人均消費支出和可支配收入

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

【摘要】本文旨在對1999我國城鎮(zhèn)年人均收入變動對年人均各種消費變動的影響進行實證分析。首先，我們綜合了幾種關(guān)于收入和消費的主要理論觀點；進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軟件對計量模型進行了參數(shù)估計和檢驗，并加以修正。最后，我們對所得的分析結(jié)果作了經(jīng)濟意義的分析，并相應(yīng)提出一些政策建議。一．問題的提出隨著市場經(jīng)濟的穩(wěn)定繁榮和改革開放的深入發(fā)展，我國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。聯(lián)系我國“九五”期間的情況看，政府為加快經(jīng)濟發(fā)展所使用的擴張性財政政策收效明顯，各種金融資產(chǎn)的利率也多次下調(diào)，其結(jié)果使大量儲蓄直接轉(zhuǎn)化為投資，將后期消費轉(zhuǎn)化為當(dāng)期消費，大大激活了商品市場，使其流動性增強。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,短缺經(jīng)濟現(xiàn)象在我國基本消失,價格機制在資源配置中開始發(fā)揮基礎(chǔ)性調(diào)節(jié)作用,市場供不應(yīng)求的商品已很少見,供過于求的商品不斷增加,價格開始出現(xiàn)持續(xù)下降。我國城鎮(zhèn)居民收入高,消費量大,商品化程度高,其消費對農(nóng)村居民有一定的示范作用,在消費結(jié)構(gòu)的研究中占有重要的地位,因而研究分析城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)及特征,對拓寬消費品市場渠道,確定經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略,適時調(diào)整和正確引導(dǎo)居民消費方向,促進經(jīng)濟增長具有重大意義。與此同時，改革開放以來的經(jīng)濟在從計劃向市場轉(zhuǎn)型的過程中，人民的消費水平、結(jié)構(gòu)都發(fā)生了很大變化。在90年代后期我國更是首次出現(xiàn)了有效需求嚴重不足的狀況，影響我國消費的因素就更成了一個熱點問題。針對這種現(xiàn)象，本文收集了我國“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)，并加以實證分析及比較對比分析，分析我國“九五”政策對我國經(jīng)濟發(fā)展的影響。二．經(jīng)濟理論陳述<一>.西方經(jīng)濟學(xué)中關(guān)于消費與收入決定關(guān)系的有關(guān)理論假說（一）凱恩斯絕對收入假說對于有（1），即會隨收入的而增長，但其增量小于收入增量。（2），即由可知有，即收入的平均消費傾向遞減。絕對收入假說下的消費函數(shù)通常采用線性形式，此時，函數(shù)符合假說和（二）杜森貝利相對收入假說1．由于消費的示范效應(yīng)，消費支出不僅受消費者自身收入影響，而且受他人消費支出和收入影響。2．由于消費的棘輪效應(yīng)，消費支出不僅受消費者當(dāng)前收入影響，而且受他過去收入和消費支出影響，尤其受具高峰時期收入和消費支出影響。即表示過去最高消費水平，對有其中表示過去最高收入水平。（三）弗里德曼持久性收入假說該假說把收入分解為持久性收入和暫時性收入，把分解為持久性消費和暫時性消費，有，假定：1．從而2．，其中，是由利息率，消費者非人力資本財富其他因素決定的，認為通常是相對穩(wěn)定的常數(shù)。3.與，與，與不相關(guān)，即，，，從而，因此，進而有。所以：消費函數(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消費函數(shù)的修正形成或弱形式?！炊?有關(guān)消費結(jié)構(gòu)對居民消費影響的理論（一）消費結(jié)構(gòu)是消費者為滿足不同方面的需要，用于不同方面的消費支出在總消費支出中所占的比例關(guān)系。它是居民消費行為的重要內(nèi)容。消費結(jié)構(gòu)根本上說是由生產(chǎn)力發(fā)展水平?jīng)Q定的同時，又反過來對生產(chǎn)力發(fā)展水平產(chǎn)生重要影響。研究居民消費結(jié)構(gòu)，對于正確引導(dǎo)消費，實現(xiàn)消費結(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)，以促進經(jīng)濟發(fā)展有重要意義。西方經(jīng)濟學(xué)家對消費支出的分類，一般有以下3種，按吃、穿、住、用劃分；按消費對象基本屬性劃分，分為非耐用消費品、耐用消費品、勞務(wù)按消費的社會功能分為生理消費和社會消費。消費結(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)=，作為衡量個人家庭消費結(jié)構(gòu)，以至一國居民消費結(jié)構(gòu)變化的指標(biāo)，也成為衡量富國、窮國的標(biāo)準(zhǔn)，一般也隨著收入的增加，恩系趨于下降。（二）從整個人類社會發(fā)展過程看，消費結(jié)構(gòu)變化一般規(guī)律可概括為四個轉(zhuǎn)化（1）從自給性消費為主的消費結(jié)構(gòu)向商品性消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化。（2）在商品性消費結(jié)構(gòu)中，吃為主的消費結(jié)構(gòu)向穿用為主的消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化。（3）由物質(zhì)性消費為主向精神和勞務(wù)性消費為主的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化。（4）由商品消費結(jié)構(gòu)向產(chǎn)品性消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化。（三）消費結(jié)構(gòu)在其發(fā)展過程中呈現(xiàn)出來的不同階段性特點，是由生產(chǎn)力發(fā)展的不同水平?jīng)Q定的。低級階段特點是以吃穿兩項占絕大比重，中級發(fā)展階段吃穿退居次要地位，耐用消費品占主要地位；高級階段上物質(zhì)生活消費退居次要地位，文化精神生活消費上升為主要內(nèi)容。（四）.城鎮(zhèn)居民消費模型的建立與估計目前國際上廣泛采用“線性支出系統(tǒng)”或“擴展線性支出系統(tǒng)”(ExtendedLinearExpenditureSystem縮寫為ELES)建立模型。線性支出系統(tǒng)是英國經(jīng)濟學(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(也稱消費結(jié)構(gòu)研究)。1973年經(jīng)濟學(xué)家路遲(C·Lluch)在線性支出系統(tǒng)基礎(chǔ)上作了兩點改進,又提出了擴展線性支出系統(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種商品人均消費總支出額;PiX0i——第i種商品基本需求量(最低限度消費量);Y——人均可支配收入;ΣPiX0i——人均基本需求總支出;α*i——第i種商品的邊際消費傾向;1-Σα*i——邊際儲蓄傾向。模型可解釋為:給定居民的收入水平Y(jié),他們首先購買各種基本消費品PiX0i。三、相關(guān)數(shù)據(jù)收集在進行實證分析的過程中，所需要的數(shù)據(jù)，應(yīng)是能夠度量收入對消費傾向的影響的指標(biāo)。在收入指標(biāo)和消費傾向的選擇上，我們所用的數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》所設(shè)模型的樣本容量為30個左右，對于一元回歸分析計算要求和目已經(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.計量經(jīng)濟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Ｃ——常數(shù)項——代定參數(shù)X——各地區(qū)城鎮(zhèn)居民平均收入Ｕt——隨即擾動項。五、模型的求解和檢驗我們分別利用EVIEWS軟件，用最小二乘法進行回歸分析及統(tǒng)計檢驗，并針對其中有自相關(guān)和異方差影響的方程，進行修正后再來估計參數(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)濟意義的檢驗從經(jīng)濟意義上來說居民消費支出應(yīng)隨著收入的增加而增加，邊際消費傾向MPC應(yīng)滿足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)估計是符合經(jīng)濟理論的。i是樣本回歸方程的斜率，它表示我國城鎮(zhèn)居民的邊際消費傾向，說明年人均可支配收入每增加一元，將有i元用于消費支出，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)消費行為,其符號與大小均符合經(jīng)濟理論和目前我國的實際情況。〈二〉．統(tǒng)計推斷的檢驗（一）收入對食品支出的影響R2=0.908162說明總離差平方和的90.8163%被樣本回歸直線解釋，僅有不足10%未被解釋，因此樣本回歸直線對樣本的擬合優(yōu)度是很高的。t=16.93639查表t0.05=2.045t>t0.05n-2=29，說明收入增加對食品支出影響顯著（二）收入對衣著支出的影響R2=0.08998模型整體擬合優(yōu)度較差t=1.688777<t0.05說明收入增加對衣著支出影響不顯著（三）收入對醫(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可支配收入對醫(yī)療指出有顯著影響（四）收入對住房支出的影響R2=0.279032模型整體擬合優(yōu)度較差t=3.350183>t0.05可支配收入對住房支出有顯著影響〈三〉。計量經(jīng)濟的檢驗（一）多重共線性檢驗因為在我們的模型中只涉及一個解釋變量，所以不存在多重共線性。（二）.異方差性的檢驗運用Goldfeld-Quandt檢驗，將的樣本觀測值按升序排列，的樣本觀測值按原來與的對應(yīng)關(guān)系排列，略去中心約1/4即8個樣本觀測值，將剩下的22個樣本觀測值分成容量相近的兩個子樣本，每個子樣本觀測值個數(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進行修正。修正y1（權(quán)重w=1/δi2）2．修正y2（權(quán)重w=1/δi2）同時：在graph作圖（e2與x）分別如下：隨x的變化e2沒有明顯系統(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)的檢驗用DW法檢驗方程的自相關(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，落入無自相關(guān)區(qū)域。這時，新方程為：y4=13.40803++0.033634x（四）綜上將實證分析結(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單位，食品支出增加0.342483個單位，衣著支出增加0.021704個單位，醫(yī)療保健支出增加0.029361個單位，住房支出增加0。033717個單位，收入變化對食品支出影響最大。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)進行對比分析支出項常數(shù)項收入系數(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年我國消費品時常承接往年國民經(jīng)濟出現(xiàn)了重大轉(zhuǎn)機后帶來的回升慣性，保持穩(wěn)中有升，偏旺的良好態(tài)勢。旺盛的消費需求對我國抵御世界經(jīng)濟寒流侵襲，國民經(jīng)濟保持快速穩(wěn)定發(fā)展起到重要作用。這些主要因為亞洲金融危機發(fā)生后，亞洲各國普遍出現(xiàn)了減薪或工資凍結(jié)。大多數(shù)居民的名義收入和實際收入都有所下降。但是我國應(yīng)對亞洲金融危機時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，將國有企業(yè)下崗職工基本生活費，失業(yè)保險費和城鎮(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發(fā)拖欠的國有企業(yè)離退休人員統(tǒng)籌項目內(nèi)的養(yǎng)老金等一系列啟動消費需求的政策，也就符合了為什么我國在經(jīng)濟危機的影響和沖擊下，99年對95年消費水平總體有了很大提高。這都是因為國家給了相關(guān)政策，收入水平有所提高，從政治角度分析，收入與消費有著顯著的影響。1.食品支出。R95=0.894791R99=0.999，都較高，說明模型整體擬合優(yōu)度較好，居民可支配收入對食品支出影響顯著，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)濟發(fā)展的一般規(guī)律。R95=0.84791，R99=0.999都較高說明模型的擬和優(yōu)度很好，居民可支配收入對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人類社會發(fā)展過程，消費結(jié)構(gòu)變化的一般規(guī)律。99年相比95年收入增加了，食品邊際消費傾向下降，這也清楚的表明了我國經(jīng)濟不斷向前發(fā)展。這也清楚的證實了：改革開放以來，在國民共同努力的情況下，我國國力不斷提高，經(jīng)濟量快速發(fā)展現(xiàn)狀。GDP每年增長高達7%以上。這是其他發(fā)展中國家和發(fā)達國家不能比擬的。從指數(shù)上可以看出：由于我國人均收入水平的提高，總消費支出也有了明顯的提高。用于食品的消費金額也加大了很多。這都是因為隨著人民的生活水平提高，人們對吃的要求已經(jīng)不僅僅只限于溫飽的階段，而且從統(tǒng)計表明：我國農(nóng)村居民生活水平已經(jīng)達到了溫飽而城鎮(zhèn)居民生活已經(jīng)達到小康水平?，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)假日宴請賓客等等，這都使居民對食品支出的有了明顯提高。2．衣著支出。對比99，95年，人們用于衣著上的支出呈上升的趨勢，對衣著的需求量也大幅度提高。說明隨著收入的增加，居民未來衣著的消費傾向偏重于成衣化，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。對衣著的需求也大幅度提高，這就符合了在商品性消費結(jié)構(gòu)中，吃為主的消費結(jié)構(gòu)向穿為主的消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化。從95年以來，處于國家第9個5年計劃的發(fā)展階段，對外開放的程度不斷提高，娛樂，廣告，衣服等行業(yè)繁榮發(fā)展，各類服裝表演紛紛登場，這都使消費者有了一個向這方面消費的氛圍。而且，現(xiàn)在隨著收入的增加，居民衣著的消費偏重于成衣化，高檔化，衣著偏重于改善服裝的質(zhì)量。這就說明現(xiàn)在和以前大大不同了，已經(jīng)不再處于自己買布制衣的階段，而且高檔服裝的價格大大上升，但對其的需求量也大大提高，這都是由于人們收入提高，有了對此消費的能力。而且比較注重于外表的美觀，這對于體現(xiàn)一個人的出身，氣質(zhì)，文化素質(zhì)，個人修養(yǎng)等多種方面有著外在的體現(xiàn)。所以人們更想通過衣著來包裝，改變和完善自我。消費加大。這都促使衣著方面消費加大。3.醫(yī)療保健的支出。經(jīng)對比95.99年,人們在醫(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水平的提高,人民對于疾病本身也特別重視,健康意識也大大的增強,而且這幾年不斷的對醫(yī)療制度進行改革,使以前國家給報銷,公家出錢轉(zhuǎn)換到自行支付,與依靠醫(yī)療保險等方面.而且對于現(xiàn)在從國外進口的新藥,國家都是不給報銷的了.再者如癌癥一些長時間治療,并且要進行高技術(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,時間又非常長,有時幾年,甚至幾十年.同樣從醫(yī)學(xué)角度看,由于我國在此方面的重大突破,如內(nèi)臟移植等也都可以進行了.但這筆花費要好幾十萬,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買室內(nèi)運動器材,而對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.同時我們在市場中可以發(fā)現(xiàn)這些都是高檔消費品.我們不能忽略的是由于人民生活水平的提高,對自身保健意識的增強,提高生活質(zhì)量,對保健藥品的需求量也成飛速發(fā)展,市場上的適合于個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,對這方面的消費也逐年有所提高.4.住房支出。對比95年與99年的數(shù)據(jù)看出,住房消費總的支出比重上有所下降,這說明在收入基數(shù)增加的同時,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.因為住房更換的周期具有較長性,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。從中國的實際國情出發(fā),我們長期以來是處于住房公有化,居民所住住房不是祖上遺留下來的,就是公有住房,以比較低的價格租賃給個人,而且公有住房是不可以自由買賣的,市場上當(dāng)時的商品住房也非常少.再者我國的人均收入比較低,大多數(shù)人還沒有自己購房的能力,并且在90年代中期沒有政府支持的住房信貸發(fā)展緩慢,還有長期的傳統(tǒng)意識使人們也并不偏好于貸款買房,對此懷有很多顧慮,所以它的邊際消費傾向非常小.對于為何9