改革开放四十年居民消费结构的统计分析

改革开放四十年居民消费结构的统计分析摘要自改革开放以来，国民经济发展迅猛，由我国居民的收入和消费水平的改善和提高，可以明显看出我国人民的生活质量水平有了大幅度提高。从1978年改革开放来，我国的经济体制随着国情的不断的革新和发展，随之发生着变化的还有我国的居民消费结构。本文先对在1978年至2017年间的我国居民的可支配收入和人均消费支出做了一个整体情况的探讨，通过平稳性检验、协整检验、格兰杰因果检验并建立了误差修正模型进行了协整分析，证实了在可支配收入和人均消费支出两者间存在着长期的均衡状态，且可支配收入的变动必然导致人均消费支出的变动，当短期出现非均衡状态时，可以通过误差修正项来修正。从中可以发现，居民收入是引起消费结构变化的重要因素。本文还基于ELES模型，从边际消费倾向和需求收入弹性的角度，将我国居民的消费支出分为八项，并进行了具体分析。从分析中可以得出有哪些因素影响了居民的消费支出，并进一步探讨居民消费结构变化的具体情况。并从中得出，在1978年至2017年间，中国居民的消费结构不断升级,其中,食品支出仍占较大比重,但教育文化娱乐以及交通通信支出的比重也在不断增加。关键词：消费结构；协整处理；误差修正模型；ELES模型；

AbstractSincethereformandopeningup,thenationaleconomyhasdevelopedrapidly.Theimprovementandimprovementoftheincomeandconsumptionlevelofourresidentscanclearlyshowthatthequalityoflifeofourpeoplehasgreatlyimproved.Sincethereformandopeningupin1978,withthecontinuousinnovationanddevelopmentofChina'seconomicsystem,therehavebeenchangesintheconsumptionstructureofourresidents.Firstly,thispaperdiscussestheoverallsituationofdisposableincomeandpercapitaconsumptionexpenditureofChineseresidentsfrom1978to2017.Throughstationaritytest,co-integrationtest,Grangercausalitytestanderrorcorrectionmodel,theco-integrationanalysisprovesthatthereisalong-termequilibriumbetweendisposableincomeandpercapitaconsumptionexpenditure,anddisposableincomeexists.Thechangeofpercapitaconsumptionexpenditurewillinevitablyleadtothechangeofpercapitaconsumptionexpenditure.Whenthereisashort-termnon-equilibriumstate,itcanbecorrectedbytheerrorcorrectionterm.Itcanbefoundthattheincomeofresidentsisanimportantfactorthatcausesthechangeofconsumptionstructure.BasedontheELESmodel,fromtheperspectiveofmarginalpropensitytoconsumeandelasticityofdemandincome,thispaperdividestheconsumptionexpenditureofChineseresidentsintoeightitemsandmakesaconcreteanalysis.Fromtheanalysis,wecanfindoutwhatfactorsaffecttheresidents'consumptionexpenditure,andfurtherexplorethespecificsituationofthechangesintheresidents'consumptionstructure.From1978to2017,theconsumptionstructureofChineseresidentshasbeenupgrading.Amongthem,foodexpenditurestillaccountsforalargeproportion,buttheproportionofeducation,culture,entertainmentandtransportationandcommunicationsexpenditureisalsoincreasing.Keywords:consumptionstructure;co-integrationprocessing;errorcorrectionmodel;ELESmodel;

目录第一章绪论 崔洁：改革开放四十年居民消费结构的统计分析第一章绪论研究的背景衡量综合国力的一个重要因素就是一个国家的经济发展水平，它可以反映社会经济现象在不同时期的发展状况，比如发展规模和发展水平等。自从开始实施改革开放这个政策，国内生产总值(GrossDomesticProduct)由1978年的3645亿元提高到了2017年的827122亿元，相当于在过去的四十年里，国民经济总量提高了227倍；而1978年美国的GDP为23566亿美元，中国仅为美国的四十六分之一，2017年美国的GDP为193868亿美元，中国国民经济总量已经达到了美国经济总量的三分之二。改革开放四十年，美国经济总量上升了八倍，而中国的经济总量上升了两百多倍。从这些数据中可以看出我国经济发展迅猛，随着收入的改善和不断提高，人民的物质文化和生活水平均有了较大提高，与此同时，人民的消费能力也随之提高，进而促进了经济的不断发展。消费是中国拉动GDP增长的“三驾马车”之一，而我国国内经济现状是：最终消费支出占GDP的比重在1978年为62.1%、1990年为62.5%、2017年为58.8%；同期最终消费支出对GDP的贡献率和拉动分别为：39.4%和4.6%、47.8%和1.8%、58.8%和4.8%。由以上数据可以发现，偏低的最终消费支出比重、并不算高的贡献率、不明显的拉动作用、低迷的居民消费需求等问题始终伴随着我国经济发展。消费结构是消费问题中的重要环节。在消费结构调整中，消费需求的作用也极为重要，它可以给调整结构予以一定的导向。如何同中国居民当下的消费需求和即将产生的消费需求相结合，对居民消费结构进行改善和优化是目前尚未解决的问题。研究改革开放以来我国居民的消费结构的变化情况对我国经济的发展具有一定的指导作用。文献综述回顾在国外，最早马克思在《政治经济学批判》[1]里提到“生产直接就是消费”，“消费直接也是生产”，“没有生产就没有消费”，“没有消费就没有生产”，由此可以发现，马克思认为生产和消费是具有一致性的。凯恩斯[2]曾写有《就业，利息与货币理论》一书，并在书中首次提出了边际消费倾向这一概念，他不仅构造出了消费函数，还提出了三个关于消费函数的假说，这三个假说分别为：边际消费倾向假说、平均消费倾向假说以及消费由现期收入决定假说。相对收入假说由杜森贝利[3]于1949年提出，他还提出了示范效应。持久收入假说由弗里德曼[3]提出，并以此为基础提出了勃兰德理论。除以上假说理论外，还有莫迪丽安尼对生命周期假设理论的提出。得益于以上这些模型的研究，消费函数理论的发展有了很大进步，随后，计量经济学的出现，研究消费与收入之间的关系也从定性发展到了定量，使得这一研究更有效更具有统计意义，为研究消费结构开拓了新的思路，产生了更多的研究方法与模型。比如恩格尔在19世纪提出了“恩格尔系数”，斯通提出的线性支出系统需求函数，路迟提出的扩展性支出系统需求函数模型，迪顿和米尔鲍尔提出的近似理想系统，乔成、马提亚斯和瑟维斯特提出了运用面板数据方法。在国内，最初是董辅初[4]提出了中国居民消费结构这一概念，并对此进行了分析。通过比较LES与ELES模型，孙凤[5]用ELES模型对中国城镇居民的消费结构进行了分析与探讨。周建军、王韬[6]也通过运用ELES模型，分析了1992至2001这十年间城镇居民的消费结构变动情况，并预测了未来的中国城镇居民的消费结构。藏旭恒、孙文祥[7]用ELES和AIDS两种模型，对中国城乡居民的消费结构进行对比,得出了中国城乡居民消费结构的差异是由于城乡居民不同的收入水平、消费生活环境和工作方式导致的。研究目的和研究方法本文主要对我国的消费结构变动情况以及影响消费结构变动的因素进行了探讨，首先对改革开放以来我国居民的人均可支配收入和人均消费支出之间的关系进行了研究，接下来对这四十年间我国居民的人均可支配收入和八项消费支出的变动情况进行考察，最后通过以上的研究结果得出相应结论，并提出解决问题的办法和建议。本文在开始研究之前阅读了大量国内外文献，确定了研究方向及研究方法，并开始收集研究对象所需要及涉及到的数据，进行初步的处理。并介绍了将会用到的理论和方法，首先是ELES模型的相关介绍和估计方法，其次介绍了时间序列分析中的相关理论和方法。在本文的实证分析中，根据以上对理论模型的学习，通过收集处理过的数据，一方面对我国居民的人均可支配收入和人均消费支出进行了协整分析、Granger因果检验并建立了误差修正模型；另一方面，先对数据进行了大概的定性分析，然后具体对ELES模型并进行了参数估计分析、边际消费倾向分析和需求收入弹性分析。通过以上的两个角度的研究和分析，对我国改革开放以来的居民消费状况以及消费结构变动情况有了更全面的认识，对我国经济快速发展所取得的成果有了更充分地了解，并为以后的国民经济发展提出了自己的建议。

第二章统计方法介绍本文运用计量经济学中的协整理论来探求我国居民可支配收入和消费支出之间的动态变化及规律，并采用ELES模型考察分析改革开放以来我国居民的八项消费结构的变动情况和影响因素。ELES的相关介绍线性支出系统需求函数模型（LES,linearexpendituresystem），主要是它的扩展形式，及扩展的线性支出系统需求函数模型（ELES,expendlinearexpendituresystem）是一类经济意义清楚，具有广泛应用价值的需求函数模型，属于联立方程计量经济学模型[7]241。LES模型西方国家发展的需求函数模型的理论模型，尤其是联立方程计量经济学模型系统，是由效用函数在效用最大化下导出的，LES模型正是如此。Klein和Rubin于1947年提出了如下形式的直接效用函数：U=（2.1）其中ri为对第i种商品的基本需求量，b英国计量经济学家R.Stone于1954年以（2.1）式为基础，提出了LES模型。（2.1）式在约束条件i=1下极大化，即得到LES模型的函数表达式：q线性支出系统需求函数的经济意义很清楚，对第i种商品的需求量等于两部分之和。第一部分为基本需求量，即维持基本生活所必需的；第二部分为总预算和扣除对所有商品的基本需求支出后剩余部分中愿意满足对第i种商品的需求，与消费者的偏好有关。线性支出系统需求函数中待估参数为基本需求量ri和边际预算份额bi。由于总预算ELES模型为克服LES在估计上的困难，1973年Liuch在LES基础上进行了扩展，做了两项修改，提出了ELES。这两项修改是：将消费者可支配收入I代替预算V；以边际消费倾向βi代替边际预算份额bq根据其经济意义，应有ri>0≤βiβi对模型进一步推导可得到各类消费品需求的收入弹性：ηELES的估计方法ELES是关于参数的非线性模型，无法采用简单方法使其线性化，对于它的估计方法，最完善的方法是非线性联立方程计量经济学模型的完全信息最大似然法，但这种方法的数学描述和计算过程较复杂。最实用的两种估计方法是迭代法和截面数据做样本时的最小二乘法。（1）迭代法迭代法是估计非线性模型常用的方法，设法将ELES的函数表达式用两种不同的线性形式表达，并将参数分为两组，在一种形式的方程中只含一组待估参数，可以用单方程线性模型的方法进行估计，迭代直至收敛。（2）截面数据做样本时的最小二乘法[7]251当采用截面数据（k=1,2,…,m）做样本时，可以假设在同一截面上相对于不同的收入商品的价格是相同，于是可以使模型变得更简单，并可以直接采用普通最小二乘法进行估计1。令ELES的函数表达式q中的cic上式可以写成c式中ripi−βc对∀k使用普通最小二乘法进行估计一元线性回归模型，即上式，得到αi，β协整研究的相关理论时间序列相关定义通常情况下，随机过程的一个样本一般情况下是实际观测到的数据，在分析一组随机变化的数据时，每个变量都会有很多的可能取值，为了刻画出这种随机现象的全部统计特征，必须用一簇随机变量才能实现，所谓的随机过程就是这样的一些随机变化着的数据，而这种随机过程的实现就是时间序列分析[9]6。定义在概率空(Ω,F,P)上的一族随机变量Xt,t∈T，其中T为指标集，称为随机过程，简记为Xt，当T为离散的观测时间集合时，则为时间序列，即设Xt,t∈T是一个随机过程，Xti(i=1,2,……)是在时刻时间序列的特点是：序列中的数据依赖于时间顺序；序列中的每个数据的取值具有一定的随机性；序列中前后的数值有一定的相关性；序列整体上呈现某种趋势性或周期性[10]37。平稳时间序列模型（1）平稳时间序列的概念所谓平稳时间序列，是指时间序列的统计规律不会随着时间的推移而发生变化，即生成变量时间序列数据的随机过程的特征不随时间变化而变化[10]37。严平稳，只有当序列的所有统计性质都不会随着时间的推移而发生变化时，该序列才能被称为严平稳。弱平稳（宽屏稳），若时间序列Xteq\o\ac(○,1)均值EXt=μ，对于所有的t；eq\o\ac(○,2)方差VarXt=σeq\o\ac(○,3)协方差CovXt,X称为弱平稳随机序列。一个最简单的随机时间序列XtX该序列通常被称为是一个白噪声（WhiteNoise）,且它是平稳的。（2）自回归模型若时间序列XtX则称该时间序列Xt为p阶自回归模型，简记为AR(p)模型其中φ0φp且εt是白噪声序列。特别的，当φ0=0AR(p)模型还可以表示为算子的形式，记Bk为k步滞后算子，即ϕ则模型可以写成：ϕAR(p)eq\o\ac(○,1)1−φ1B−φeq\o\ac(○,2)λp+φ1（2）移动平均模型若时间序列XtX则称该时间序列为Xt为q阶移动平均时间序列[11]244(MovingAverageModel)，简称为MA其中μ为常数，且满足θq≠0，且εt是白噪声序列。特别的，当μ可以利用滞后算子将模型简化：X即X根据MA(q)的定义，这是一个q阶的平稳白噪声过程，故只要q是有限的，每个移动平均模型都是平稳的[12]（3）自回归移动平均模型若时间序列XtX称为自回归移动平均模型[11]245，显然，这个模型是前面两种模型的结合，简记为ARMA(p,q)其中，φ0为常数，且满足φp≠0,θq≠0通过引入滞后算子，将模型简化，可以得到ϕ其中ϕB和ΘB分别为AR(由于ARMA(p,q)模型是AR(p)模型和MA(q)模型的组合，而MA(q)模型总是平稳的，因此ARMA(p,q)模型的平稳性取决于AR(p平稳性检验上一小节叙述的三个模型仅适合刻画一个平稳序列，但在处理现实中的很多问题时，会发现很多时间序列是不平稳的，这些时间序列的统计规律会随着时间的推移而变化，故在进行时间序列分析前，需要先知道序列是否平稳，不平稳的时间序列一是易产生伪回归，二是在对不平稳序列的估计中，t统计量将不服从t分布[10]42。为避免以上两类问题的产生，在进行时间序列分析前，一定要对时间序列的平稳性进行检验。通常可以将非平稳过程转化为平稳或近似平稳过程，然后进行建模。时间序列的平稳性检验主要有图示法、样本自相关函数法、单位根检验法(UnitRootTest)等。其中，单位根检验法是统计检验中普遍应用的一种检验方法[13]26，它是由Dicky和Fuller于1976年提出的，称为DF检验(Dickey-FullerTest)，后二人又对DF检验进行了扩充，形成了ADF检验(AugmentDickey-FullerTest)。（1）DF检验eq\o\ac(○,1)模型中无常数项和趋势项：对下式进行回归，估计方程为：X（2.2）零假设：H0:ρ=1（非平稳），备选假设：（2.2）式等价于判断下式是否存在δ=0Δ（2.3）零假设：H0:δ=0检验的统计量τ=γσγ，可以通过Dickey-Fuller(1976)的临界值进行判断表2.1DF分布临界值表显著性样本容量T分布临界值水平(n=2550100500∞0.01-3.75-3.58-3.51-3.44-3.43-2.330.053.00-2.93-2.89-2.87-2.86-1.650.1.2.63-2.60-2.58-2.57-2.57-1.28eq\o\ac(○,2)模型中含有常数项：估计方程为X（2.4）可以转化为Δ（2.5）零假设：H0:δ=0检验的统计量τ=eq\o\ac(○,3)包含常数项和趋势项估计方程为Δ（2.6）零假设：H0:δ=0检验的统计量τ=DF检验有以下几点不足：一是选取的数据可能含有滑动平均的部分，不仅仅满足AR(1)模型；二是若实际数据是AR(p)模型，不知有一个单位根，会导致估计出的τ=γσγ（2）ADF检验下面介绍ADF检验的三个模型：eq\o\ac(○,1)无常数项和趋势项：Δ（2.7）eq\o\ac(○,2)含常数项：Δ（2.8）eq\o\ac(○,3)含常数项和趋势项：Δ（2.9）零假设：H0:δ=0在进行ADF检验时，首先检验含常数项和趋势项的模型，然后检验仅含常数项的模型，最后检验二者都不含的模型，即先检验eq\o\ac(○,3)然后检验eq\o\ac(○,2)最后检验eq\o\ac(○,1)。当三个模型的结果都不能拒绝原假设时，认为该时间序列式非平稳的，若其中一个模型拒绝了原假设，则认定该时间序列是平稳的。格兰杰因果检验时间序列分析中的因果关系检验是要确定相关的两个变量在时间上存在的滞后项是否包括在另一个变量的方程里，并确定两个变量在时间上的因果关系是单向的还是双向的[13]26。Granger从预测的角度说明，如果一个变量X对于预测的另一个变量Y不起作用，就说明X不是Y的原因；反之X是Y的原因。把这种预测角度定义的因果关系称为Granger因果关系。因果关系检验是针对因果关系不清楚的变量，故格兰杰检验总是进行双向的检验，即同时检验X是Y的原因还是Y是X的原因，且这种检验只能建立在平稳变量之间或者存在协整关系的非平稳变量之间。Granger因果关系的检验过程如下：（1）检验原假设“H0：X不是引起Y变化的GrangerY有约束回归模型YGranger检验是由受约束的F检验完成的，做包含X滞后项的回归，记其残差平方和为RSSU，在做不包含X滞后项的回归，记其残差平方和为RSSR，再计算F统计量，其中F=若F＞Fα(m,n−k)，则拒绝原假设，认为（2）将X与Y的位置互换按照相同方法检验原假设“H0：Y不是引起X变化的Granger从Granger因果关系检验的特点可以看出，它只适用于时间序列数据的模型的因果性检验，无法检验只有截面数据时的变量间的因果性。协整检验经典回归模型[9]11(ClassicalRegressionModel)是建立在平稳的时间序列基础上的，若序列非平稳，则不能使用经典回归模型，否则会出现虚假回归等问题。伪回归的模型拟合度虽然很高，但是DW检验的值较低，其结果的可信度将降低。但是，在现实生活里，经济中的时间系列通常是非平稳的，虽然可以对它进行差分把它变平稳，但这样会失去总量的长期信息，而这些信息对分析问题来说又是必要的，为了解决这类问题，Engle和Granger给出了协整的概念。（1）考虑n个随机过程，满足一下两条：eq\o\ac(○,1)xit~I(d)eq\o\ac(○,2)存在线性组合α其中至少一个αi≠0，且0＜bXα为协整向量，其中Xt=(x需要注意的一点，如果两个变量都是单整变量，只有当它们的单整阶相同时，才可能协整，即如果两者是I(d),若d不相同，则不可能协整。（2）Engle-Granger检验法Engle和Granger在1987年提出了两步检验法，即EG检验法，用来检验变量间是否协整，其主要步骤如下：eq\o\ac(○,1)用普通最小二乘(OLS法)估计方程Y并计算非均衡误差，得到Ye称为协整回归(Cointegrating)或静态回归(StaticRegression)eq\o\ac(○,2)检验et的单整性。如果et为稳定序列，则认为变量Yt，Xt为(1,1)阶协整；如果et为1阶单整，则认为变量Yt，X误差修正模型误差修正模型(ErrorCorrectionModel)简记为EMC，是一种具有特定形式的计量经济学模型，它的主要形式是由Davidson，Hendry，Srba和Yeo于1978年提出的，称为DHSY模型。误差修正模型是短期动态模型，假设具有如下(1,1)阶滞后分布形式：Y（2.10）由于变量可能是非平稳的，故不能直接使用OLS法。对（2.10）进行适当变形得Δ=或Δ（2.11）式中λ从上式中可以看出，ΔYt随着ΔXt与Yt−1的变化而变化，且包含了一项μt−Δ其中ecm表示误差修正项，一般情况下0＜λ＜1，。当ecm>0时，ΔYt减少；当ecm<0时，

第三章我国居民消费结构的实证分析协整处理数据来源、处理及特征分析本文选取的是改革开放以来，即1978-2017年这四十年的《中国统计年鉴》中的全国居民人均可支配收入与人均消费支出的数据，如图1（其中，X为居民可支配收入，Y为人均消费支出）。从统计的数据中可以看出，我国居民的收入水平2017年较2014年增长了7.6%，消费水平增长了6.5%，从1978到2017这40年间，居民人均可支配收入由257.89元增长到了36396.2元，消费支出也由116.06元增长到了21203.4元，通过居民的消费支出情况可以看出居民的物质文化生活水平有大幅度提高。图1人均可支配收入与人均消费水平平稳性检验利用ADF的三个模型，以施瓦茨信息准则作为评价标准，对两个序列进行平稳性检验。运用Eviews10.0[14]进行ADF表3.1序列平稳性检验变量t-统计量5%临界值P值结论x1.461696-3.5442841.0000不平稳y0.559923-3.5442840.9991不平稳ln-2.268901-2.9540210.1875不平稳ln-1.882275-2.9484040.3364不平稳dln-2.995616-2.9484040.0460平稳d-3.403738-2.9484040.0176平稳从表中可以看出，对x，y，lnx，lny的检验结果均大于5%显著水平下的临界值，说明x，y，lnx，lny是非平稳的时间序列，从而对lnx和lny的一阶差分后的序列进行ADF检验。由表中可见，一阶差分后的dlnx和dlny的临界值P分别为0.0460和0.0176，均小于5%的显著水平，故而可以拒绝原序列存在单位根的假设。综上所述，可以得知，变量间的因果关系检验为了进一步看出dlnx和dlny之间的关系，利用Granger因果关系检验的方法确定表3.2序列间格兰杰关系检验原假设ObsF-统计量P值dlny不是dln330.972620.3314dlnx不是dln5.709820.0229由表3.2可以看出，在95%位置信息区上，“dlny不是dlnx的Granger原因”发生的概率是33.14%，因此应接受假设，即“dlny不是dlnx的Granger原因”。在95%位置信息区上，“dlnx不是变量间的协整检验通过平稳性检验发现，lnx和lny均为一阶单整变量，两者间可能存在长期均衡关系，可以对两个变量进行协整回归。而通过格兰杰因果关系检验发现，lnx和lnln其中，c和α是回归方程的估计值，e为残差序列。接着用ADF检验的方法检验残差序列e的平稳性，若e是平稳的，则说明lnx和ln下面利用EG检验法，具体结果见表3.3，建立回归方程为：ln表3.3序列协整回归估计变量回归系数标准误差t-统计量P值c0.5218950.03284415.889950.0000α0.9131170.003827238.61960.0000R20.999386因变量平均值8.257613调整后的样本决定系数0.999368因变量标准差1.275502回归标准误差0.032062AIC值-3.989742残差平方和0.035979SC值-3.902666对数似然值75.81023HQ值-3.959044F-统计量56939.33D.W统计量0.896723概率（F-统计量）0.00000下面对残差序列做ADF检验，结果如表3.4所示：表3.4残差序列e的ADF检验结果ADF值1%显著水平下的临界值5%显著水平下的临界值10%显著水平下的临界值P值-3.338483-2.630762-1.950394-1.6112020.0015由表3.4可以看出，残差序列e的ADF值小于1%显著水平下的临界值，故残差序列是平稳的，协整方程有效，接受lnx和ln建立误差修正模型由前面几小节分析可知，lnx和lnecm据此可以建立ECM模型，将dlny作为因变量，dlny和d表3.5误差修正模型估计结果变量回归系数标准误差t-统计量P值c-0.0149740.011520-1.2998040.2027d1.0258810.08608011.917760.0000ecm-0.5556290.155938-3.5631460.0011R20.815264因变量平均值0.111835调整后的样本决定系数0.804068因变量标准差0.059932回归标准误差0.026529AIC值-4.341527残差平方和0.023224SC值-4.209567对数似然值81.14749HQ值-4.295469F-统计量72.81649D.W统计量2.018002概率（F-统计量）0.000000通过上面的分析结果可以知道，该误差修正模型通过检验。由表3.5可以看到，ecmt−1的系数是-0.555629＜0，符合负向调整规则，反映了长期均衡关系对短期波动具有较强的调整力度，即人均消费支出处于不均衡状态时，误差修正项将以0.555629ELES模型数据来源及处理本文选取的是改革开放以来，即1978年至2017年这四十年的《中国统计年鉴》中的全国居民人均可支配收入数据和食品烟酒，衣着，居住，生活用品及服务，教育文化娱乐，医疗保健，其他用品及服务这八项消费支出数据。利用居民消费价格指数（1978=100）对居民可支配收入和居民消费支出项目进行CPI平减，这样处理完数据，一定程度上可以消除价格因素的影响。运用Excel中的快速制表，绘制如图2所示的统计表：图21978-2017年八类消费品支出的变化由图中折线走势可以很明显的看出，八项消费支出均呈现上升趋势。约在1992年前，各项支出几乎都没有明显增长。1992年至2012年间，教育文化娱乐和居住支出有了明显的增长，并持续占据第一、第二；在此期间，约从2001年开始，交通通信和医疗保健支出开始有了较明显增长，生活用品及服务和其他用品及服务支出有了缓慢增长，食品烟酒和居住支出依然无明显变化。2013年至2017年，居住支出迅速增长并且反超教育文化娱乐支出占据第一，教育文化娱乐支出持续之前的增长，紧随其后的是交通通信支出和医疗保健支出，其余四项支出增长缓慢并没有太过明显的变化。接下来运用SPSS24[15]对参数αi，βi进行表3.6中国居民ELES模型参数估计结果消费项αβRF统计量食品烟酒-527.7810.2010.971228.824衣着137.0010.0550.942614.445居住-296.7260.1370.877271.366生活用品及服务71.1340.0410.9883021.676交通通信-105.1550.0970.9914207.94教育文化娱乐38.2610.080.9811917.781医疗保健-18.790.0480.9893571.897其他用品及服务61.4130.0190.924462.558总消费支出-1116.4250.890.63666.529从回归结果来看，βi＜1，判定系数边际消费倾向分析边际消费倾向是全国居民每增加1元的可支配收入时，可以多增加衣、食、住、行等八项消费的变动情况。从表3.6的各模型回归结果可以看到，我国居民总消费支出的边际消费倾向为0.89，表示每增加一单位的可支配收入，就有89%用于消费支出。在各项消费支出中，边际消费倾向是最大的是食品烟酒，其次是居住、交通通信、教育文化娱乐、衣着、医疗保健、生活用品及服务和其他用品及服务。显然可以看出衣食住行依然是我国居民消费的主要支出项，但教育文化娱乐支出的比重也越来越大并在我国居民消费支出里也占据了一定的比重。据“十三五”[16]的相关报告可以知道，全国居民人均可支配收入与经济增长同步，2015-2018年均增速为6.7%，持续增长的还有居民的消费支出，与此同时有显著提高的还有居民的生活质量，扣除价格因素，全国居民人均消费支出年均实际增长6.1%。，我国居民生活水平已经达到富裕阶段的一个重要指标就是，现全国居民恩格尔系数已达到40%以下。随着居民的生活水平的提高，可以发现，同生活水平一样，消费需求[17]也是有不同的阶段，的有高低之分的。随着我国居民收入的不断提高，较低阶段的需求显然已经被满足并且已经跟不上社会发展的速度，所以人们对于消费需求也有了新的、更高的追求而消费结构也会随着需求的发展而发展，根据需求的层次性，可将居民的消费结构划分为三个阶段：第一阶段主要是满足生理需求的消费，此时温饱是居民的主要消费需求；第二阶段是生活便利的需求，此时居民对于消费品更看重性价比；第三阶段是对于生活质量和精神世界的消费需求，此时的消费更加的多样化。由此可见，我国居民正在由吃饱从吃好转变，从居民对于食品消费的构成种类来看，对主食的消费比重在下降，而肉禽蛋奶类、干鲜瓜果类等营养类食品的消费比重逐年增大。且居民对于油、糖类的消费量基本没有变化，可以看出，我国居民有意识的控制油糖摄入，更加注重个人健康。近年来，房地产一直是新的消费热点，从相关报道可以看出，商品房的价格越来越高，一二城市更为明显，这也直接导致了在住房这一方面，居民的支出较高。我国一直对高速公路、高铁、机场等各种交通设施和新兴的网络通信产业投入较大的资金和精力里来发展，这可以很明显的从居民越来越多的交通通信支出中看出来。由教育文化娱乐的支出可以看出，我国教育事业全面发展，教育普及率显著提高，近十年来的高等教育毛入学率提高了近一倍。表3.7中国居民各项消费支出的需求收入弹性年份食品烟酒衣着居住生活用品及服务交通通信教育文化娱乐医疗保健其他用品及服务19780.660.9631.411.28-6.53-0.6419790.720.9617.901.51-6.63-0.5219800.731.0012.651.54-6.80-0.4519810.330.359.630.406.233.453.690.3119820.340.3810.080.446.354.034.010.4119830.340.3810.190.456.493.884.400.4619840.350.3510.760.456.553.594.570.4319850.390.3812.330.399.083.413.430.2519860.400.4013.180.388.813.593.520.2919870.390.4213.500.378.963.373.500.3519880.400.4014.190.3110.762.963.130.3219890.380.4613.000.3910.712.562.860.34表3.7中国居民各项消费支出的需求收入弹性（续）19900.400.4512.540.448.792.522.690.3919910.400.437.920.377.602.331.900.2919920.420.438.190.534.010.992.110.4419930.440.437.460.522.810.961.970.4619940.450.457.360.522.321.011.840.4719950.440.456.960.542.211.001.700.4919960.510.507.190.672.361.031.620.5419970.530.546.430.672.150.921.380.5319980.570.625.940.622.050.871.270.5219990.610.675.760.611.830.831.140.4920000.640.695.610.591.540.800.950.4620010.680.715.600.641.460.800.960.4620020.680.725.510.811.190.680.860.7520030.700.735.410.851.140.730.850.7520040.700.755.740.951.080.730.860.7520050.721.005.800.961.020.760.840.7220060.760.725.810.970.990.780.910.7220070.760.736.270.940.990.830.950.7320080.740.746.160.941.080.930.960.7220090.770.746.250.890.990.930.960.6920100.800.736.410.860.930.941.050.7320110.800.726.940.870.980.941.080.7120120.820.747.400.900.970.971.110.7120130.950.943.950.961.111.061.121.0320140.970.974.030.961.061.081.061.0320150.991.014.080.981.051.051.041.0320161.001.064.010.971.031.020.991.0720171.041.143.960.981.061.020.981.06平均值0.620.668.590.743.511.981.840.59需求的收入弹性分析需求收入弹性是衡量消费者对某一种商品或服务的需求量随收入改变的反应程度。由表3.7可知，ηi

第四章结论与展望研究结论与建议本文的结论主要有以下两方面，首先是基于我国1978年到2017年的人均可支配收入与人均消费支出的研究。根据研究结果可以知道，我国居民的收入和消费之间存在着稳定的长期均衡关系，并当两者之间的关系偏离长期稳定的均衡值时，消费会自动向着均衡的方向调整。这说明居民消费支出是主要受到居民可支配收入影响的，可支配收入的提高会直接促进居民消费。而收入和消费存在长期共同增长的协整关系，只有长期提高居民收入水平，即收入不断增加才能使居民的消费持续增长。误差修正模型的误差修正项小于0，符合反向调节机制，也说明了消费支出不仅受当期收入影响，还受前期收入和前期消费支出的影响。由于我国经济的快速发展，外部环境变化也很快，我国居民要做好提前储蓄，以应对未来收入支出需求。上期过度消费支出必定导致本期支出的大幅度调整，但由于居民消费倾向于维持现有水平，而新兴技术产业的相关产品过快的升级和更新换代，使得居民在消费时处于观望状态。故一些消除不确定性并且有助于提高收入的政策对于刺激消费也很有帮助。其次，基于ELES模型对我国居民的消费结构进行的研究。通过对ELES模型的分析，主要有以下几个结论：第一，根据改革开放至2017年这四十年间我国居民的消费数据可以看出，食品类依然是我国居民最主要也是最重要的消费需求，随着收入的不断增加，可以发现居民的消费边际倾向以及消费偏好已经发生改变，人们更注重食品的质量和营养种类，不仅仅满足于果腹的生活水平；第二，近几年，随着收入的增加，居民用于居住、交通通信、教育文化娱乐等方面的支出也不断增加，人们的消费结构逐渐倾向于享受，说明人民生活得到了得到了极大的提高。由以上结论可以发现，建立合理的居民消费结构对于中国经济的长远发展具有重大意义，而建立合理的消费结构离不开完善的社会保障制度[18]，有了完善的社会保障制度，更多的生活保障予以居民消费安全感，用于消费的收入也会变得更多。而增多的消费需要正确的消费观念来进行引导，只有正确的消费观念才会使居民在消费时更加成熟理智，因此完善教育体制是很有必要的，引导居民对教育进行支出。这种教育支出更是对自身的投资，除了帮助居民建立合理消费观还使居民获得更多的知识和技能，进而获得更多的收入，刺激居民消费支出，形成一个良性循环，更加有利于我国经济发展和居民素质提高。同时，也要加快住房保障建设，一直以来，我国人民都有“有自己的房子才是家”的想法，然而房价居高不下并有越来越高的趋势，导致居民的住房成本日益增高，对居民消费产生