻Q系數(shù)為0.248832，擬合效果較差。說(shuō)明lnX3對(duì)該模型被解釋變量變化的解釋程度較弱。從回歸系數(shù)上看，lnX3的回歸系數(shù)為-0.0313，這說(shuō)明在其他因素一定的情況下，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每提高1%，則城鎮(zhèn)居民低層次消費(fèi)支出比重降低0.000313（%%為被解釋變量的單位模型②的估計(jì)方法與模型①相同，得到表10。表10中層次消費(fèi)支出比重模型序列相關(guān)穩(wěn)健估計(jì)結(jié)果（城鎮(zhèn)）VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C1.8482540.4271544.3269090.0005lnX0.3016410.0551385.4706560.0000lnX-0.4160890.086814-4.7928760.0002R-squaredAdjustedR-squaredS.E.ofregression0.8044620.7814570.028395F-statistic34.96975Prob(F-statistic)0.000001資料來(lái)源：廣東省統(tǒng)計(jì)年鑒由表10的回歸結(jié)果可以得到，城鎮(zhèn)居民中層次消費(fèi)支出比重模型為（模型②）：Y由回歸估計(jì)結(jié)果可知，模型②F檢驗(yàn)的P值為0.000001，是小于0.05的，說(shuō)明模型的線性關(guān)系顯著成立。模型的可決系數(shù)為0.804462，說(shuō)明被解釋變量Y2t變化的80.45%可以由解釋變量lnX1?和lnX3的變化來(lái)解釋。模型中的兩個(gè)解釋變量t檢驗(yàn)的P值均小于0.05，表示lnX從解釋變量前的參數(shù)估計(jì)看，lnX1?的回歸系數(shù)為0.3016，這表示當(dāng)其他因素不變時(shí)，人均財(cái)政支出每增加1%，城鎮(zhèn)居民中層次消費(fèi)支出比重會(huì)上升0.003016（%）。lnX3模型③的也用相同的估計(jì)方法得到估計(jì)結(jié)果表11。表11高層次消費(fèi)支出比重模型序列相關(guān)穩(wěn)健估計(jì)結(jié)果（城鎮(zhèn)）VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-1.1433350.256847-4.4514320.0004lnX-0.2322460.032614-7.1209960.0000lnX0.3463770.0517306.6959110.0000R-squaredAdjustedR-squaredS.E.ofregression0.7302560.6985220.022355F-statistic23.011138Prob(F-statistic)0.000015資料來(lái)源：廣東省統(tǒng)計(jì)年鑒由表11的回歸結(jié)果可以得到，城鎮(zhèn)居民高層次消費(fèi)支出比重模型為（模型③）：Y由回歸估計(jì)結(jié)果可知，該模型的F檢驗(yàn)的在5%的顯著性水平下是顯著的，表明模型總體線性關(guān)系成立。模型的可決系數(shù)為0.730256，擬合效果較好。模型中的兩個(gè)解釋變量的參數(shù)均在5%的顯著性水平下顯著地異于零。從參數(shù)估計(jì)結(jié)果看，lnX1?的回歸估計(jì)值為-0.2322，這表示當(dāng)其他因素不變時(shí)，人均財(cái)政支出每增加1%，城鎮(zhèn)居民高層次消費(fèi)支出比重會(huì)下降0.002322（%）。lnX3對(duì)于廣東省農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)而言，與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素實(shí)證分析方法相同。模型④的回歸估計(jì)結(jié)果如表12所示。表12低層次消費(fèi)支出比重模型序列相關(guān)穩(wěn)健估計(jì)結(jié)果（農(nóng)村）VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C1.1150310.08755312.735530.0000lnX-0.1024090.0326493.1366250.0060lnx-0.1903970.037517-5.0749590.0001R-squaredAdjustedR-squaredS.E.ofregression0.7766360.7503580.024829F-statistic29.55450Prob(F-statistic)0.000003資料來(lái)源：廣東省統(tǒng)計(jì)年鑒由表12的回歸結(jié)果可以得到，農(nóng)村居民低層次消費(fèi)支出比重模型為（模型④）：y由回歸估計(jì)結(jié)果可知，該模型在5%的顯著性水平下通過(guò)了模型顯著性檢驗(yàn)。模型的可決系數(shù)為0.776636，擬合效果較好。模型中的兩個(gè)解釋變量的參數(shù)均在5%的顯著性水平下均通過(guò)了t檢驗(yàn)。從參數(shù)估計(jì)結(jié)果看，lnX2?的回歸估計(jì)值為-0.1024，這表示當(dāng)其他因素不變時(shí)，人均GDP每增加1%，農(nóng)村居民低層次消費(fèi)支出比重會(huì)下降0.001024（%）。lnx模型⑤的回歸估計(jì)結(jié)果如表13所示。表13中層次消費(fèi)支出比重模型序列相關(guān)穩(wěn)健估計(jì)結(jié)果（農(nóng)村）VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-0.2517600.060542-4.1584250.0006lnx0.0534710.0070987.5335150.0000R-squaredAdjustedR-squaredS.E.ofregression0.7161950.7004280.019380F-statistic45.42387Prob(F-statistic)0.000003資料來(lái)源：廣東省統(tǒng)計(jì)年鑒由表13的回歸結(jié)果可以得到，農(nóng)村居民中層次消費(fèi)支出比重模型為（模型⑤）：y由回歸估計(jì)結(jié)果可知，模型⑤在5%的顯著性水平下通過(guò)了模型顯著性檢驗(yàn)。模型的可決系數(shù)為0.716195，說(shuō)明解釋變量lnx3的變化能夠解釋被解釋變量y2t的71.62%，可見(jiàn)擬合效果尚可從參數(shù)估計(jì)結(jié)果看，lnx3模型⑥的回歸估計(jì)結(jié)果如表14所示。表14高層次消費(fèi)支出比重模型序列相關(guān)穩(wěn)健估計(jì)結(jié)果（農(nóng)村）VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.1518890.0858271.7697200.0947lnX0.1047750.033837-3.0964340.0066lnx0.1375220.0433193.1746690.0055R-squaredAdjustedR-squaredS.E.ofregression0.4971830.4380280.018083F-statistic8.404756Prob(F-statistic)0.002897資料來(lái)源：廣東省統(tǒng)計(jì)年鑒由表14的回歸結(jié)果可以得到，農(nóng)村居民高層次消費(fèi)支出比重模型為（模型⑥）：y由回歸估計(jì)結(jié)果可知，模型⑥在5%的顯著性水平下通過(guò)了模型顯著性檢驗(yàn)。模型的可決系數(shù)為0.497183，擬合效果一般。常數(shù)項(xiàng)的參數(shù)估計(jì)在5%的顯著性水平下無(wú)法通過(guò)t檢驗(yàn)，而在10%的顯著性水平下可以拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)。通過(guò)與無(wú)截距項(xiàng)模型AIC準(zhǔn)則的比較后，選擇存在截距項(xiàng)的模型，即模型⑥。模型中解釋變量的參數(shù)均能夠在5%的顯著性水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。從參數(shù)估計(jì)結(jié)果看，lnX2?的回歸估計(jì)值為0.1048，這表示當(dāng)其他因素不變時(shí)，人均GDP每增加1%，農(nóng)村居民高層次消費(fèi)支出比重會(huì)上升0.001048（%）。優(yōu)化廣東省居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的對(duì)策5.1保障居民就業(yè)率優(yōu)化收入分配制度通過(guò)上文的實(shí)證分析結(jié)果，我們可以了解到居民收入水平不論是對(duì)廣東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)還是農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)都有著顯著的影響，對(duì)于消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)優(yōu)化也是一大關(guān)鍵因素。低層次消費(fèi)支出比重的下降也是居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的一大表現(xiàn)。前文研究得出，不論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村的居民收入水平的提高都會(huì)使得低層次消費(fèi)支出比重降低，從而促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)。那么廣東省可以落實(shí)積極的就業(yè)政策，降低社會(huì)失業(yè)水平，保障居民就業(yè)率，從而促進(jìn)居民收入增長(zhǎng)。就業(yè)率可以通過(guò)加強(qiáng)就業(yè)的宏觀調(diào)控、建立和加強(qiáng)就業(yè)協(xié)作機(jī)制以及優(yōu)化就業(yè)結(jié)構(gòu)等方式來(lái)保障。在初次分配和再分配領(lǐng)域按照體現(xiàn)效率、促進(jìn)公平為原則，合理調(diào)整優(yōu)化收入分配結(jié)構(gòu)，逐步增加中低收入群體比重，有效調(diào)節(jié)過(guò)高收入群體比重，努力建設(shè)高質(zhì)量收入分配體系。5.2加強(qiáng)消費(fèi)政策引導(dǎo)提倡綠色消費(fèi)根據(jù)對(duì)廣東省居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素的實(shí)證分析結(jié)果，可以得知經(jīng)濟(jì)政策對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化具有一定程度的影響。那么廣東省政府可以制定推進(jìn)綠色消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)政策，不僅能夠扶持綠色產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)品的發(fā)展，也能夠起到引導(dǎo)居民合理消費(fèi)的作用。在投融資、稅收、用地、補(bǔ)貼等優(yōu)惠政策方面扶持綠色產(chǎn)業(yè)中的企業(yè)壯大和發(fā)展。全面實(shí)行?；?、促節(jié)約的資源階梯價(jià)格政策，完善居民用電、用水、用氣階梯價(jià)格。也可以通過(guò)完善法律制度，確保企業(yè)實(shí)現(xiàn)綠色生產(chǎn)，供給綠色產(chǎn)品，從源頭治理非理性消費(fèi)行為。5.3深化粵港澳合作促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展由以上實(shí)證分析結(jié)果可知，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)會(huì)產(chǎn)生明顯的影響。隨著人均GDP的增加，農(nóng)村居民低層次消費(fèi)支出比重會(huì)減少，高層次消費(fèi)支出比重會(huì)增加。可見(jiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高能夠有效地推動(dòng)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)。助力粵港澳大灣區(qū)建設(shè)，進(jìn)一步深化粵港澳合作，不僅有利于進(jìn)一步提升粵港澳大灣區(qū)內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力，為不斷增強(qiáng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新力和競(jìng)爭(zhēng)力提供支撐。還有利于進(jìn)一步深化改革、擴(kuò)大開(kāi)放、建設(shè)高水平參與國(guó)際經(jīng)濟(jì)合作新平臺(tái)。深化省際交流合作，積極構(gòu)建“以粵港澳大灣區(qū)為龍頭，以珠江—西江經(jīng)濟(jì)帶為腹地，帶動(dòng)中南、西南地區(qū)發(fā)展，輻射東南亞、南亞的重要經(jīng)濟(jì)支撐帶”，促進(jìn)泛珠三角區(qū)域陸海內(nèi)外聯(lián)動(dòng)、東西雙向互濟(jì)。參考文獻(xiàn)：李子奈.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)（第四版）[M].高等教育出版社:北京,2015:153-186.李慶國(guó),曲媛媛.吉林省居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)及影響因素分析[J].長(zhǎng)春金融高等?？茖W(xué)校學(xué)報(bào),2019(05):73-86.廣東省統(tǒng)計(jì)局.廣東統(tǒng)計(jì)年鑒[M].北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社,2000-2020.常靜娟.廣東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)趨勢(shì)及對(duì)策研究[D].暨南大學(xué),2006.向婷.廣州市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)研究[D].廣東省社會(huì)科學(xué)院,2017.胡陽(yáng)陽(yáng),張同全.我國(guó)城鄉(xiāng)居民文化消費(fèi)的差異性及影響因素研究——基于馬斯洛需求層次理論下的分布滯后模型[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究,2018(13):51-54.崔靚.改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)研究[D].吉林大學(xué),2017.徐鵬程.中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)研究[D].山東大學(xué),2016.周瑞.山東省城鎮(zhèn)居民的可支配收入與消費(fèi)結(jié)構(gòu)的實(shí)證分析[D].山東師范大學(xué),2020.童百利,楊賢傳,李國(guó)安.城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對(duì)人均消費(fèi)支出的影響研究——基于凱恩斯消費(fèi)函數(shù)的實(shí)證分析[J].長(zhǎng)春大學(xué)學(xué)報(bào),2012,22(11):1338-1342.

附錄：附錄1：表1年份居民人均消費(fèi)支出（元）增長(zhǎng)率201017210.8704220111957813.75%201217526.6024-10.48%201317421.00-0.60%201419205.5010.24%201520975.709.22%201623448.4211.79%201724819.635.85%201826053.984.97%201928994.7111.29%表2年份城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出（元）農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出（元）城鎮(zhèn)消費(fèi)支出增長(zhǎng)率農(nóng)村消費(fèi)支出增長(zhǎng)率20008016.912646.023720018099.632703.35831.03%2.17%20028988.482825.0110.97%4.50%20039636.272927.357.21%3.62%200410694.793240.784610.98%10.71%200511809.873707.733210.43%14.41%200612432.223885.975.27%4.81%200714336.874202.3215.32%8.14%200815527.974872.468.31%15.95%200916857.55019.818.56%3.02%201018489.535515.589.68%9.88%201120251.826725.559.53%21.94%201222396.357458.560210.59%10.90%201321621.4558937.7601-3.46%19.83%201423611.7410043.2079.21%12.37%201525673.08311103.0348.73%10.55%201628613.33112414.83811.45%11.81%201730197.90713199.6195.54%6.32%201830924.30815411.3052.41%16.76%201934424.12216949.43311.32%9.98%表3年份食品衣著居住生活用品及服務(wù)交通通信教育文化娛樂(lè)醫(yī)療保健其他用品和服務(wù)恩格爾系數(shù)201053548871608879247816837194933820116075102717261012264318967645773920126759112918051112306321438526633920136097951396399924001811729471352014659010154300111727951965890534342015723711034677124530202117976600352016801512105247140232972451114568234201783171230579114473380262013197143420188481113566431441342427511521658332019936911927329156038343244177069632表4年份恩格爾系數(shù)衣著占比居住占比生活用品及服務(wù)占比交通通信占比教育文化娛樂(lè)占比醫(yī)療保健占比其他用品和服務(wù)占比201932.34.125.35.413.211.26.12.4表5年份恩格爾系數(shù)衣著占比居住占比生活用品及服務(wù)占比交通通信占比教育文化娛樂(lè)占比醫(yī)療保健占比其他用品和服務(wù)占比201037.976.2911.406.2317.5811.935.103.49201138.646.5310.986.4416.8112.064.863.67201238.566.4410.306.3517.4812.234.863.78201335.005.5022.705.7013.8010.404.202.70201434.305.3022.405.8014.6010.204.602.80201534.505.3022.305.9014.4010.104.702.80201634.205.2022.406.0014.0010.404.902.90201733.505.0023.305.8013.6010.605.302.90201832.554.3625.505.5313.1410.565.842.53201932.304.1025.305.4013.2011.206.102.40

附錄2：表1年份地方財(cái)政一般預(yù)算支出(億元)年末常住人口(萬(wàn)人)人均財(cái)政支出（元）地區(qū)生產(chǎn)總值(億元)第三產(chǎn)業(yè)增加值(億元)第三產(chǎn)業(yè)占比（%）2000年1080.3286501248.9248610810.24781.244.22862001年1321.3387331513.0310312126.65573.145.95762002年1521.0888421720.2895313601.96377.846.8892003年1695.6389631891.8107815979.87222.445.19712004年1852.9591112033.7504118658.38246.844.19912005年2289.0791942489.74331219639518.643.33932006年2553.3494422704.2363925961.211308.543.55922007年3159.5796603270.776431742.614056.644.28312008年3778.5798933819.4379936704.21626444.3112009年4334.37101304278.746339464.71807945.81062010年5421.54104415192.5486145944.620827.645.3322011年6712.4105056389.7191853072.824358.545.89642012年7387.86105946973.6265857007.726950.347.27482013年8411106447902.1044762503.43028448.45182014年9152.64107248534.72585681733320448.70552015年12827.81084911823.946974732.437628.950.35152016年13446.091099912224.829582163.243163.552.53392017年15037.481116913463.586791648.749500.754.01132018年15729.261134613863.264699945.254710.454.74042019年17297.851152115014.1915107986.960268.155.8106（續(xù)）表1年份城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(元)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出（元）城鎮(zhèn)居民人均食品煙酒消費(fèi)支出（元）城鎮(zhèn)居民人均衣著消費(fèi)支出（元）城鎮(zhèn)居民人均居住消費(fèi)支出（元）城鎮(zhèn)居民人均生活用品及服務(wù)消費(fèi)支出（元）2000年9853.658016.913096.33369.991099.99603.192001年10534.678099.633089.63382.981126.74556.142002年11960.888988.483460.44490.92986.40562.562003年13451.139636.273583.72559.901196.40658.042004年14953.3910694.793953.30620.071205.12592.662005年16249.8911809.874265.19673.901181.42605.122006年17725.5612432.224503.86719.261254.69633.032007年19618.8914336.875056.68814.571444.91853.182008年21678.5115527.975866.91975.061748.16947.542009年24116.4616857.506225.221064.331814.001052.572010年26896.8618489.536746.621230.721925.211208.032011年30218.7620251.827471.881404.602005.151370.282012年34044.3822396.358258.441520.592099.751467.202013年36503.9121621.468856.911614.872339.121539.092014年32148.1123611.747850.201344.705291.501365.10201