吉林省居民消费结构及影响因素分析

李庆国，曲媛媛

（1.吉林省统计科学研究所，吉林 长春 130000；2.吉林财经大学 统计学院，吉林 长春 130117）

“消费结构”是指某一国家或地区的居民在满足日常生活所需的情况下，所消费的各项支出的比例关系，它通常是衡量居民消费支出状况和生活质量的重要准则。[1]

吉林省是我国的农业大省，现阶段总人口达2 645.5万人。自实行对外开放和对内改革政策以来，该省经济规模不断扩大，其居民生活质量也得到明显提升。吉林省居民的恩格尔系数从1979年的63.4%降至2016年的27.3%，居民生活已不仅限于解决衣食矛盾，生活质量的高低变得更为重要，消费结构得以逐步优化。[2]但是，随着经济制度的改革，许多因素诸如收入水平、消费品价格、经济政策等不同程度地影响着吉林省居民消费结构的优化。目前，与我国发展情况较好省份的居民消费结构和消费水平相比较，吉林省居民消费情况仍存在很大不足。因此，在我国遵循一个都不能少的原则基础上，在即将全面建成社会主义小康社会的背景下，探究吉林省居民消费结构的影响因素成为解决现实问题的一个重大的理论依据。

一、吉林省居民消费结构的现状研究

（一）吉林省居民消费支出变动的基本情况

近年来，吉林省每人每年消费支出总体上出现递增趋向。如图1所示，居民每人每年消费数量从2004年的4 114.30元增长到2016年的15 537.26元，增长幅度较大，其年均增长比率已达至11.71%。从各项支出的数量观察，各年食物花费金额最多，并远远高于其它项目的花费金额；而对衣着、居住、交通和通讯、教育文化娱乐和医疗保健等各类别在2004年间的支出数量相差不大，均处于一种支出数量较低的状态，但自2013年起，各类别的消费支出数量出现较大差异，其中居住支出数量剧增，快速拉开与衣着、交通和通讯、教育文化娱乐等项目支出数量的差距，至2016年间，年均增长率高达19.69%；而交通和通讯、教育文化娱乐和医疗保健等项目的支出数量则呈稳步增加的趋势，增长速度缓慢。这表明随着生活水平的提高，居住环境在居民消费中的地位日益显著，居民更加追求明亮、舒服的居住环境；同时居民对交通和通讯、教育文化娱乐和医疗保健类别的支出数量也越来越乐观。

图1 2004-2016年吉林省居民各消费类别支出情况

（二）居民各消费类别支出比重的基本情况

从各消费类别支出额所占消费支出总额的比重情况可以了解到居民的消费结构状况（以2016年居民消费支出情况为例），如图2所示。

图2 2016年吉林省居民消费结构情况

其中居民食品消费支出的数量居于首位，该项目支出比例高达26%；然后依次是居住支出数量、交通和通讯支出数量、教育文化娱乐支出数量和医疗保健支出数量，各项消费支出比例分别为18%、13%、12%和11%；而生活日用品及服务消费支出数量、衣着消费支出数量和其他用品及服务消费支出的数量较低，其支出比例均在10%的水平以下。除食品项以外的各项消费支出比重均小于食品消费支出的比重，且差异较大，说明食品支出的数量仍是总消费支出的主体部分。

（三）居民整体生活水平的发展态势

根据消费特点，当可支配收入相对较少时，居民用以吃穿支出的比例较高，需要用大部分收入满足基本生活，而随着收入状况的好转，居民用于生活必需品消费支出的比例会下滑，而其它如满足精神文化等方面的支出比例会增长，从而生活质量有所上升，更好地满足人们对精神文明的向往。[3]步入21世纪以来，居民家庭恩格尔系数逐年降低，居民消费结构进入新时期，而居民也从满足温饱的基础阶段进入到注重生活质量的小康阶段。近十几年间，居民食品支出比例依旧持续下降，已降至27.3%，住户生活态势良好。[4]尽管居民各类别消费支出额明显增加，对精神文明和生活质量的要求不断提升，消费结构日趋乐观，但增长较为缓慢，且食品项支出数量仍是消费支出总量的主要部分，说明在日常消费中，居民仍需将大部分消费支出额用于满足生活必需品的消耗，消费结构有待于进一步优化。

二、居民消费结构影响因素的实证结果分析

（一）指标变量的选择

居民的消费结构是指其在满足日常生活所需的情况下，所消费的各项支出的比例关系，它是一个复杂的系统，受到许多要素的推动和限制，本文从收入水平、消费品价格、经济政策、人口结构、消费观念等方面探究居民消费结构的影响因素。

1.收入水平

收入水平是决定居民消费支出状况的主要因素，而影响消费需求变化的一个重要原因就是收入水平的浮动。通常选用人均可支配收入代表收入水平，故选取这一指标变量代表相同时期居民的收入情况。

2.消费品价格

消费价格指数是指居民购进日常必需品的价格变化的相对情况，是衡量消费品价格变化的基本指标。居民消费价格指数能够清晰地表示生活中日常所需消费品的价格水平情况。

3.经济政策

经济政策是指一国相关部门为达到某一经济水平而制订和实施的经济策略。在各种政策方法中，财政支出政策往往必不可少，它是政府通过增加或减少财政支出数量，展现消费政策的宏观倾向，从而引导居民进行消费。本文引入政府的年度人均财政支出额作为权衡同一时期经济政策的指标。

4.人口结构

人口结构是指一个国家或地区在某一特定时点上的年龄分布情况，可以反映出该区域的整体经济状况，该地区劳动人口所占总人口比例越高，说明该地区经济发展越健康，对优化消费结构起着正向推动作用。本文引入抚养比率指标，即未成年与老年人口的总抚养比率，将其引入消费结构影响因素的分析中。

5.消费观念

消费观念是指居民在生活中购买商品时的态度和对各类别商品的需求状况。由于消费观念更多是主观性因素，其会由于个人意识的差异而不尽相同，且难以进行量化，故引入与其意义相近的指标——人均储蓄存款额。储蓄存款额是指由于居民消费观念的不同而预留以应对紧急状况的资金，同样更多受人的主观因素影响，因个人意识的差异而影响消费状况，与消费观念有着直接的联系。

（二）数据来源

本文对吉林省居民的消费结构状况影响因素进行分析，采用的样本为吉林省2004—2016年的年度数据，如表1所示。

表1 2004-2016年吉林省居民消费结构和影响因素指标

其中，反映吉林省居民消费结构的指标中包括生活必需品消费比重（Y1）、医疗保健支出比重（Y2）、教育文化娱乐支出比重（Y3）；而居民消费结构影响因素的指标变量具体包括人均可支配收入（X1）、消费价格指数（X2）、人均财政支出额（X3）、抚养比率（X4）、人均储蓄存款额（X5）。

（三）单位根检验

在现实生活中，由于大多数时间序列都是不平稳的，为了避免出现伪回归的情况，在采取相关关系检验之前，需要对其平稳性进行检验，来考察结构变量Y1、Y2、Y3和影响因素变量X1、X2、X3、X4、X5是否平稳。消费结构变量序列和影响因素变量序列的单位根ADF检验结果如表2、表3所示。

针对吉林省居民消费结构变量进行单位根ADF检验，结果如表2所示。在5%的显著水平下，生活必需品消费支出比重（Y1）、医疗保健支出比重（Y2）和教育文化娱乐支出比重（Y3）的原变量序列本身均呈非平稳状态，因此，不可直接进行回归分析。但该变量经过一阶差分后，p值均以小于5%的显著水平来拒绝变量非平稳的原假设。因此，反映吉林省居民消费结构的三个变量在经过一阶差分后，均为平稳的时间序列。

针对吉林省居民消费结构的影响因素变量进行单位根ADF检验，检验结果如表3所示。仅有消费价格指数（X2）序列的概率p值小于5%的显著水平，即仅消费价格指数（X2）原序列本身平稳；再对人均可支配收入（X1）、人均财政支出额（X3）、抚养比率（X4）、人均储蓄存款额（X5）进行一阶差分后的平稳性检验，在5%的显著水平下，拒绝序列非平稳的原假设，即人均可支配收入（X1）、人均财政支出额（X3）、抚养比率（X4）和人均储蓄存款额（X5）经过一阶差分后的序列呈平稳状态。

表2 消费结构变量序列的单位根ADF检验结果

表3 影响因素变量序列的单位根ADF检验结果

由以上研究和分析结果可知，在5%的显著水平下，经过一阶差分的消费结构变量Y1、Y2、Y3和影响因素变量X1、X3、X4、X5均呈平稳状态。由此可见，消费结构变量Y1、Y2、Y3和影响因素变量X1、X3、X4、X5均为一阶单整序列，且单整阶数相同。因此，生活必需品消费支出比重（Y1）、医疗保健支出比重（Y2）、教育文化娱乐支出比重（Y3）分别和人均可支配收入（X1）、人均财政支出额（X3）、抚养比率（X4）、人均储蓄存款额（X5）可能是协整的，存在某种长期均衡关系。[5]而对影响因素消费价格指数（X2）变量，其与反映消费结构状况的变量并不存在某种长时间稳定的平衡关系。因此，需要对一阶单整序列进行模型建立和进一步的协整检验。

（四）模型的建立与分析

1.生活必需品消费支出比重的影响因素模型

（1）建立回归模型

根据表1中的2004—2016年的13组数据，建立人均可支配收入（X1）、人均财政支出额（X3）、抚养比率（X4）和人均储蓄存款额（X5）对生活必需品消费支出比重（Y1）的回归模型，通过最小二乘法建立形如Y1=c+β1X1+β2X3+β3X4+β4X5的回归方程，得到回归模型为Y1=0.749X1+2.301X4-0.389X5（回归估计结果如表4所示）。从最优回归估计的拟合结果来看，模型拟合效果符合规定，其可决系数R2=0.692900，表明生活必需品消费比重（Y1）变化的69.29%可由人均可支配收入（X1）、抚养比率（X4）和人均储蓄存款额（X5）来共同解释；且在5%的显著水平下，参数β1、β3、β4对应的t检验均呈显著。

表4 变量Y1影响因素模型的回归估计结果

（2）协整检验

虽然生活必需品消费比重（Y1）、人均可支配收入（X1）、抚养比率（X4）和人均储蓄存款额（X5）这三个序列都为一阶单整序列，它们各自呈现不同的长期浮动规律，但它们也有可能存在某一种长时间稳定的联系，即协整关系。所以，对其进行协整检验，进而得出指标变量是不是具有协整关系的结论。在上述采用最小二乘法得到的回归模型中，通过计算预测值得到残差序列et，并进行单位根ADF检验，结果如表5所示。

表5 变量Y1残差序列et的单位根ADF检验

从上述单位根检验结果中可以得出，单位根检验统计量的值为-3.880170，明显低于显著水平为1%的临界值，说明显著性水平为1%时，可认为该残差序列为平稳的时间序列，表明生活必需品消费比重（Y1）、人均可支配收入（X1）、抚养比率（X4）和人均储蓄存款额（X5）具有协整关系。

估计出来的协整关系式为：

协整检验结果表明，残差项是稳定的，生活必需品消费比重（Y1）、人均可支配收入（X1）、抚养比率（X4）和人均储蓄存款额（X5）是（1，1）阶协整的，因此它们存在某种长时间稳定的协整关系。

（3）误差修正的模型建立

根据上述分析结果可以得知，生活必需品消费支出比重（Y1）、人均可支配收入（X1）、抚养比率（X4）和人均储蓄存款额（X5）之间具有长期的均衡关系，由于该模型无法展示变量间的短期波动联系，因此通过创建误差修正模型来对指标变量进行分析。

将生活必需品消费支出比重差分变量D（Y1）作为被解释变量，人均可支配收入差分变量D（X1）、抚养比率差分变量D（X4）、人均储蓄存款差分变量D（X5）和滞后一期的误差修正项ecmt-1作为解释变量，遵循AIC最大值原则，得到最优的误差修正模型，结果如表6所示。

表6 误差修正模型

由表6所知，误差修正模型为：

从变量的回归估计拟合结果来看，可决系数R2=0.683817，DW检验值为1.952319，误差修正模型拟合效果符合一般要求。

根据以上分析证明，吉林省居民生活必需品支出比重差额的浮动不仅取决于收入水平差额、抚养比率差额和储蓄存款差额的变化，而且还有赖于前一期的生活必需品支出比重差额对平衡水平的偏差。而误差修正项ecmt-1的拟合系数为-1.253，表现出对偏差的改进，改进程度取决于上一期的偏差情况。由于误差修正项的系数小于零，当生活必需品在短时间内的浮动与其长时间内的平衡点存在偏差时，误差修正项将以其系数绝对值大小的力度对其进行负向调整。从回归系数的大小可以看出，抚养比率差额和人均可支配收入差额的变动对生活必需品消费支出比重差额变动的影响较大，在其它影响条件恒定的状况下，每增加一单位抚养比率差额和一单位人均可支配收入差额，分别增加3.213和1.003单位的生活必需品消费支出比重差额；而人均储蓄存款差额相对影响较小，每增加一单位人均储蓄存款差额，相应会减少0.489单位的生活必需品消费支出比重差额。

2.医疗保健支出比重的影响因素模型

（1）建立回归模型

根据表1中的2004—2016年的13组数据，建立人均可支配收入（X1）、人均财政支出额（X3）、抚养比率（X4）和人均储蓄存款额（X5）对医疗保健支出比重（Y2）的回归模型，通过最小二乘法建立形如Y2=c1+β1X1+β2X5+e1t,，X3=c2+β3X4+e2t的最优回归方程，得到两个回归方程分别为Y2=7.436+0.117X1-0.032X5（回归估计结果如下表7所示），X3=-447.052+15.745X4（回归估计结果如表8所示）。从模型回归估计结果①来看，可决系数R2=0.910078，方程拟合效果很好；且通过方程在1%的显著水平下的模型检验；在5%的显著水平下，参数c1、β1、β2对应的t检验也均呈显著。从模型回归估计结果②来看，其中可决系数R2=0.505269，方程拟合效果符合一般标准；对方程整体的回归检验，即F检验的伴随概率为0.006457，在1%的显著水平下，方程的显著性检验，即F检验通过；且在5%的显著水平下，参数c2、β3对应的t检验也均呈显著。

表7 变量Y2影响因素模型的回归估计结果①

表8 变量X3的回归估计结果②

（2）协整检验

在上述采用最小二乘法得到的回归模型中，通过计算预测值得到残差序列et1和et2，并进行单位根ADF检验，结果如表9、表10所示。

表9 变量Y2残差序列et1的单位根ADF检验

表10 变量X3残差序列et2的单位根ADF检验

分析上述单位根ADF检验结果，单位根检验统计量的值分别为-4.992268和 -2.586827，均小于显著水平为5%的临界值，说明显著水平为5%时，可认为残差序列为平稳时间序列，表明序列医疗保健支出比重（Y2）和人均可支配收入（X1）、人均财政支出额（X3）抚养比率（X4）、人均储蓄存款额（X5）具有协整关系。

估计出来的协整关系式为：

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

协整检验结果表明，残差项是稳定的，医疗保健支出比重（Y2）、人均可支配收入（X1）、人均财政支出额（X3）、抚养比率（X4）、人均储蓄存款额（X5）存在一个长期稳定的协整关系。

（3）误差修正的模型建立

由以上剖析结果能够得知，医疗保健消费支出比重（Y2）、人均可支配收入额（X1）、人均财政支出额（X3）、抚养比率（X4）和人均储蓄存款额（X5）之间具有长时期的稳定联系，而为了了解变量在短时期内的变动联系，则使用误差修正模型来分析。

将医疗保健支出比重差分变量列D（Y2）作为被解释变量，人均可支配收入差分变量D（X1）、人均财政支出差分变量D（X3）、抚养比率差分变量D（X4）、人均储蓄存款差分D（X5）、前一期的医疗保健支出比重差分变量D（Y2（-1））和其对均衡水平的偏离ecmt-1作为解释变量，遵循AIC最大值原则，得出最优误差修正模型，如表11所示。

表11 误差修正模型

由表11所知，误差修正模型为：

从回归估计结果来看，可决系数R2=0.756058，DW检验值为2.778938，误差修正模型拟合效果较好。

根据以上分析表明，居民医疗保健支出比重差额的变动取决于人均可支配收入差额、抚养比率差额、人均储蓄存款差额、前一期的医疗保健支出比重差额和其对均衡水平的偏离。误差修正项ecmt-1的拟合系数为0.025，表现出对偏差的改进。由于误差修正项的系数大于零，当医疗保健支出额的短时间浮动与其长时间的平衡点存在偏差时，误差修正项将以其系数绝对值大小的力度对其进行正向调整。从回归系数的大小可以看出，各影响因素对医疗保健支出比重差额的影响程度较为平均，且仅人均可支配收入差额和人均财政支出差额对医疗保健支出比重存在正向影响。

3.教育文化娱乐支出比重的影响因素模型

（1）建立回归模型

根据表1中的2004—2016年的13组数据，建立人均可支配收入（X1）、人均财政支出额（X3）、抚养比率（X4）和人均储蓄存款额（X5）对教育文化娱乐支出比重（Y3）的回归模型，通过最小二乘法建立 形 如Y3=c1+β1X3+β2X4+et1，X5=c2+β3X1+e2t的 回 归 方 程 ，得 到 最 优 回 归 方 程 分 别 为Y3=-15.670-0.030X3+0.974X4（回归估计结果如表12所示），X5=-30.001+2.209X1（回归估计结果如表13所示）。从模型回归估计结果①来看，可决系数R2=0.676181，方程拟合效果符合一般方程回归估计标准；β1和β2对应的t检验值分别为-3.085956和4.564081，其伴随概率分别为0.0115和0.0010，在5%的显著水平下，则拒绝回归系数等于0的原假设，表明自变量人均财政支出额（X3）和抚养比率（X4）分别对因变量教育文化娱乐支出比重（Y3）的影响是显著的；而对于方程的显著性检验，即F检验的伴随概率为0.003560，F检验通过。从模型回归估计结果②来看，可决系数R2=0.977623，模型拟合效果较好；且F检验的伴随概率为0.000000，当显著水平为1%时，方程F检验通过，该回归模型显著。

表12 变量Y3影响因素模型的回归估计结果①

表13 变量X5的回归估计结果②

（2）协整检验

在上述采用最小二乘法得到的回归模型中，通过计算预测值得到残差序列et1和et2，并进行单位根ADF检验，检验结果如表14、表15所示。

表14 变量Y3的残差序列et1的单位根ADF检验

表15 变量X5的残差序列et2的单位根ADF检验

根据以上单位根ADF检验结果得出结论，当显著水平为5%时，均会拒绝残差序列为非平稳时间序列的原假设，表明序列教育文化娱乐支出比重（Y3）、人均可支配收入（X1）、人均财政支出额（X3）、抚养比率（X4）和人均储蓄存款额（X5）具有协整关系。

估计出来的协整关系式为：

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

协整检验结果表明，残差项是稳定的，因此教育文化娱乐支出比重（Y3）、人均可支配收入（X1）、人均财政支出额（X3）、抚养比率（X4）和人均储蓄存款额（X5）存在一个长期稳定的协整关系。

（3）误差修正的模型建立

运用误差修正模型的建立来剖析变量在较短时期里的动态变动联系。将教育文化娱乐支出比重差分变量D（Y3）作为被解释变量，当期与前一期的人均可支配收入差分变量D（X1）和D（X1（-1））、人均财政支出差分变量D（X3）、抚养比率差分变量D（X4）、人均储蓄存款差分变量D（X5）、前一期的教育文化娱乐支出比重差分变量D（Y3（-1））和其对均衡水平的偏离ecmt-1作为解释变量，遵循AIC最大值原则，获得最优误差修正模型，如表16所示。

由表16所知，误差修正模型为：

从模型回归估计拟合结果来看，可决系数R2=0.906572，且当显著水平为5%时，系数对应的t检验和方程的F检验均显著，方程估计效果较好。

上述分析表明，居民教育文化娱乐支出比重差额的变化有赖于当期和前一期人均可支配收入差额、抚养比率差额、人均储蓄存款差额、前一期的教育文化娱乐支出比重与其对均衡水平的偏差。由于误差修正系数值为0.095，表现对偏差的改进。由于误差修正系数大于零，当教育文化娱乐支出比重在较短时期浮动与长时期均衡点偏差较大时，系统就以修正系数绝对值大小的力度对其进行正向修整。从回归系数的大小可以看出，教育文化娱乐支出比重差额变动受抚养比率差额和前一期的教育文化娱乐支出比重差额影响较大，在其它影响因素不变的状况下，每增加一单位抚养比率差额和一单位前一期教育文化娱乐支出比重差额，分别增加1.442和-1.079单位的教育文化娱乐支出比重差额。

四、结论与建议

（一）结论

1.吉林省居民整体消费行为态势良好，但仍存在缺陷，有待于优化

本文分析发现，吉林省城乡居民用于食品消费支出、衣着上的消费支出比重显现出下降的态势，而用于交通通讯、教育文化娱乐的支出比重则逐年上升，说明消费形态越来越多样化，居民愈加重视生活质量，向往充实的精神生活；但食品类别的消费支出数量仍是总消费支出的主体部分，说明在消费支出中，居民仍需将大部分消费支出额用于满足居民生活必需品的消耗，消费结构有待于优化。

2.居民生活必需品支出比重变化受收入水平、人口结构和消费观念的影响

通过协整检验得出生活必需品消费支出比重（Y1）和人均可支配收入（X1）、抚养比率（X4）、人均储蓄存款额（X5）变量具有长期稳定的均衡关系，但其与消费品价格因素无关。其中生活必需品消费支出比重与人均可支配收入和抚养比率成正相关，而与人均储蓄存款额成负相关。说明我省人均可支配收入越多、人口老龄化越严重，用于生活必须品支出的比重越高；而人均储蓄存款额越多，用于生活必需品支出比重越低，居民生活水平越高。

3.居民医疗保健支出比重变化受收入水平、经济政策、人口结构和消费观念的影响

通过协整检验得出医疗保健支出比重（Y2）和人均可支配收入（X1）、人均财政支出额（X3）、抚养比率（X4）、人均储蓄存款额（X5）具有长期稳定的均衡关系。其中医疗保健支出比重与人均可支配收入和抚养比率成正相关，而与人均财政支出额和人均储蓄存款额成负相关。说明居民收入越高，人口老龄化越严重，用于居民医疗保健消费支出数量的比重越大，但不可认为人口老龄化有利于优化消费结构，抚养比率的增长会促进医疗费用的支出，但却不是因注重医疗保健而致使该费用的增加；而政府财政支出额和居民人均储蓄存款额越多，用于医疗保健支出的比重越低。

4.居民教育文化娱乐支出比重变化受收入水平、经济政策、人口结构和消费观念的影响

通过协整检验得出教育文化娱乐支出比重（Y3）和人均可支配收入（X1）、人均财政支出额（X3）、抚养比率（X4）、人均储蓄存款额（X5）存在一个长期稳定的均衡关系。其中教育文化娱乐支出比重与人均可支配收入和抚养比率成正比，而与人均财政支出额和人均储蓄存款额成反比，因此，该影响因素对医疗保健支出数量比重和教育文化娱乐支出数量比重的作用方向一致。

（二）建议

1.改善收入分配机制，缩小居民间的收入分配差距

吉林省居民消费结构状况存在一定缺陷，究其根源，这是由于居民间的较大的收入差距造成的。因此，尽力减小居民间的收入分配差距是一个重要解决方法。任意区域的发展都离不开政府的政策支持，政府应放松对贫困地区的管制，保障贫困地区的根本收入来源，优化其生产结构，加速小康社会的建设步伐，在遵循一个都不能少的基本原则上，进行全面小康社会的建设。

2.政策性适当减少政府财政支出，引导居民进行合理消费

人均财政支出数量是影响居民消费结构状况的重要要素，该要素对医疗保健支出数量比重和教育文化娱乐支出数量比重的影响程度不尽相同，却对其具有相同的作用方向，即财政支出变化对医疗保健支出比重和教育文化娱乐支出比重变化均具有反向作用。因此，政府应适当缩小财政支出数量以促使消费结构情况趋向于较为理想的方向发展。但要遵循适度的原则，这是由于财政支出的增加并不是严重阻碍了消费结构的发展，而是帮助居民承担一定消费支出费用。

3.调整人口结构，有效遏制人口老龄化的现象

目前我国人口老龄化现象严重，劳动力人口负担较重，居民无法满足对物质、精神、文化更深层次的要求。因而政府相关部门应采取行动，有效遏制人口老龄化的现象，减小居民生活必需品支出比重，提高居民生活水平，达到更为合理的消费结构。

4.逐渐转变居民消费观念，减少居民储蓄存款额

在影响消费结构的因素中，居民的消费观念也是至关重要的，其可引导居民进行消费。而储蓄存款额的状况是居民消费观念的侧面反映，减少居民储蓄存款额有利于优化消费结构。我国崇尚节俭，这也是我国的优秀文化传统，这同我国供不应求的经济市场的历史是有关的，而如今我国居民生活水平明显进步，商品市场已转为供过于求，居民不必再“过度节俭”，应在正常消费情况下增加需求来拉动经济。