吉林省居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)及影響因素分析

李慶國(guó)，曲媛媛

（1.吉林省統(tǒng)計(jì)科學(xué)研究所，吉林 長(zhǎng)春 130000；2.吉林財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)學(xué)院，吉林 長(zhǎng)春 130117）

“消費(fèi)結(jié)構(gòu)”是指某一國(guó)家或地區(qū)的居民在滿(mǎn)足日常生活所需的情況下，所消費(fèi)的各項(xiàng)支出的比例關(guān)系，它通常是衡量居民消費(fèi)支出狀況和生活質(zhì)量的重要準(zhǔn)則。[1]

吉林省是我國(guó)的農(nóng)業(yè)大省，現(xiàn)階段總?cè)丝谶_(dá)2 645.5萬(wàn)人。自實(shí)行對(duì)外開(kāi)放和對(duì)內(nèi)改革政策以來(lái)，該省經(jīng)濟(jì)規(guī)模不斷擴(kuò)大，其居民生活質(zhì)量也得到明顯提升。吉林省居民的恩格爾系數(shù)從1979年的63.4%降至2016年的27.3%，居民生活已不僅限于解決衣食矛盾，生活質(zhì)量的高低變得更為重要，消費(fèi)結(jié)構(gòu)得以逐步優(yōu)化。[2]但是，隨著經(jīng)濟(jì)制度的改革，許多因素諸如收入水平、消費(fèi)品價(jià)格、經(jīng)濟(jì)政策等不同程度地影響著吉林省居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。目前，與我國(guó)發(fā)展情況較好省份的居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)水平相比較，吉林省居民消費(fèi)情況仍存在很大不足。因此，在我國(guó)遵循一個(gè)都不能少的原則基礎(chǔ)上，在即將全面建成社會(huì)主義小康社會(huì)的背景下，探究吉林省居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響因素成為解決現(xiàn)實(shí)問(wèn)題的一個(gè)重大的理論依據(jù)。

一、吉林省居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀研究

（一）吉林省居民消費(fèi)支出變動(dòng)的基本情況

近年來(lái)，吉林省每人每年消費(fèi)支出總體上出現(xiàn)遞增趨向。如圖1所示，居民每人每年消費(fèi)數(shù)量從2004年的4 114.30元增長(zhǎng)到2016年的15 537.26元，增長(zhǎng)幅度較大，其年均增長(zhǎng)比率已達(dá)至11.71%。從各項(xiàng)支出的數(shù)量觀察，各年食物花費(fèi)金額最多，并遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其它項(xiàng)目的花費(fèi)金額；而對(duì)衣著、居住、交通和通訊、教育文化娛樂(lè)和醫(yī)療保健等各類(lèi)別在2004年間的支出數(shù)量相差不大，均處于一種支出數(shù)量較低的狀態(tài)，但自2013年起，各類(lèi)別的消費(fèi)支出數(shù)量出現(xiàn)較大差異，其中居住支出數(shù)量劇增，快速拉開(kāi)與衣著、交通和通訊、教育文化娛樂(lè)等項(xiàng)目支出數(shù)量的差距，至2016年間，年均增長(zhǎng)率高達(dá)19.69%；而交通和通訊、教育文化娛樂(lè)和醫(yī)療保健等項(xiàng)目的支出數(shù)量則呈穩(wěn)步增加的趨勢(shì)，增長(zhǎng)速度緩慢。這表明隨著生活水平的提高，居住環(huán)境在居民消費(fèi)中的地位日益顯著，居民更加追求明亮、舒服的居住環(huán)境；同時(shí)居民對(duì)交通和通訊、教育文化娛樂(lè)和醫(yī)療保健類(lèi)別的支出數(shù)量也越來(lái)越樂(lè)觀。

圖1 2004-2016年吉林省居民各消費(fèi)類(lèi)別支出情況

（二）居民各消費(fèi)類(lèi)別支出比重的基本情況

從各消費(fèi)類(lèi)別支出額所占消費(fèi)支出總額的比重情況可以了解到居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)狀況（以2016年居民消費(fèi)支出情況為例），如圖2所示。

圖2 2016年吉林省居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)情況

其中居民食品消費(fèi)支出的數(shù)量居于首位，該項(xiàng)目支出比例高達(dá)26%；然后依次是居住支出數(shù)量、交通和通訊支出數(shù)量、教育文化娛樂(lè)支出數(shù)量和醫(yī)療保健支出數(shù)量，各項(xiàng)消費(fèi)支出比例分別為18%、13%、12%和11%；而生活日用品及服務(wù)消費(fèi)支出數(shù)量、衣著消費(fèi)支出數(shù)量和其他用品及服務(wù)消費(fèi)支出的數(shù)量較低，其支出比例均在10%的水平以下。除食品項(xiàng)以外的各項(xiàng)消費(fèi)支出比重均小于食品消費(fèi)支出的比重，且差異較大，說(shuō)明食品支出的數(shù)量仍是總消費(fèi)支出的主體部分。

（三）居民整體生活水平的發(fā)展態(tài)勢(shì)

根據(jù)消費(fèi)特點(diǎn)，當(dāng)可支配收入相對(duì)較少時(shí)，居民用以吃穿支出的比例較高，需要用大部分收入滿(mǎn)足基本生活，而隨著收入狀況的好轉(zhuǎn)，居民用于生活必需品消費(fèi)支出的比例會(huì)下滑，而其它如滿(mǎn)足精神文化等方面的支出比例會(huì)增長(zhǎng)，從而生活質(zhì)量有所上升，更好地滿(mǎn)足人們對(duì)精神文明的向往。[3]步入21世紀(jì)以來(lái)，居民家庭恩格爾系數(shù)逐年降低，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)入新時(shí)期，而居民也從滿(mǎn)足溫飽的基礎(chǔ)階段進(jìn)入到注重生活質(zhì)量的小康階段。近十幾年間，居民食品支出比例依舊持續(xù)下降，已降至27.3%，住戶(hù)生活態(tài)勢(shì)良好。[4]盡管居民各類(lèi)別消費(fèi)支出額明顯增加，對(duì)精神文明和生活質(zhì)量的要求不斷提升，消費(fèi)結(jié)構(gòu)日趨樂(lè)觀，但增長(zhǎng)較為緩慢，且食品項(xiàng)支出數(shù)量仍是消費(fèi)支出總量的主要部分，說(shuō)明在日常消費(fèi)中，居民仍需將大部分消費(fèi)支出額用于滿(mǎn)足生活必需品的消耗，消費(fèi)結(jié)構(gòu)有待于進(jìn)一步優(yōu)化。

二、居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素的實(shí)證結(jié)果分析

（一）指標(biāo)變量的選擇

居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)是指其在滿(mǎn)足日常生活所需的情況下，所消費(fèi)的各項(xiàng)支出的比例關(guān)系，它是一個(gè)復(fù)雜的系統(tǒng)，受到許多要素的推動(dòng)和限制，本文從收入水平、消費(fèi)品價(jià)格、經(jīng)濟(jì)政策、人口結(jié)構(gòu)、消費(fèi)觀念等方面探究居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響因素。

1.收入水平

收入水平是決定居民消費(fèi)支出狀況的主要因素，而影響消費(fèi)需求變化的一個(gè)重要原因就是收入水平的浮動(dòng)。通常選用人均可支配收入代表收入水平，故選取這一指標(biāo)變量代表相同時(shí)期居民的收入情況。

2.消費(fèi)品價(jià)格

消費(fèi)價(jià)格指數(shù)是指居民購(gòu)進(jìn)日常必需品的價(jià)格變化的相對(duì)情況，是衡量消費(fèi)品價(jià)格變化的基本指標(biāo)。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)能夠清晰地表示生活中日常所需消費(fèi)品的價(jià)格水平情況。

3.經(jīng)濟(jì)政策

經(jīng)濟(jì)政策是指一國(guó)相關(guān)部門(mén)為達(dá)到某一經(jīng)濟(jì)水平而制訂和實(shí)施的經(jīng)濟(jì)策略。在各種政策方法中，財(cái)政支出政策往往必不可少，它是政府通過(guò)增加或減少財(cái)政支出數(shù)量，展現(xiàn)消費(fèi)政策的宏觀傾向，從而引導(dǎo)居民進(jìn)行消費(fèi)。本文引入政府的年度人均財(cái)政支出額作為權(quán)衡同一時(shí)期經(jīng)濟(jì)政策的指標(biāo)。

4.人口結(jié)構(gòu)

人口結(jié)構(gòu)是指一個(gè)國(guó)家或地區(qū)在某一特定時(shí)點(diǎn)上的年齡分布情況，可以反映出該區(qū)域的整體經(jīng)濟(jì)狀況，該地區(qū)勞動(dòng)人口所占總?cè)丝诒壤礁撸f(shuō)明該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展越健康，對(duì)優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)起著正向推動(dòng)作用。本文引入撫養(yǎng)比率指標(biāo)，即未成年與老年人口的總撫養(yǎng)比率，將其引入消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素的分析中。

5.消費(fèi)觀念

消費(fèi)觀念是指居民在生活中購(gòu)買(mǎi)商品時(shí)的態(tài)度和對(duì)各類(lèi)別商品的需求狀況。由于消費(fèi)觀念更多是主觀性因素，其會(huì)由于個(gè)人意識(shí)的差異而不盡相同，且難以進(jìn)行量化，故引入與其意義相近的指標(biāo)——人均儲(chǔ)蓄存款額。儲(chǔ)蓄存款額是指由于居民消費(fèi)觀念的不同而預(yù)留以應(yīng)對(duì)緊急狀況的資金，同樣更多受人的主觀因素影響，因個(gè)人意識(shí)的差異而影響消費(fèi)狀況，與消費(fèi)觀念有著直接的聯(lián)系。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文對(duì)吉林省居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)狀況影響因素進(jìn)行分析，采用的樣本為吉林省2004—2016年的年度數(shù)據(jù)，如表1所示。

表1 2004-2016年吉林省居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和影響因素指標(biāo)

其中，反映吉林省居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)中包括生活必需品消費(fèi)比重（Y1）、醫(yī)療保健支出比重（Y2）、教育文化娛樂(lè)支出比重（Y3）；而居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素的指標(biāo)變量具體包括人均可支配收入（X1）、消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（X2）、人均財(cái)政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）、人均儲(chǔ)蓄存款額（X5）。

（三）單位根檢驗(yàn)

在現(xiàn)實(shí)生活中，由于大多數(shù)時(shí)間序列都是不平穩(wěn)的，為了避免出現(xiàn)偽回歸的情況，在采取相關(guān)關(guān)系檢驗(yàn)之前，需要對(duì)其平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，來(lái)考察結(jié)構(gòu)變量Y1、Y2、Y3和影響因素變量X1、X2、X3、X4、X5是否平穩(wěn)。消費(fèi)結(jié)構(gòu)變量序列和影響因素變量序列的單位根ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表2、表3所示。

針對(duì)吉林省居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變量進(jìn)行單位根ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。在5%的顯著水平下，生活必需品消費(fèi)支出比重（Y1）、醫(yī)療保健支出比重（Y2）和教育文化娛樂(lè)支出比重（Y3）的原變量序列本身均呈非平穩(wěn)狀態(tài)，因此，不可直接進(jìn)行回歸分析。但該變量經(jīng)過(guò)一階差分后，p值均以小于5%的顯著水平來(lái)拒絕變量非平穩(wěn)的原假設(shè)。因此，反映吉林省居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的三個(gè)變量在經(jīng)過(guò)一階差分后，均為平穩(wěn)的時(shí)間序列。

針對(duì)吉林省居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響因素變量進(jìn)行單位根ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。僅有消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（X2）序列的概率p值小于5%的顯著水平，即僅消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（X2）原序列本身平穩(wěn)；再對(duì)人均可支配收入（X1）、人均財(cái)政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）、人均儲(chǔ)蓄存款額（X5）進(jìn)行一階差分后的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，在5%的顯著水平下，拒絕序列非平穩(wěn)的原假設(shè)，即人均可支配收入（X1）、人均財(cái)政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）和人均儲(chǔ)蓄存款額（X5）經(jīng)過(guò)一階差分后的序列呈平穩(wěn)狀態(tài)。

表2 消費(fèi)結(jié)構(gòu)變量序列的單位根ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表3 影響因素變量序列的單位根ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由以上研究和分析結(jié)果可知，在5%的顯著水平下，經(jīng)過(guò)一階差分的消費(fèi)結(jié)構(gòu)變量Y1、Y2、Y3和影響因素變量X1、X3、X4、X5均呈平穩(wěn)狀態(tài)。由此可見(jiàn)，消費(fèi)結(jié)構(gòu)變量Y1、Y2、Y3和影響因素變量X1、X3、X4、X5均為一階單整序列，且單整階數(shù)相同。因此，生活必需品消費(fèi)支出比重（Y1）、醫(yī)療保健支出比重（Y2）、教育文化娛樂(lè)支出比重（Y3）分別和人均可支配收入（X1）、人均財(cái)政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）、人均儲(chǔ)蓄存款額（X5）可能是協(xié)整的，存在某種長(zhǎng)期均衡關(guān)系。[5]而對(duì)影響因素消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（X2）變量，其與反映消費(fèi)結(jié)構(gòu)狀況的變量并不存在某種長(zhǎng)時(shí)間穩(wěn)定的平衡關(guān)系。因此，需要對(duì)一階單整序列進(jìn)行模型建立和進(jìn)一步的協(xié)整檢驗(yàn)。

（四）模型的建立與分析

1.生活必需品消費(fèi)支出比重的影響因素模型

（1）建立回歸模型

根據(jù)表1中的2004—2016年的13組數(shù)據(jù)，建立人均可支配收入（X1）、人均財(cái)政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）和人均儲(chǔ)蓄存款額（X5）對(duì)生活必需品消費(fèi)支出比重（Y1）的回歸模型，通過(guò)最小二乘法建立形如Y1=c+β1X1+β2X3+β3X4+β4X5的回歸方程，得到回歸模型為Y1=0.749X1+2.301X4-0.389X5（回歸估計(jì)結(jié)果如表4所示）。從最優(yōu)回歸估計(jì)的擬合結(jié)果來(lái)看，模型擬合效果符合規(guī)定，其可決系數(shù)R2=0.692900，表明生活必需品消費(fèi)比重（Y1）變化的69.29%可由人均可支配收入（X1）、撫養(yǎng)比率（X4）和人均儲(chǔ)蓄存款額（X5）來(lái)共同解釋?zhuān)磺以?%的顯著水平下，參數(shù)β1、β3、β4對(duì)應(yīng)的t檢驗(yàn)均呈顯著。

表4 變量Y1影響因素模型的回歸估計(jì)結(jié)果

（2）協(xié)整檢驗(yàn)

雖然生活必需品消費(fèi)比重（Y1）、人均可支配收入（X1）、撫養(yǎng)比率（X4）和人均儲(chǔ)蓄存款額（X5）這三個(gè)序列都為一階單整序列，它們各自呈現(xiàn)不同的長(zhǎng)期浮動(dòng)規(guī)律，但它們也有可能存在某一種長(zhǎng)時(shí)間穩(wěn)定的聯(lián)系，即協(xié)整關(guān)系。所以，對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，進(jìn)而得出指標(biāo)變量是不是具有協(xié)整關(guān)系的結(jié)論。在上述采用最小二乘法得到的回歸模型中，通過(guò)計(jì)算預(yù)測(cè)值得到殘差序列et，并進(jìn)行單位根ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。

表5 變量Y1殘差序列et的單位根ADF檢驗(yàn)

從上述單位根檢驗(yàn)結(jié)果中可以得出，單位根檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值為-3.880170，明顯低于顯著水平為1%的臨界值，說(shuō)明顯著性水平為1%時(shí)，可認(rèn)為該殘差序列為平穩(wěn)的時(shí)間序列，表明生活必需品消費(fèi)比重（Y1）、人均可支配收入（X1）、撫養(yǎng)比率（X4）和人均儲(chǔ)蓄存款額（X5）具有協(xié)整關(guān)系。

估計(jì)出來(lái)的協(xié)整關(guān)系式為：

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，殘差項(xiàng)是穩(wěn)定的，生活必需品消費(fèi)比重（Y1）、人均可支配收入（X1）、撫養(yǎng)比率（X4）和人均儲(chǔ)蓄存款額（X5）是（1，1）階協(xié)整的，因此它們存在某種長(zhǎng)時(shí)間穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

（3）誤差修正的模型建立

根據(jù)上述分析結(jié)果可以得知，生活必需品消費(fèi)支出比重（Y1）、人均可支配收入（X1）、撫養(yǎng)比率（X4）和人均儲(chǔ)蓄存款額（X5）之間具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，由于該模型無(wú)法展示變量間的短期波動(dòng)聯(lián)系，因此通過(guò)創(chuàng)建誤差修正模型來(lái)對(duì)指標(biāo)變量進(jìn)行分析。

將生活必需品消費(fèi)支出比重差分變量D（Y1）作為被解釋變量，人均可支配收入差分變量D（X1）、撫養(yǎng)比率差分變量D（X4）、人均儲(chǔ)蓄存款差分變量D（X5）和滯后一期的誤差修正項(xiàng)ecmt-1作為解釋變量，遵循AIC最大值原則，得到最優(yōu)的誤差修正模型，結(jié)果如表6所示。

表6 誤差修正模型

由表6所知，誤差修正模型為：

從變量的回歸估計(jì)擬合結(jié)果來(lái)看，可決系數(shù)R2=0.683817，DW檢驗(yàn)值為1.952319，誤差修正模型擬合效果符合一般要求。

根據(jù)以上分析證明，吉林省居民生活必需品支出比重差額的浮動(dòng)不僅取決于收入水平差額、撫養(yǎng)比率差額和儲(chǔ)蓄存款差額的變化，而且還有賴(lài)于前一期的生活必需品支出比重差額對(duì)平衡水平的偏差。而誤差修正項(xiàng)ecmt-1的擬合系數(shù)為-1.253，表現(xiàn)出對(duì)偏差的改進(jìn)，改進(jìn)程度取決于上一期的偏差情況。由于誤差修正項(xiàng)的系數(shù)小于零，當(dāng)生活必需品在短時(shí)間內(nèi)的浮動(dòng)與其長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)的平衡點(diǎn)存在偏差時(shí)，誤差修正項(xiàng)將以其系數(shù)絕對(duì)值大小的力度對(duì)其進(jìn)行負(fù)向調(diào)整。從回歸系數(shù)的大小可以看出，撫養(yǎng)比率差額和人均可支配收入差額的變動(dòng)對(duì)生活必需品消費(fèi)支出比重差額變動(dòng)的影響較大，在其它影響條件恒定的狀況下，每增加一單位撫養(yǎng)比率差額和一單位人均可支配收入差額，分別增加3.213和1.003單位的生活必需品消費(fèi)支出比重差額；而人均儲(chǔ)蓄存款差額相對(duì)影響較小，每增加一單位人均儲(chǔ)蓄存款差額，相應(yīng)會(huì)減少0.489單位的生活必需品消費(fèi)支出比重差額。

2.醫(yī)療保健支出比重的影響因素模型

（1）建立回歸模型

根據(jù)表1中的2004—2016年的13組數(shù)據(jù)，建立人均可支配收入（X1）、人均財(cái)政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）和人均儲(chǔ)蓄存款額（X5）對(duì)醫(yī)療保健支出比重（Y2）的回歸模型，通過(guò)最小二乘法建立形如Y2=c1+β1X1+β2X5+e1t,，X3=c2+β3X4+e2t的最優(yōu)回歸方程，得到兩個(gè)回歸方程分別為Y2=7.436+0.117X1-0.032X5（回歸估計(jì)結(jié)果如下表7所示），X3=-447.052+15.745X4（回歸估計(jì)結(jié)果如表8所示）。從模型回歸估計(jì)結(jié)果①來(lái)看，可決系數(shù)R2=0.910078，方程擬合效果很好；且通過(guò)方程在1%的顯著水平下的模型檢驗(yàn)；在5%的顯著水平下，參數(shù)c1、β1、β2對(duì)應(yīng)的t檢驗(yàn)也均呈顯著。從模型回歸估計(jì)結(jié)果②來(lái)看，其中可決系數(shù)R2=0.505269，方程擬合效果符合一般標(biāo)準(zhǔn)；對(duì)方程整體的回歸檢驗(yàn)，即F檢驗(yàn)的伴隨概率為0.006457，在1%的顯著水平下，方程的顯著性檢驗(yàn)，即F檢驗(yàn)通過(guò)；且在5%的顯著水平下，參數(shù)c2、β3對(duì)應(yīng)的t檢驗(yàn)也均呈顯著。

表7 變量Y2影響因素模型的回歸估計(jì)結(jié)果①

表8 變量X3的回歸估計(jì)結(jié)果②

（2）協(xié)整檢驗(yàn)

在上述采用最小二乘法得到的回歸模型中，通過(guò)計(jì)算預(yù)測(cè)值得到殘差序列et1和et2，并進(jìn)行單位根ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如表9、表10所示。

表9 變量Y2殘差序列et1的單位根ADF檢驗(yàn)

表10 變量X3殘差序列et2的單位根ADF檢驗(yàn)

分析上述單位根ADF檢驗(yàn)結(jié)果，單位根檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值分別為-4.992268和 -2.586827，均小于顯著水平為5%的臨界值，說(shuō)明顯著水平為5%時(shí)，可認(rèn)為殘差序列為平穩(wěn)時(shí)間序列，表明序列醫(yī)療保健支出比重（Y2）和人均可支配收入（X1）、人均財(cái)政支出額（X3）撫養(yǎng)比率（X4）、人均儲(chǔ)蓄存款額（X5）具有協(xié)整關(guān)系。

估計(jì)出來(lái)的協(xié)整關(guān)系式為：

即：et=Y2-439.616-0.117X1+X3-15.745X4+0.032X5

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，殘差項(xiàng)是穩(wěn)定的，醫(yī)療保健支出比重（Y2）、人均可支配收入（X1）、人均財(cái)政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）、人均儲(chǔ)蓄存款額（X5）存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

（3）誤差修正的模型建立

由以上剖析結(jié)果能夠得知，醫(yī)療保健消費(fèi)支出比重（Y2）、人均可支配收入額（X1）、人均財(cái)政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）和人均儲(chǔ)蓄存款額（X5）之間具有長(zhǎng)時(shí)期的穩(wěn)定聯(lián)系，而為了了解變量在短時(shí)期內(nèi)的變動(dòng)聯(lián)系，則使用誤差修正模型來(lái)分析。

將醫(yī)療保健支出比重差分變量列D（Y2）作為被解釋變量，人均可支配收入差分變量D（X1）、人均財(cái)政支出差分變量D（X3）、撫養(yǎng)比率差分變量D（X4）、人均儲(chǔ)蓄存款差分D（X5）、前一期的醫(yī)療保健支出比重差分變量D（Y2（-1））和其對(duì)均衡水平的偏離ecmt-1作為解釋變量，遵循AIC最大值原則，得出最優(yōu)誤差修正模型，如表11所示。

表11 誤差修正模型

由表11所知，誤差修正模型為：

從回歸估計(jì)結(jié)果來(lái)看，可決系數(shù)R2=0.756058，DW檢驗(yàn)值為2.778938，誤差修正模型擬合效果較好。

根據(jù)以上分析表明，居民醫(yī)療保健支出比重差額的變動(dòng)取決于人均可支配收入差額、撫養(yǎng)比率差額、人均儲(chǔ)蓄存款差額、前一期的醫(yī)療保健支出比重差額和其對(duì)均衡水平的偏離。誤差修正項(xiàng)ecmt-1的擬合系數(shù)為0.025，表現(xiàn)出對(duì)偏差的改進(jìn)。由于誤差修正項(xiàng)的系數(shù)大于零，當(dāng)醫(yī)療保健支出額的短時(shí)間浮動(dòng)與其長(zhǎng)時(shí)間的平衡點(diǎn)存在偏差時(shí)，誤差修正項(xiàng)將以其系數(shù)絕對(duì)值大小的力度對(duì)其進(jìn)行正向調(diào)整。從回歸系數(shù)的大小可以看出，各影響因素對(duì)醫(yī)療保健支出比重差額的影響程度較為平均，且僅人均可支配收入差額和人均財(cái)政支出差額對(duì)醫(yī)療保健支出比重存在正向影響。

3.教育文化娛樂(lè)支出比重的影響因素模型

（1）建立回歸模型

根據(jù)表1中的2004—2016年的13組數(shù)據(jù)，建立人均可支配收入（X1）、人均財(cái)政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）和人均儲(chǔ)蓄存款額（X5）對(duì)教育文化娛樂(lè)支出比重（Y3）的回歸模型，通過(guò)最小二乘法建立 形 如Y3=c1+β1X3+β2X4+et1，X5=c2+β3X1+e2t的 回 歸 方 程 ，得 到 最 優(yōu) 回 歸 方 程 分 別 為Y3=-15.670-0.030X3+0.974X4（回歸估計(jì)結(jié)果如表12所示），X5=-30.001+2.209X1（回歸估計(jì)結(jié)果如表13所示）。從模型回歸估計(jì)結(jié)果①來(lái)看，可決系數(shù)R2=0.676181，方程擬合效果符合一般方程回歸估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)；β1和β2對(duì)應(yīng)的t檢驗(yàn)值分別為-3.085956和4.564081，其伴隨概率分別為0.0115和0.0010，在5%的顯著水平下，則拒絕回歸系數(shù)等于0的原假設(shè)，表明自變量人均財(cái)政支出額（X3）和撫養(yǎng)比率（X4）分別對(duì)因變量教育文化娛樂(lè)支出比重（Y3）的影響是顯著的；而對(duì)于方程的顯著性檢驗(yàn)，即F檢驗(yàn)的伴隨概率為0.003560，F(xiàn)檢驗(yàn)通過(guò)。從模型回歸估計(jì)結(jié)果②來(lái)看，可決系數(shù)R2=0.977623，模型擬合效果較好；且F檢驗(yàn)的伴隨概率為0.000000，當(dāng)顯著水平為1%時(shí)，方程F檢驗(yàn)通過(guò)，該回歸模型顯著。

表12 變量Y3影響因素模型的回歸估計(jì)結(jié)果①

表13 變量X5的回歸估計(jì)結(jié)果②

（2）協(xié)整檢驗(yàn)

在上述采用最小二乘法得到的回歸模型中，通過(guò)計(jì)算預(yù)測(cè)值得到殘差序列et1和et2，并進(jìn)行單位根ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表14、表15所示。

表14 變量Y3的殘差序列et1的單位根ADF檢驗(yàn)

表15 變量X5的殘差序列et2的單位根ADF檢驗(yàn)

根據(jù)以上單位根ADF檢驗(yàn)結(jié)果得出結(jié)論，當(dāng)顯著水平為5%時(shí)，均會(huì)拒絕殘差序列為非平穩(wěn)時(shí)間序列的原假設(shè)，表明序列教育文化娛樂(lè)支出比重（Y3）、人均可支配收入（X1）、人均財(cái)政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）和人均儲(chǔ)蓄存款額（X5）具有協(xié)整關(guān)系。

估計(jì)出來(lái)的協(xié)整關(guān)系式為：

即：et=Y3+45.672-2.209X1+0.030X3-0.974X4+X5

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，殘差項(xiàng)是穩(wěn)定的，因此教育文化娛樂(lè)支出比重（Y3）、人均可支配收入（X1）、人均財(cái)政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）和人均儲(chǔ)蓄存款額（X5）存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

（3）誤差修正的模型建立

運(yùn)用誤差修正模型的建立來(lái)剖析變量在較短時(shí)期里的動(dòng)態(tài)變動(dòng)聯(lián)系。將教育文化娛樂(lè)支出比重差分變量D（Y3）作為被解釋變量，當(dāng)期與前一期的人均可支配收入差分變量D（X1）和D（X1（-1））、人均財(cái)政支出差分變量D（X3）、撫養(yǎng)比率差分變量D（X4）、人均儲(chǔ)蓄存款差分變量D（X5）、前一期的教育文化娛樂(lè)支出比重差分變量D（Y3（-1））和其對(duì)均衡水平的偏離ecmt-1作為解釋變量，遵循AIC最大值原則，獲得最優(yōu)誤差修正模型，如表16所示。

由表16所知，誤差修正模型為：

從模型回歸估計(jì)擬合結(jié)果來(lái)看，可決系數(shù)R2=0.906572，且當(dāng)顯著水平為5%時(shí)，系數(shù)對(duì)應(yīng)的t檢驗(yàn)和方程的F檢驗(yàn)均顯著，方程估計(jì)效果較好。

上述分析表明，居民教育文化娛樂(lè)支出比重差額的變化有賴(lài)于當(dāng)期和前一期人均可支配收入差額、撫養(yǎng)比率差額、人均儲(chǔ)蓄存款差額、前一期的教育文化娛樂(lè)支出比重與其對(duì)均衡水平的偏差。由于誤差修正系數(shù)值為0.095，表現(xiàn)對(duì)偏差的改進(jìn)。由于誤差修正系數(shù)大于零，當(dāng)教育文化娛樂(lè)支出比重在較短時(shí)期浮動(dòng)與長(zhǎng)時(shí)期均衡點(diǎn)偏差較大時(shí)，系統(tǒng)就以修正系數(shù)絕對(duì)值大小的力度對(duì)其進(jìn)行正向修整。從回歸系數(shù)的大小可以看出，教育文化娛樂(lè)支出比重差額變動(dòng)受撫養(yǎng)比率差額和前一期的教育文化娛樂(lè)支出比重差額影響較大，在其它影響因素不變的狀況下，每增加一單位撫養(yǎng)比率差額和一單位前一期教育文化娛樂(lè)支出比重差額，分別增加1.442和-1.079單位的教育文化娛樂(lè)支出比重差額。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

1.吉林省居民整體消費(fèi)行為態(tài)勢(shì)良好，但仍存在缺陷，有待于優(yōu)化

本文分析發(fā)現(xiàn)，吉林省城鄉(xiāng)居民用于食品消費(fèi)支出、衣著上的消費(fèi)支出比重顯現(xiàn)出下降的態(tài)勢(shì)，而用于交通通訊、教育文化娛樂(lè)的支出比重則逐年上升，說(shuō)明消費(fèi)形態(tài)越來(lái)越多樣化，居民愈加重視生活質(zhì)量，向往充實(shí)的精神生活；但食品類(lèi)別的消費(fèi)支出數(shù)量仍是總消費(fèi)支出的主體部分，說(shuō)明在消費(fèi)支出中，居民仍需將大部分消費(fèi)支出額用于滿(mǎn)足居民生活必需品的消耗，消費(fèi)結(jié)構(gòu)有待于優(yōu)化。

2.居民生活必需品支出比重變化受收入水平、人口結(jié)構(gòu)和消費(fèi)觀念的影響

通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)得出生活必需品消費(fèi)支出比重（Y1）和人均可支配收入（X1）、撫養(yǎng)比率（X4）、人均儲(chǔ)蓄存款額（X5）變量具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但其與消費(fèi)品價(jià)格因素?zé)o關(guān)。其中生活必需品消費(fèi)支出比重與人均可支配收入和撫養(yǎng)比率成正相關(guān)，而與人均儲(chǔ)蓄存款額成負(fù)相關(guān)。說(shuō)明我省人均可支配收入越多、人口老齡化越嚴(yán)重，用于生活必須品支出的比重越高；而人均儲(chǔ)蓄存款額越多，用于生活必需品支出比重越低，居民生活水平越高。

3.居民醫(yī)療保健支出比重變化受收入水平、經(jīng)濟(jì)政策、人口結(jié)構(gòu)和消費(fèi)觀念的影響

通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)得出醫(yī)療保健支出比重（Y2）和人均可支配收入（X1）、人均財(cái)政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）、人均儲(chǔ)蓄存款額（X5）具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。其中醫(yī)療保健支出比重與人均可支配收入和撫養(yǎng)比率成正相關(guān)，而與人均財(cái)政支出額和人均儲(chǔ)蓄存款額成負(fù)相關(guān)。說(shuō)明居民收入越高，人口老齡化越嚴(yán)重，用于居民醫(yī)療保健消費(fèi)支出數(shù)量的比重越大，但不可認(rèn)為人口老齡化有利于優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)，撫養(yǎng)比率的增長(zhǎng)會(huì)促進(jìn)醫(yī)療費(fèi)用的支出，但卻不是因注重醫(yī)療保健而致使該費(fèi)用的增加；而政府財(cái)政支出額和居民人均儲(chǔ)蓄存款額越多，用于醫(yī)療保健支出的比重越低。

4.居民教育文化娛樂(lè)支出比重變化受收入水平、經(jīng)濟(jì)政策、人口結(jié)構(gòu)和消費(fèi)觀念的影響

通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)得出教育文化娛樂(lè)支出比重（Y3）和人均可支配收入（X1）、人均財(cái)政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）、人均儲(chǔ)蓄存款額（X5）存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。其中教育文化娛樂(lè)支出比重與人均可支配收入和撫養(yǎng)比率成正比，而與人均財(cái)政支出額和人均儲(chǔ)蓄存款額成反比，因此，該影響因素對(duì)醫(yī)療保健支出數(shù)量比重和教育文化娛樂(lè)支出數(shù)量比重的作用方向一致。

（二）建議

1.改善收入分配機(jī)制，縮小居民間的收入分配差距

吉林省居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)狀況存在一定缺陷，究其根源，這是由于居民間的較大的收入差距造成的。因此，盡力減小居民間的收入分配差距是一個(gè)重要解決方法。任意區(qū)域的發(fā)展都離不開(kāi)政府的政策支持，政府應(yīng)放松對(duì)貧困地區(qū)的管制，保障貧困地區(qū)的根本收入來(lái)源，優(yōu)化其生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，加速小康社會(huì)的建設(shè)步伐，在遵循一個(gè)都不能少的基本原則上，進(jìn)行全面小康社會(huì)的建設(shè)。

2.政策性適當(dāng)減少政府財(cái)政支出，引導(dǎo)居民進(jìn)行合理消費(fèi)

人均財(cái)政支出數(shù)量是影響居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)狀況的重要要素，該要素對(duì)醫(yī)療保健支出數(shù)量比重和教育文化娛樂(lè)支出數(shù)量比重的影響程度不盡相同，卻對(duì)其具有相同的作用方向，即財(cái)政支出變化對(duì)醫(yī)療保健支出比重和教育文化娛樂(lè)支出比重變化均具有反向作用。因此，政府應(yīng)適當(dāng)縮小財(cái)政支出數(shù)量以促使消費(fèi)結(jié)構(gòu)情況趨向于較為理想的方向發(fā)展。但要遵循適度的原則，這是由于財(cái)政支出的增加并不是嚴(yán)重阻礙了消費(fèi)結(jié)構(gòu)的發(fā)展，而是幫助居民承擔(dān)一定消費(fèi)支出費(fèi)用。

3.調(diào)整人口結(jié)構(gòu)，有效遏制人口老齡化的現(xiàn)象

目前我國(guó)人口老齡化現(xiàn)象嚴(yán)重，勞動(dòng)力人口負(fù)擔(dān)較重，居民無(wú)法滿(mǎn)足對(duì)物質(zhì)、精神、文化更深層次的要求。因而政府相關(guān)部門(mén)應(yīng)采取行動(dòng)，有效遏制人口老齡化的現(xiàn)象，減小居民生活必需品支出比重，提高居民生活水平，達(dá)到更為合理的消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

4.逐漸轉(zhuǎn)變居民消費(fèi)觀念，減少居民儲(chǔ)蓄存款額

在影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)的因素中，居民的消費(fèi)觀念也是至關(guān)重要的，其可引導(dǎo)居民進(jìn)行消費(fèi)。而儲(chǔ)蓄存款額的狀況是居民消費(fèi)觀念的側(cè)面反映，減少居民儲(chǔ)蓄存款額有利于優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)。我國(guó)崇尚節(jié)儉，這也是我國(guó)的優(yōu)秀文化傳統(tǒng)，這同我國(guó)供不應(yīng)求的經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)的歷史是有關(guān)的，而如今我國(guó)居民生活水平明顯進(jìn)步，商品市場(chǎng)已轉(zhuǎn)為供過(guò)于求，居民不必再“過(guò)度節(jié)儉”，應(yīng)在正常消費(fèi)情況下增加需求來(lái)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)。