吉林省居民消費結(jié)構(gòu)及影響因素分析

李慶國，曲媛媛

（1.吉林省統(tǒng)計科學研究所，吉林 長春 130000；2.吉林財經(jīng)大學 統(tǒng)計學院，吉林 長春 130117）

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

吉林省是我國的農(nóng)業(yè)大省，現(xiàn)階段總?cè)丝谶_2 645.5萬人。自實行對外開放和對內(nèi)改革政策以來，該省經(jīng)濟規(guī)模不斷擴大，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，消費結(jié)構(gòu)得以逐步優(yōu)化。[2]但是，隨著經(jīng)濟制度的改革，許多因素諸如收入水平、消費品價格、經(jīng)濟政策等不同程度地影響著吉林省居民消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。目前，與我國發(fā)展情況較好省份的居民消費結(jié)構(gòu)和消費水平相比較，吉林省居民消費情況仍存在很大不足。因此，在我國遵循一個都不能少的原則基礎(chǔ)上，在即將全面建成社會主義小康社會的背景下，探究吉林省居民消費結(jié)構(gòu)的影響因素成為解決現(xiàn)實問題的一個重大的理論依據(jù)。

一、吉林省居民消費結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀研究

（一）吉林省居民消費支出變動的基本情況

近年來，吉林省每人每年消費支出總體上出現(xiàn)遞增趨向。如圖1所示，居民每人每年消費數(shù)量從2004年的4 114.30元增長到2016年的15 537.26元，增長幅度較大，其年均增長比率已達至11.71%。從各項支出的數(shù)量觀察，各年食物花費金額最多，并遠遠高于其它項目的花費金額；而對衣著、居住、交通和通訊、教育文化娛樂和醫(yī)療保健等各類別在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，各類別的消費支出數(shù)量出現(xiàn)較大差異，其中居住支出數(shù)量劇增，快速拉開與衣著、交通和通訊、教育文化娛樂等項目支出數(shù)量的差距，至2016年間，年均增長率高達19.69%；而交通和通訊、教育文化娛樂和醫(yī)療保健等項目的支出數(shù)量則呈穩(wěn)步增加的趨勢，增長速度緩慢。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；同時居民對交通和通訊、教育文化娛樂和醫(yī)療保健類別的支出數(shù)量也越來越樂觀。

圖1 2004-2016年吉林省居民各消費類別支出情況

（二）居民各消費類別支出比重的基本情況

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

圖2 2016年吉林省居民消費結(jié)構(gòu)情況

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

（三）居民整體生活水平的發(fā)展態(tài)勢

根據(jù)消費特點，當可支配收入相對較少時，居民用以吃穿支出的比例較高，需要用大部分收入滿足基本生活，而隨著收入狀況的好轉(zhuǎn)，居民用于生活必需品消費支出的比例會下滑，而其它如滿足精神文化等方面的支出比例會增長，從而生活質(zhì)量有所上升，更好地滿足人們對精神文明的向往。[3]步入21世紀以來，居民家庭恩格爾系數(shù)逐年降低，居民消費結(jié)構(gòu)進入新時期，而居民也從滿足溫飽的基礎(chǔ)階段進入到注重生活質(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%，住戶生活態(tài)勢良好。[4]盡管居民各類別消費支出額明顯增加，對精神文明和生活質(zhì)量的要求不斷提升，消費結(jié)構(gòu)日趨樂觀，但增長較為緩慢，且食品項支出數(shù)量仍是消費支出總量的主要部分，說明在日常消費中，居民仍需將大部分消費支出額用于滿足生活必需品的消耗，消費結(jié)構(gòu)有待于進一步優(yōu)化。

二、居民消費結(jié)構(gòu)影響因素的實證結(jié)果分析

（一）指標變量的選擇

居民的消費結(jié)構(gòu)是指其在滿足日常生活所需的情況下，所消費的各項支出的比例關(guān)系，它是一個復雜的系統(tǒng)，受到許多要素的推動和限制，本文從收入水平、消費品價格、經(jīng)濟政策、人口結(jié)構(gòu)、消費觀念等方面探究居民消費結(jié)構(gòu)的影響因素。

1.收入水平

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

2.消費品價格

消費價格指數(shù)是指居民購進日常必需品的價格變化的相對情況，是衡量消費品價格變化的基本指標。居民消費價格指數(shù)能夠清晰地表示生活中日常所需消費品的價格水平情況。

3.經(jīng)濟政策

經(jīng)濟政策是指一國相關(guān)部門為達到某一經(jīng)濟水平而制訂和實施的經(jīng)濟策略。在各種政策方法中，財政支出政策往往必不可少，它是政府通過增加或減少財政支出數(shù)量，展現(xiàn)消費政策的宏觀傾向，從而引導居民進行消費。本文引入政府的年度人均財政支出額作為權(quán)衡同一時期經(jīng)濟政策的指標。

4.人口結(jié)構(gòu)

人口結(jié)構(gòu)是指一個國家或地區(qū)在某一特定時點上的年齡分布情況，可以反映出該區(qū)域的整體經(jīng)濟狀況，該地區(qū)勞動人口所占總?cè)丝诒壤礁撸f明該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展越健康，對優(yōu)化消費結(jié)構(gòu)起著正向推動作用。本文引入撫養(yǎng)比率指標，即未成年與老年人口的總撫養(yǎng)比率，將其引入消費結(jié)構(gòu)影響因素的分析中。

5.消費觀念

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

（二）數(shù)據(jù)來源

本文對吉林省居民的消費結(jié)構(gòu)狀況影響因素進行分析，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年吉林省居民消費結(jié)構(gòu)和影響因素指標

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

（三）單位根檢驗

在現(xiàn)實生活中，由于大多數(shù)時間序列都是不平穩(wěn)的，為了避免出現(xiàn)偽回歸的情況，在采取相關(guān)關(guān)系檢驗之前，需要對其平穩(wěn)性進行檢驗，來考察結(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)。消費結(jié)構(gòu)變量序列和影響因素變量序列的單位根ADF檢驗結(jié)果如表2、表3所示。

針對吉林省居民消費結(jié)構(gòu)變量進行單位根ADF檢驗，結(jié)果如表2所示。在5%的顯著水平下，生活必需品消費支出比重（Y1）、醫(yī)療保健支出比重（Y2）和教育文化娛樂支出比重（Y3）的原變量序列本身均呈非平穩(wěn)狀態(tài)，因此，不可直接進行回歸分析。但該變量經(jīng)過一階差分后，p值均以小于5%的顯著水平來拒絕變量非平穩(wěn)的原假設(shè)。因此，反映吉林省居民消費結(jié)構(gòu)的三個變量在經(jīng)過一階差分后，均為平穩(wěn)的時間序列。

針對吉林省居民消費結(jié)構(gòu)的影響因素變量進行單位根ADF檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。僅有消費價格指數(shù)（X2）序列的概率p值小于5%的顯著水平，即僅消費價格指數(shù)（X2）原序列本身平穩(wěn)；再對人均可支配收入（X1）、人均財政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）、人均儲蓄存款額（X5）進行一階差分后的平穩(wěn)性檢驗，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）、人均財政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）和人均儲蓄存款額（X5）經(jīng)過一階差分后的序列呈平穩(wěn)狀態(tài)。

表2 消費結(jié)構(gòu)變量序列的單位根ADF檢驗結(jié)果

表3 影響因素變量序列的單位根ADF檢驗結(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)過一階差分的消費結(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，消費結(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，生活必需品消費支出比重（Y1）、醫(yī)療保健支出比重（Y2）、教育文化娛樂支出比重（Y3）分別和人均可支配收入（X1）、人均財政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）、人均儲蓄存款額（X5）可能是協(xié)整的，存在某種長期均衡關(guān)系。[5]而對影響因素消費價格指數(shù)（X2）變量，其與反映消費結(jié)構(gòu)狀況的變量并不存在某種長時間穩(wěn)定的平衡關(guān)系。因此，需要對一階單整序列進行模型建立和進一步的協(xié)整檢驗。

（四）模型的建立與分析

1.生活必需品消費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）、人均財政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）和人均儲蓄存款額（X5）對生活必需品消費支出比重（Y1）的回歸模型，通過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（回歸估計結(jié)果如表4所示）。從最優(yōu)回歸估計的擬合結(jié)果來看，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）和人均儲蓄存款額（X5）來共同解釋；且在5%的顯著水平下，參數(shù)β1、β3、β4對應(yīng)的t檢驗均呈顯著。

表4 變量Y1影響因素模型的回歸估計結(jié)果

（2）協(xié)整檢驗

雖然生活必需品消費比重（Y1）、人均可支配收入（X1）、撫養(yǎng)比率（X4）和人均儲蓄存款額（X5）這三個序列都為一階單整序列，它們各自呈現(xiàn)不同的長期浮動規(guī)律，但它們也有可能存在某一種長時間穩(wěn)定的聯(lián)系，即協(xié)整關(guān)系。所以，對其進行協(xié)整檢驗，進而得出指標變量是不是具有協(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，通過計算預(yù)測值得到殘差序列et，并進行單位根ADF檢驗，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

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

估計出來的協(xié)整關(guān)系式為：

協(xié)整檢驗結(jié)果表明，殘差項是穩(wěn)定的，生活必需品消費比重（Y1）、人均可支配收入（X1）、撫養(yǎng)比率（X4）和人均儲蓄存款額（X5）是（1，1）階協(xié)整的，因此它們存在某種長時間穩(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，生活必需品消費支出比重（Y1）、人均可支配收入（X1）、撫養(yǎng)比率（X4）和人均儲蓄存款額（X5）之間具有長期的均衡關(guān)系，由于該模型無法展示變量間的短期波動聯(lián)系，因此通過創(chuàng)建誤差修正模型來對指標變量進行分析。

將生活必需品消費支出比重差分變量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）、人均儲蓄存款差分變量D（X5）和滯后一期的誤差修正項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：

從變量的回歸估計擬合結(jié)果來看，可決系數(shù)R2=0.683817，DW檢驗值為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不僅取決于收入水平差額、撫養(yǎng)比率差額和儲蓄存款差額的變化，而且還有賴于前一期的生活必需品支出比重差額對平衡水平的偏差。而誤差修正項ecmt-1的擬合系數(shù)為-1.253，表現(xiàn)出對偏差的改進，改進程度取決于上一期的偏差情況。由于誤差修正項的系數(shù)小于零，當生活必需品在短時間內(nèi)的浮動與其長時間內(nèi)的平衡點存在偏差時，誤差修正項將以其系數(shù)絕對值大小的力度對其進行負向調(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對生活必需品消費支出比重差額變動的影響較大，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支出比重差額；而人均儲蓄存款差額相對影響較小，每增加一單位人均儲蓄存款差額，相應(yīng)會減少0.489單位的生活必需品消費支出比重差額。

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）、人均財政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）和人均儲蓄存款額（X5）對醫(yī)療保健支出比重（Y2）的回歸模型，通過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，得到兩個回歸方程分別為Y2=7.436+0.117X1-0.032X5（回歸估計結(jié)果如下表7所示），X3=-447.052+15.745X4（回歸估計結(jié)果如表8所示）。從模型回歸估計結(jié)果①來看，可決系數(shù)R2=0.910078，方程擬合效果很好；且通過方程在1%的顯著水平下的模型檢驗；在5%的顯著水平下，參數(shù)c1、β1、β2對應(yīng)的t檢驗也均呈顯著。從模型回歸估計結(jié)果②來看，其中可決系數(shù)R2=0.505269，方程擬合效果符合一般標準；對方程整體的回歸檢驗，即F檢驗的伴隨概率為0.006457，在1%的顯著水平下，方程的顯著性檢驗，即F檢驗通過；且在5%的顯著水平下，參數(shù)c2、β3對應(yīng)的t檢驗也均呈顯著。

表7 變量Y2影響因素模型的回歸估計結(jié)果①

表8 變量X3的回歸估計結(jié)果②

（2）協(xié)整檢驗

在上述采用最小二乘法得到的回歸模型中，通過計算預(yù)測值得到殘差序列et1和et2，并進行單位根ADF檢驗，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

表10 變量X3殘差序列et2的單位根ADF檢驗

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

估計出來的協(xié)整關(guān)系式為：

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

協(xié)整檢驗結(jié)果表明，殘差項是穩(wěn)定的，醫(yī)療保健支出比重（Y2）、人均可支配收入（X1）、人均財政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）、人均儲蓄存款額（X5）存在一個長期穩(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)療保健消費支出比重（Y2）、人均可支配收入額（X1）、人均財政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）和人均儲蓄存款額（X5）之間具有長時期的穩(wěn)定聯(lián)系，而為了了解變量在短時期內(nèi)的變動聯(lián)系，則使用誤差修正模型來分析。

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）、人均財政支出差分變量D（X3）、撫養(yǎng)比率差分變量D（X4）、人均儲蓄存款差分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：

從回歸估計結(jié)果來看，可決系數(shù)R2=0.756058，DW檢驗值為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取決于人均可支配收入差額、撫養(yǎng)比率差額、人均儲蓄存款差額、前一期的醫(yī)療保健支出比重差額和其對均衡水平的偏離。誤差修正項ecmt-1的擬合系數(shù)為0.025，表現(xiàn)出對偏差的改進。由于誤差修正項的系數(shù)大于零，當醫(yī)療保健支出額的短時間浮動與其長時間的平衡點存在偏差時，誤差修正項將以其系數(shù)絕對值大小的力度對其進行正向調(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政支出差額對醫(yī)療保健支出比重存在正向影響。

3.教育文化娛樂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）、人均財政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）和人均儲蓄存款額（X5）對教育文化娛樂支出比重（Y3）的回歸模型，通過最小二乘法建立 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（回歸估計結(jié)果如表12所示），X5=-30.001+2.209X1（回歸估計結(jié)果如表13所示）。從模型回歸估計結(jié)果①來看，可決系數(shù)R2=0.676181，方程擬合效果符合一般方程回歸估計標準；β1和β2對應(yīng)的t檢驗值分別為-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)，表明自變量人均財政支出額（X3）和撫養(yǎng)比率（X4）分別對因變量教育文化娛樂支出比重（Y3）的影響是顯著的；而對于方程的顯著性檢驗，即F檢驗的伴隨概率為0.003560，F(xiàn)檢驗通過。從模型回歸估計結(jié)果②來看，可決系數(shù)R2=0.977623，模型擬合效果較好；且F檢驗的伴隨概率為0.000000，當顯著水平為1%時，方程F檢驗通過，該回歸模型顯著。

表12 變量Y3影響因素模型的回歸估計結(jié)果①

表13 變量X5的回歸估計結(jié)果②

（2）協(xié)整檢驗

在上述采用最小二乘法得到的回歸模型中，通過計算預(yù)測值得到殘差序列et1和et2，并進行單位根ADF檢驗，檢驗結(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

表15 變量X5的殘差序列et2的單位根ADF檢驗

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

估計出來的協(xié)整關(guān)系式為：

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

協(xié)整檢驗結(jié)果表明，殘差項是穩(wěn)定的，因此教育文化娛樂支出比重（Y3）、人均可支配收入（X1）、人均財政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）和人均儲蓄存款額（X5）存在一個長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

（3）誤差修正的模型建立

運用誤差修正模型的建立來剖析變量在較短時期里的動態(tài)變動聯(lián)系。將教育文化娛樂支出比重差分變量D（Y3）作為被解釋變量，當期與前一期的人均可支配收入差分變量D（X1）和D（X1（-1））、人均財政支出差分變量D（X3）、撫養(yǎng)比率差分變量D（X4）、人均儲蓄存款差分變量D（X5）、前一期的教育文化娛樂支出比重差分變量D（Y3（-1））和其對均衡水平的偏離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：

從模型回歸估計擬合結(jié)果來看，可決系數(shù)R2=0.906572，且當顯著水平為5%時，系數(shù)對應(yīng)的t檢驗和方程的F檢驗均顯著，方程估計效果較好。

上述分析表明，居民教育文化娛樂支出比重差額的變化有賴于當期和前一期人均可支配收入差額、撫養(yǎng)比率差額、人均儲蓄存款差額、前一期的教育文化娛樂支出比重與其對均衡水平的偏差。由于誤差修正系數(shù)值為0.095，表現(xiàn)對偏差的改進。由于誤差修正系數(shù)大于零，當教育文化娛樂支出比重在較短時期浮動與長時期均衡點偏差較大時，系統(tǒng)就以修正系數(shù)絕對值大小的力度對其進行正向修整。從回歸系數(shù)的大小可以看出，教育文化娛樂支出比重差額變動受撫養(yǎng)比率差額和前一期的教育文化娛樂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支出比重差額，分別增加1.442和-1.079單位的教育文化娛樂支出比重差額。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

1.吉林省居民整體消費行為態(tài)勢良好，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)居民用于食品消費支出、衣著上的消費支出比重顯現(xiàn)出下降的態(tài)勢，而用于交通通訊、教育文化娛樂的支出比重則逐年上升，說明消費形態(tài)越來越多樣化，居民愈加重視生活質(zhì)量，向往充實的精神生活；但食品類別的消費支出數(shù)量仍是總消費支出的主體部分，說明在消費支出中，居民仍需將大部分消費支出額用于滿足居民生活必需品的消耗，消費結(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)和消費觀念的影響

通過協(xié)整檢驗得出生活必需品消費支出比重（Y1）和人均可支配收入（X1）、撫養(yǎng)比率（X4）、人均儲蓄存款額（X5）變量具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但其與消費品價格因素無關(guān)。其中生活必需品消費支出比重與人均可支配收入和撫養(yǎng)比率成正相關(guān)，而與人均儲蓄存款額成負相關(guān)。說明我省人均可支配收入越多、人口老齡化越嚴重，用于生活必須品支出的比重越高；而人均儲蓄存款額越多，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)濟政策、人口結(jié)構(gòu)和消費觀念的影響

通過協(xié)整檢驗得出醫(yī)療保健支出比重（Y2）和人均可支配收入（X1）、人均財政支出額（X3）、撫養(yǎng)比率（X4）、人均儲蓄存款額（X5）具有長期穩(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)，而與人均財政支出額和人均儲蓄存款額成負相關(guān)。說明居民收入越高，人口老齡化越嚴重，用于居民醫(yī)療保健消費支出數(shù)量的比重越大，但不可認為人口老齡化有利于優(yōu)化消費結(jié)構(gòu)，撫養(yǎng)比率的增長會促進醫(yī)療費用的支出，但卻不是因注重醫(yī)療保健而致使該費用的增加；而政府財政支出額和居民人均儲蓄存款額越多，用于醫(yī)療保健支出的比重越低。

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

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

（二）建議

1.改善收入分配機制，縮小居民間的收入分配差距

吉林省居民消費結(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重要解決方法。任意區(qū)域的發(fā)展都離不開政府的政策支持，政府應(yīng)放松對貧困地區(qū)的管制，保障貧困地區(qū)的根本收入來源，優(yōu)化其生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，加速小康社會的建設(shè)步伐，在遵循一個都不能少的基本原則上，進行全面小康社會的建設(shè)。

2.政策性適當減少政府財政支出，引導居民進行合理消費

人均財政支出數(shù)量是影響居民消費結(jié)構(gòu)狀況的重要要素，該要素對醫(yī)療保健支出數(shù)量比重和教育文化娛樂支出數(shù)量比重的影響程度不盡相同，卻對其具有相同的作用方向，即財政支出變化對醫(yī)療保健支出比重和教育文化娛樂支出比重變化均具有反向作用。因此，政府應(yīng)適當縮小財政支出數(shù)量以促使消費結(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，這是由于財政支出的增加并不是嚴重阻礙了消費結(jié)構(gòu)的發(fā)展，而是幫助居民承擔一定消費支出費用。

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

目前我國人口老齡化現(xiàn)象嚴重，勞動力人口負擔較重，居民無法滿足對物質(zhì)、精神、文化更深層次的要求。因而政府相關(guān)部門應(yīng)采取行動，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，達到更為合理的消費結(jié)構(gòu)。

4.逐漸轉(zhuǎn)變居民消費觀念，減少居民儲蓄存款額

在影響消費結(jié)構(gòu)的因素中，居民的消費觀念也是至關(guān)重要的，其可引導居民進行消費。而儲蓄存款額的狀況是居民消費觀念的側(cè)面反映，減少居民儲蓄存款額有利于優(yōu)化消費結(jié)構(gòu)。我國崇尚節(jié)儉，這也是我國的優(yōu)秀文化傳統(tǒng)，這同我國供不應(yīng)求的經(jīng)濟市場的歷史是有關(guān)的，而如今我國居民生活水平明顯進步，商品市場已轉(zhuǎn)為供過于求，居民不必再“過度節(jié)儉”，應(yīng)在正常消費情況下增加需求來拉動經(jīng)濟。