中国城镇居民消费需求分析

2016-10-14元惠连夏庆杰王志伟

经济科学 2016年4期

元惠连夏庆杰王志伟

中国城镇居民消费需求分析

元惠连夏庆杰王志伟

（北京大学经济学院北京 100871）

本文使用1995年和2002年的CHIP微观数据和QUAIDS模型考察了中国城镇家庭消费行为与需求结构的变化。随着经济的增长，城镇居民收入逐渐提高，家庭消费规模也稳步增加，但是收入增长率低于经济增长率，消费增长率又低于收入增长率，消费需求不足较为突出。城镇居民消费结构在升级过程中，食品、衣着等基本生活需求的消费比重下降，医疗保健、交通和通讯、教育娱乐文化服务和居住的比重明显上升。从变化趋势来看，正如生命周期理论和预防性储蓄理论所说，医疗、子女教育、购房的负担越来越重，这些负担不利于促进居民消费。

中国城镇居民消费 QUAIDS 非线性模型

一、引言

世纪之交前后的中国经济体制改革奠定了中国社会主义市场经济体制的基础，也导致中国社会经济生活各方面的巨大变化。在这一特别时期，中国城镇家庭消费需求是否发生了变化？发生了何种变化？本文使用中国家庭收入项目数据（CHIP）中的城镇随机抽样调查数据进行了实证分析。

随着中国经济增长和发展，居民消费的重要性不断增加。但是，对中国家庭消费的研究还不尽人意。就现存文献来看，较多集中于宏观层面，使用从生命周期理论到目前的流动性约束、预防性储蓄理论等理论研究中国的储蓄和消费问题。近年来，使用入户调查数据研究中国居民消费的文献在不断增加。但也基本是在考察影响家庭消费的因素，如预算约束、生命周期假说、永久收入假说等，还很少见到对家庭各大类消费项目如食品、衣着、家庭生活用品、旅游等具体项目的考察。事实上，不同类家庭（收入、家庭人口结构等方面的差别）在各大类消费上的消费行为是不同的。只有弄清楚影响家庭各类消费的主要因素，政策制定者才能够制定出影响消费的恰当政策。

从研究方法上来看，能够对居民家庭内部各类消费进行数量分析研究的主要是Deaton和Muellbauer（1980）提出的近乎理想的需求系统模型（Almost Ideal Demand System, 以下简称为AIDS模型），Banks, Blundell和Lewbel（1997）提出的加入家庭消费总量对数平方项的AIDS模型（Quadratic Almost Ideal Demand System, 以下简称为QUAIDS模型），以及增加了家庭人口特征变量的QUAIDS模型（Poi, 2002）。AIDS模型和QUAIDS模型均属于计量经济学中的结构方程模型，需要使用联立方程形式和非线性方法进行统计回归估计（QUAIDS模型是非线性模型）。我们使用的是中国家庭收入项目（CHIP）的城镇随机抽样入户调查数据。该数据既有家庭人口统计变量，又有按中国国家统计局分类标准分类的家庭消费项目，即食品烟酒、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通通讯、教育文化娱乐及服务、居住、杂项商品和服务等八类。由于获取最新数据上的困难，本文只使用CHIP1995和2002年城镇入户抽样调查数据，考察世纪之交前后中国城镇家庭各主要项目的影响因素及其价格效应。

本文第二部分概述家庭消费理论和计量方法的发展和现状；第三部分介绍数据；第四部分为家庭消费的描述性统计和计量经济学统计分析结果；第五部分为总结。

二、消费者需求理论和计量模型

AIDS和QUAIDS模型。Deaton和Muellbauer（1980）从独立于价格的一般对数形式（Price Independent Generalized LOG，以下简称PIGLOG）的支出函数出发提出了需求模型。根据Muellbauer（1975, 1976）提出的定理，不同消费者的需求可以准确加总而代表市场需求，就像市场需求是一个具有代表性的理性消费者的决定。消费者们的偏好可以通过消费支出函数来表示，该消费支出函数在给定价格情况下定义了达到特定效用水平的最低必要消费开支额度。Deaton和Muellbauer把PIGLOG定义为：

其中在效用u和价格向量p给定情况下的最低消费开支函数为c（u,p），效用u介于0（生存型效用水平）和1（享受型效用水平），因而正的线性齐次函数a（p）和b（p）可以分别表示生存型消费成本和享受型消费成本。在界定了和的函数形式后，根据谢法德（Shephard）引理推导出了近乎理想的需求系统（Almost Ideal Demand System，以下简称AIDS）：

AIDS模型假设恩格尔曲线是线性的。然而不少实证研究结果表明部分商品的恩格尔关系并不是线性的。为此，Banks, Blundell和Lewbel（1997）提出了包括家庭消费总支出对数二次项的AIDS模型（Quadratic AIDS, 以下简称QUAIDS）。QUAIDS模型包含AIDS模型的具有PIGLOG特征的间接效用函数：

其中，lnV（p, m）为间接效用函数，p为价格向量，m为总支出，lna（p）为对数转换函数（translog function）：；b（p）为Cobb– Douglas价格加总：；l为以价格向量p为自变量、且可微的齐次函数：。通过Roy（1947）恒等式（Roy’s Identity），家庭消费份额wi可以表述为：

为了分析家庭人口特征对各消费需求的影响，在Ray（1983）提出的包括家庭特征的需求模型基础上，Poi（2002）在QUAIDS模型中增加了家庭人口特征变量。由于QUAIDS模型的目的是考虑非线性情形，因而包括家庭特征的QUAIDS模型表述如下：

包含家庭特征的QUAIDS模型的弹性。包括家庭特征的需求模型的弹性跟QUAIDS模型一样，可以分别用支出对数和价格对数微分计算得出。支出弹性为

价格弹性为

三、数据

本文以中国家庭收入项目（Chinese Household Income Project, CHIP）中的1995年、2002年的城镇家庭入户调查数据为基础。CHIP 入户调查是由研究中国经济问题的国际学者和中国社会科学院经济研究所的研究人员设计，样本采用国家统计局的具有全国代表性家庭调查项目的子样本。CHIP数据样本在1995年抽取了中国大陆31个省份中的11个、在2002年抽取了12个。①为CHIP入户调查所设计的问卷比官方收入调查问卷更加详细，特别是关于收入和劳动的部分。此外，我们根据中国国家统计局公布的相关省市城镇居民消费物价指数把各年数据中的工资收入变量调整为以2002年不变价格为标准的变量。Gustafsson et al．（2008）等对各年的CHIP入户调查数据及其结果进行了详细介绍。

根据中国国家统计局的分类标准，我们所使用的城镇家庭消费分成八个大类，即食品烟酒、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通通讯、教育文化娱乐及服务、居住、杂项商品和服务，1995年、2002年的消费调查基本满足该分类。①使用抽样入户调查数据研究消费需求不可避免的问题是零消费和异常值。食品支出为零的家庭被剔除，其他消费支出用地区平均来代替②（Poi, 2002）。为了处理异常值，剔除了偏离平均值5个标准差之外的观测值（Banks et al., 1997）。

随着中国经济的增长，城镇居民收入逐步增加，消费总量与消费结构发生了很大变化。由表１可以看出，中国城镇居民消费呈现出以下两个特征。第一，城镇居民家庭平均消费总支出从1995年的12,399元增加到2002年的18,260元，消费总支出年均增长率为4.18%。而这一时期的年均GDP增长率为8.7%③，国家统计局计算的人均可支配收入增长率为7.2%，用CHIP数据计算的人均可支配收入增长率为6.4% （Khan和Riskin, 2005）。④⑤与同期的经济增长率和收入增长率相比，城镇居民家庭消费增长较低，这意味着中国城镇居民的储蓄率较高。

第二，消费结构发生显著变化。食品支出比重由1995年的54%减少到2002年的38%，⑥恩格尔系数大幅度下降。衣着比重稍微下降，从1995年的12.75%减少到2002年的9.59%，家庭设备用品也下降了8个百分点，即基本生活需求的消费比重均呈下降趋势。与此相反，家庭医疗保健支出比重由1995年的3.08%上升到到2002年6.15%。交通通讯的消费比重从1995年的2.14%增加到2002年的9.16%。教育娱乐文化服务的消费支出比重从8.12%到14.69%。居住消费比重由1995年的3.81%增加到2002年的13.95%。随着收入的增加，居民收入不仅用于满足基本的生存需要，而是更多地关注自身发展和享受的需求。居住比重增加的主要原因在于住房消费体制的市场化改革，1998年底全国城镇正式取消福利分房体制。

整体来看，从1995年到2002年，中国城镇居民的基本生活需求得到满足，注重对医疗、交通通讯、教育文化等自身发展和享受的需求，居民生活得到改善。

表1 城镇家庭消费结构与支出比重

续表1

1995年2002年年均增长率（金额，元）年均增长率（比重，%）消费支出分类金额（元）比重（%）金额（元）比重（%）医疗保健381.743.081123.766.1515.0110.38 交通和通讯265.632.141673.499.1628.2223.09 教育娱乐文化服务1006.418.122682.1914.6913.398.84 居住472.073.812547.0313.9525.4120.37 其他商品和服务321.442.59527.922.895.811.58 总消费支出12399.2100.0018260.94100.004.18

注：（1）消费支出单位为家庭，消费支出金额为各年的现值。（2）年均增长率均用国家统计局的城镇消费价格指数进行调整后计算，以2002年为基准年。

四、中国城市家庭消费的计量经济学模型分析

由本文第三部分可知，在AIDS模型中加入居民家庭消费总开支的二次项就成了QUAIDS模型。究竟是使用AIDS模型还是QUAIDS模型估计中国城镇居民家庭内部各项主要消费支出的影响因素，主要依据是中国城镇居民的恩格尔系数（即家庭各项消费支出份额与家庭消费总支出之间的关系）是线性还是非线性的。为此，我们使用了非参数回归方法估计了中国城镇居民家庭在1995年和2002年各项主要消费开支份额的恩格尔系数。①根据以上回归结果，对某些商品而言，中国城镇居民的恩格尔曲线是非线性的，因而我们使用包含户主年龄和家庭孩子数变量的QUAIDS模型进行估计，并根据模型得出的结果测算了中国城镇家庭八大消费项目的支出弹性和价格弹性。各项消费支出份额和家庭人口变量都根据CHIP数据计算。由于CHIP数据没有价格或者商品数量的信息，因此用国家统计局的消费价格指数按照消费分类进行调整的数据为价格变量。②国外关于需求模型中的价格变量的讨论还在继续，直接用价格信息、或者用数量信息的单位价格方法，以及用消费指数的方法等各有特点，但重要的是能否反映相对价格的变化（Deaton 和 Muellbauer, 1980）。QUAIDS模型估计前需要设定模型中的值，根据Deaton和Muellbauer（1980）的方法设定为总支出对数的最小值（Banks et al., 1997）。

（一）QUAIDS消费需求模型估计结果

表2 1995年城镇家庭QUAIDS 模型估计结果

续表2

食品衣着家庭设备医疗保健交通通讯教育文化居住其他价格对数2-0.115***（0.007）0.113***（0.004）0.017***（0.004）-0.002（0.002）-0.007***（0.002）-0.001（0.004）-0.011***（0.001）0.005**（0.002）价格对数3-0.011（0.009）0.017***（0.004）-0.008（0.007）-0.001（0.003）-0.003（0.002）0.005（0.006）0.004**（0.002）-0.003（0.003）价格对数4-0.062***（0.005）-0.002（0.002）-0.001（0.003）0.033***（0.003）0.001（0.002）0.015***（0.004）0.008***（0.001）0.008***（0.002）价格对数5-0.018***（0.004）-0.007***（0.002）-0.003（0.002）0.001（0.002）0.016***（0.002）0.006*（0.003）0.004***（0.001）0.001***（0.002）价格对数6-0.126***（0.012）-0.001（0.004）0.005（0.006）0.015***（0.004）0.006*（0.003）0.077***（0.011）0.011***（0.003）0.014***（0.004）价格对数7-0.069***（0.004）-0.011***（0.001）0.004**（0.002）0.008***（0.001）0.004***（0.001）0.011***（0.003）0.042***（0.001）0.011***（0.001）价格对数8-0.052***（0.005）0.005**（0.002）-0.003（0.003）0.008***（0.002）0.001***（0.002）0.014***（0.004）0.011***（0.001）0.016***（0.003）户主年龄0.043***（0.002）-0.016***（0.001）-0.042***（0.002）0.004***（0.000）0.000（0.000）0.008***（0.001）0.007***（0.000）-0.002***（0.000）成年人数0.009***（0.001）0.003***（0.001）-0.011***（0.002）0.000（0.000）0.000（0.000）-0.001（0.001）0.001***（0.000）-0.001**（0.000）孩子数0.006（0.004）0.003*（0.002）-0.022***（0.004）0.000（0.001）-0.003***（0.000）0.016***（0.002）0.001（0.001）-0.001（0.001）实际消费额对数-0.174***（0.013）0.027***（0.006）0.207***（0.012）-0.017***（0.003）-0.001（0.002）-0.024***（0.006）-0.028***（0.002）0.011***（0.002）实际消费额对数二次项-0.064***（0.005）0.020***（0.002）0.067***（0.004）-0.003***（0.001）0.001（0.001）-0.014***（0.002）-0.010***（0.001）0.004***（0.001）

注：（1）***、**和 *分别表示1%、5%和10%的显著性水平，括号内为标准误。（2）价格对数1到8分别为各为食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通通讯、教育文化娱乐及服务、居住、杂项商品和服务价格对数项。

表3 2002年城镇家庭QUAIDS 模型估计结果

续表3

食品衣着家庭设备医疗保健交通通讯教育文化居住其他价格对数5-0.054***（0.012）0.001（0.004）-0.002（0.005）0.004（0.005）0.056***（0.006）-0.003（0.010）0.006（0.006）-0.008***（0.003）价格对数6-0.119***（0.028）-0.027**（0.011）0.011（0.009）0.001（0.012）-0.003（0.010）0.163***（0.032）-0.036***（0.013）0.010**（0.005）价格对数7-0.052***（0.016）-0.024***（0.005）-0.002（0.006）-0.011*（0.006）0.006（0.006）-0.036***（0.013）0.117***（0.009）0.002（0.004）价格对数8-0.022***（0.006）-0.003（0.003）-0.005（0.005）0.006（0.004）-0.008***（0.003）0.010**（0.005）0.002（0.004）0.024***（0.004）户主年龄-0.001（0.000）0.002***（0.000）0.000***（0.000）-0.002***（0.000）0.001***（0.000）0.000（0.000）-0.001***（0.000）0.000（0.000）成年人数0.000（0.001）0.000（0.000）0.000（0.000）0.000（0.000）0.000（0.000）-0.001*（0.000）0.001**（0.000）0.000（0.000）孩子数-0.001（0.001）0.000（0.000）0.001***（0.000）0.001***（0.000）0.003***（0.000）-0.005***（0.001）0.001（0.000）0.001***（0.000）实际消费额对数-0.205***（0.031）-0.051***（0.018）0.039**（0.015）0.001（0.020）0.019（0.017）0.181***（0.031）-0.015（0.023）0.031***（0.007）实际消费额对数二次项-0.007***（0.002）-0.004***（0.001）0.001（0.001）-0.001（0.001）0.000（0.001）0.008***（0.002）0.001（0.002）0.002***（0.000）

表2和3分别是1995年和2002年城镇家庭QUAIDS模型的估计结果，可以看出，大部分估计参数通过了显著性检验。针对1995年的模型估计结果的Wald检验都拒绝了零假设，意味着模型中的实际消费支出的二次项和家庭特征变量确实对家庭的消费行为产生影响。然而在2002年城镇家庭QUAIDS模型的估计结果中，家庭内成人数基本不显著，且Wald检验结果也仅在10%的显著性水平上拒绝零假设，这说明2002年成人数对家庭消费结构的影响较小。

首先看户主年龄增加的影响，1995年时户主年龄增加导致食品消费显著增加、医疗保健和教育开支及居住消费略有增加，而衣着和家庭设备消费显著减少、其它开支略有减少、交通通讯开支没有影响；这一结果与描述性统计一致。而2002年时户主年龄增加导致衣着和交通通讯消费略有增加、医疗保健和居住开支略有减少，对食品、家庭设备、教育文化和其它开支没有显著影响；这一结果与描述性统计几乎没有一致性。

1995年时家庭成人人数变量增加导致食品、衣着、居住消费略有增加，家庭设备开支显著减少、其它开支略有减少，对医疗保健、交通通讯、教育文化开支没有影响。2002年时该变量增加只是导致居住略有增加、教育文化略有减少，对食品开支等其它变量没有影响。

1995年时孩子数对城镇家庭设备和交通通讯开支具有统计上显著的负面影响，但是对后者的影响幅度要小得多。于此同时，孩子数对家庭教育开支具有显著的正影响，在均值水平上家庭增加一个孩子，家庭教育支出比重就增加1.6%；考虑到1995年的教育支出比重只有8%，这一分析结果既与理论预期一致、也与描述性统计相符。从描述性统计来看，家庭成人数对教育文化支出的影响与孩子数相反，如果不分成人和孩子只用家庭规模，则很难观测到这些微妙的差异。这一结果暗示在1995年教育支出的消费不平等程度相当低，教育主要取决于家庭有没有孩子。这是不随着收入的增加而增加的支出项目。2002年时孩子数对城镇家庭设备、医疗保健、交通通讯、其他无法归类的开支具有统计上显著的正向影响，而对教育文化开支具有统计上显著的负面影响（与描述性统计相反）。就描述性统计而言，2002年有一个孩子的家庭比没有孩子的家庭教育开支多1/3，但随着孩子数的增加，教育支出比重增加得及其微小。

由于2002年时家庭孩子数、家庭总支出对数及其平方项对教育支出的影响与1995年完全相反，从不平等的角度看，可以预测2002年城镇家庭教育支出的不平等程度比1995年高，家庭教育支出差距主要受收入的影响。中国的计划生育政策在1980年代得到较为彻底的贯彻（特别是对在城镇国有单位工作的家庭而言），如果说1995年时城镇家庭还有一定数量的多子女家庭，那么2002年时城镇多子女家庭会是极少数，这一点也由本文的描述性统计得到证实。与1995年相比，2002年城镇家庭孩子数的减少和教育比重的增加可推断，对独生子女的教育支出增加的程度相当高，而家庭教育开支差距主要取决于家庭的经济水平。

（二）不同家庭特征的城镇家庭支出弹性结果分析

通过QUAIDS模型估计的参数计算，可以得出支出弹性（即消费者理论中的收入弹性）、自身和交叉价格弹性。因为模型中包含的变量较多，得出的弹性也较多，因此本文只讨论QUAIDS模型的平均支出与自身价格弹性，以及不同家庭特征的支出与自身价格弹性。根据消费者理论，支出弹性大于1，该商品的支出份额变化大于总支出的变化，这样的商品称为奢侈品；弹性小于1，支出分额的变化小于总支出变化的程度，称为必需品（Varian, 1992, Choice, 第116–143页）。

表4 1995年不同家庭对各类消费项目的支出弹性

续表4

食品衣着家庭设备医疗保健交通通讯教育文化居住其他孩子数20.8551.0681.8870.7370.6611.1390.6091.240 孩子数30.8161.1371.4430.6810.4351.2060.5341.258

注：（1）户主年龄2-7为家庭的户主年龄段分别为20-29、30-39、40-49、50-59、60-69、70岁以上。（2）成人数和孩子数均为家庭内的人数。

根据表4和5，1995年和2002年时食品消费和居住的支出弹性都小于1，而且基本不随户主年龄、家庭成人数、家庭孩子数的变化而变化，说明食品和居住做为生活必需品基本不随收入或者开支增加而增加；然而食品消费的支出弹性下降（由1995年的0.85下降到2002年的0.76）、居住的支出弹性上升（同期由0.61增加到0.79），这意味着随着生活水平的提高，食品消费的重要性下降、居住的重要性上升。

与食品和居住相反，衣着和家庭设备的支出弹性都大于1，1995年时衣着支出弹性基本不随户主年龄变化而变化、但是随成人数和孩子数的增加而略有增加，2002年该弹性随户主年龄、成人数、孩子数的增加而增加；家庭设备的支出弹性也都显著大于1，1995年时该弹性随户主年龄增加而增加，2002年时随户主年龄增加而减少；另外衣着的平均支出弹性由1995年的1.04增加到2002年的1.14，而同期家庭设备的支出弹性则由2.00减少到1.46，这说明随着人们的收入增加、生活水平的提高，衣着的重要性在提高，而家庭设备的重要性在下降，另外也可能是家庭电器价格大幅度下降造成的。

1995年时医疗保健、交通通讯、教育文化的支出弹性都小于1，而2002年时这三项消费的支出弹性都大于1，其中医疗保健的平均支出弹性由0.76增加到1.06（其支出份额由2%增加到6%），交通通讯由0.90到1.30（其支出份额由3%增加到9%），教育文化由0.90到1.42（其支出份额由8%增加到15%）；这可能是由于随着收入和生活水平的提高，医疗保健、交通通讯和教育文化支出的重要性大幅度上升、由必需品变为奢侈品、收入或支出的增加对这三项开支的影响很小变得影响很大。

1995年时医疗保健的支出弹性随户主年龄增加而略有增加，而2002年时该弹性随户主年龄增加而较大幅度下降（当户主年龄为50岁或以上时该弹性基本为1）；1995年和2002年时，中国只有城镇职工医疗保障制度，对没有正式国有工作的老人来说，医疗保健是必需品，因而弹性会低一些。1995医疗保健的支出弹性在成人数、孩子数变化的情况下基本保持不变；而2002年时该弹性随孩子数增加而增加，但是随着成人数增加而基本保持不变。

1995年和2002年时交通通讯的支出弹性都随户主年龄增加而增加（1995年时由小于1增加到大于1），但是基本不随成人数变化而变化，1995时随孩子数增加而降低、而2002年时随孩子数增加而增加。

1995年时教育文化开支是必需品，其支出弹性随户主年龄增加而呈倒U型形状，正像户主年龄与教育支出比重的关系所显示的，收入增加对户主年龄为30-50岁的家庭影响最大、导致的教育支出增加也最多，教育消费增长潜力大，也可以解释为家庭的教育支出负担重。2002年教育文化开支已经成为奢侈品，其支出弹性随户主年龄增加先下降、后增加、再下降；就户主年龄与教育文化开支比例的关系而言，随着户主年龄的上升，教育文化支出份额呈现倒U型，而支出弹性基本呈U型。也就是说，户主年龄30到39岁、40到49岁年龄群体的教育文化支出份额最大，他们的消费需求受收入变化的影响最小。1995年时教育文化的支出弹性随成人数增加而以较大幅度下降，但是随孩子数增加而大幅度增加（1995年时由小于1增加到大于1）；而2002年时该弹性随孩子数增加而减少，但基本不随成人数变化而变化。

（三）不同家庭特征的城镇家庭价格弹性结果分析

现在我们考察城镇需求的价格弹性。需求模型的价格弹性意味着收入不变时，8大消费支出项目自身价格变化1%引起的该消费项目消费量的变化。根据经济理论，价格弹性大于1富有弹性，小于1缺乏弹性，但本文使用的价格是消费物价支出加权重的变量，价格变化幅度较小，但大致可以看出价格弹性相对大小和变化的趋势。1995年时就平均价格弹性来说，除了家庭设备外均小于1缺乏弹性，尤其是教育文化与居住的弹性非常小。①医疗保健和居住为正，意味着医疗保健和居住即使价格上升也会增加该项目的消费支出。2002年的价格弹性均为负，且价格弹性都小于1，缺乏弹性。

五、总结

消费结构随家庭人口特征不同而存在差异，户主年龄和孩子数是影响家庭消费决策的重要因素。用包含家庭特征的需求模型对城镇居民的消费需求进行分析，结果发现，家庭人口特征对居民消费行为与支出弹性的影响较为显著。特别是随户主年龄的上升，医疗支出比重增加但支出弹性变小，衣着支出比重和弹性正好相反，教育文化支出份额呈现倒U型特征，支出弹性呈现U型特征。不管在医疗保健支出比重还是需求分析结果，户主年龄是一个关键因素，但是由于直到2002年只有城镇职工医疗保险，没有工作的老年家庭医疗负担沉重，又提高这些家庭的储蓄动机，低收入阶层由于负担过重会形成社会弱势群体。值得关注的是中国城镇居民的基本医疗保险已经开始实施，2007年启动城镇居民基本医疗保险试点，逐渐扩大保险的城镇居民的范围。在教育支出方面，户主年龄为30-49岁的有孩子的家庭的负担相当大，尤其是教育支出的变化不仅受人口统计学特征影响，也受家庭的收入（总支出）的影响，尽管城镇的教育方面的环境和条件比农村好，但还需要提高公共教育支出，减少家庭教育负担。

总之，通过城镇居民消费需求的QUAIDS模型分析结果具有较强的政策含义，分析与预测具有不同特征的家庭消费需求，可以使居民消费政策的制定和实行更具针对性。城镇居民消费随收入提高而增长的速度比农村快，在整个居民消费中的占比也越来越高，是提高全部居民消费的主要推动力量。完善医疗保健和教育制度，会减轻家庭负担降低预防性储蓄动机，对提高居民消费有积极影响。同时，需要关注计划生育新政策等人口结构因素对家庭消费行为与结构变化的影响。因为家庭内孩子数与教育文化支出的关系不仅影响当期消费需求，还与未来社会资源分配和发展存在密切关系。

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① 1995年的城镇数据包括北京、山西、辽宁、江苏、安徽、河南、湖北、广东、四川、云南、甘肃11个省市，2002年增加了重庆市，样本容量分别为6931户和6835户。

① 1995年CHIP数据中没有家庭设备用品及服务这一支出项目，如果把全家日用消费品支出和用于购买耐久消费品支出的总和当成该项目的消费支出，结果发现比国家统计局公布的消费比重(7.44%)大两倍左右。

② CHIP数据描述中也提到缺失值问题，建议原则上缺失值用地区平均或者整个样本的平均来代替。

③根据国家统计局公布的用支出法计算的数据计算得出1995年到2002年国内生产总值的年均增长率。

④ Khan的收入计算方法跟国家统计局收入计算法的区别在于包括补助和住房的市场价值。

⑤本文计算的城镇居民消费总支出增长率的单位是家庭，而经济增长率和可支配收入增长率是按人均计算的。按人均计算的消费支出增长率为4.76%，高于以家庭为单位计算的消费总支出增长率。

⑥国家统计局的城镇人均食品消费支出比重也从1995年的50%下降到2002年的37.69%，与CHIP数据大致相同。

① Banks et al.（1997）使用Gaussian kernel 和积分均方误差（Mean Integrated Squared-Error, MISE）估计非参数恩格尔曲线，而Lewbel（1991）用的则是biquartic kernel。因为在非参数估计中，曲线的形状取决于Kernel函数和宽度（Bandwidth），这两个因素的选择十分关键，本文采取Banks et al.（1997）的方法。由于篇幅限制，这些曲线图略去。

②中国国家统计局只公布城镇和农村各地区的消费价格指数或者全国八大消费支出分类的价格指数，没有城镇八大消费支出分类的价格指数，本文对城镇消费指数用各地区的八大消费支出比重的平均加权后进行对数化得到价格变量。

①由于篇幅限制，关于价格弹性的表格略去。