李佳豪

摘要：內(nèi)生消費(fèi)的增長(zhǎng)趨勢(shì)和規(guī)模是經(jīng)濟(jì)內(nèi)生力量的重要體現(xiàn)。本文建立長(zhǎng)面板模型，通過(guò)控制時(shí)間效應(yīng)估算出直轄市和自治區(qū)城鄉(xiāng)居民內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模，并通過(guò)建立混合時(shí)間序列模型對(duì)其進(jìn)行預(yù)測(cè)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：直轄市和自治區(qū)城鄉(xiāng)居民內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模整體呈現(xiàn)上漲趨勢(shì)，但近幾年有所下降;直轄市和自治區(qū)農(nóng)村居民內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模上漲速度比城鎮(zhèn)居民上漲速度快，但穩(wěn)定性相對(duì)較差。因此，為進(jìn)一步擴(kuò)大居民內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模，城鎮(zhèn)居民需要縮小收入差距和加強(qiáng)消費(fèi)行為的引導(dǎo)，農(nóng)村居民則需要加強(qiáng)消費(fèi)市場(chǎng)的挖掘。

Abstract： The growth trend and scale of endogenous consumption is an important reflection of the endogenous power of the economy. This paper establishes a long panel model to estimate the endogenous consumption scale of urban and rural residents in municipalities directly under the Central Government and autonomous regions by controlling the time effect， and predicts it by establishing a mixed time series model. The results show that the endogenous consumption scale of urban and rural residents in municipalities directly under the Central Government and autonomous regions shows an overall upward trend， but has declined in recent years. The endogenous consumption scale of rural residents in municipalities directly under the Central Government and autonomous regions is rising faster than that of urban residents， but the stability is relatively poor. Therefore， in order to further expand the scale of residents'endogenous consumption， urban residents need to narrow the income gap and strengthen the guidance of consumption behavior， while rural residents need to strengthen the tapping of consumer market.

關(guān)鍵詞：內(nèi)生消費(fèi);消費(fèi)函數(shù);長(zhǎng)面板;混合時(shí)間序列模型

Key words： endogenous consumption;consumption function;long panel;mixed time series model

中圖分類(lèi)號(hào)：F063.2? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 文章編號(hào)：1006-4311（2019）31-0280-05

0? 引言

經(jīng)濟(jì)新常態(tài)以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度放緩，由2013年的7.8%下降到2017年的6.9%，未來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力問(wèn)題成為研究熱點(diǎn)之一。盡管消費(fèi)、投資與出口相互協(xié)調(diào)能夠有效拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[1]，但經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)卻是投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率下降，消費(fèi)成為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿?，且其真?shí)貢獻(xiàn)率仍然被低估[2]。2018年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》顯示，2017年消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率為58.8%，相比2013年上漲了近22個(gè)百分點(diǎn)，而2017年投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率為32.1%，相比2013年下降了近23個(gè)百分點(diǎn)。近年來(lái)，居民家庭儲(chǔ)蓄率居高不下，阻礙了居民消費(fèi)的增長(zhǎng)[3，4]，這是否意味著未來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力不足？事實(shí)上，居民消費(fèi)可分為內(nèi)生消費(fèi)和外生消費(fèi)[5]，而由經(jīng)濟(jì)制度本身決定的消費(fèi)水平才能最終決定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期發(fā)展速度，即內(nèi)生消費(fèi)才是經(jīng)濟(jì)內(nèi)生增長(zhǎng)的動(dòng)力[6]。因此，內(nèi)生消費(fèi)增長(zhǎng)趨勢(shì)和規(guī)模對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要意義。

1? 文獻(xiàn)綜述

侯文杰（2015）借鑒內(nèi)生增長(zhǎng)概念的內(nèi)涵，將內(nèi)生消費(fèi)定義為：在現(xiàn)有的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)，不依靠外部的刺激與推動(dòng)，僅僅依賴各參與主體自發(fā)的決策行為即居民愿意且能夠消費(fèi)的量[6]。基于以上內(nèi)生消費(fèi)的定義，結(jié)合消費(fèi)函數(shù)理論，居民的內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模就可以進(jìn)行估算和預(yù)測(cè)。

宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)家的消費(fèi)函數(shù)理論一般作為研究消費(fèi)的基礎(chǔ)。Keynes（1936）提出“絕對(duì)收入假說(shuō)”，即消費(fèi)會(huì)隨著收入增加而增加，但消費(fèi)的增加幅度小于收入的增加幅度[7]。Duesenberry（1949）提出“相對(duì)收入假說(shuō)”，即消費(fèi)是現(xiàn)期收入與以前最高收入水平之比的函數(shù)，只要現(xiàn)期收入與按物價(jià)指數(shù)調(diào)整過(guò)的以往達(dá)到的最高收入之比是一個(gè)常數(shù)，那么現(xiàn)期儲(chǔ)蓄與現(xiàn)期收入之比也就是一個(gè)常數(shù)[8]。Friedman（1957）“提出持久收入假說(shuō)”，即消費(fèi)者的持久消費(fèi)與持久收入是固定的比例關(guān)系[9]。Modigliani（1949）與Modigliani & Brumberg（1954）提出“生命周期假說(shuō)”，即個(gè)人的現(xiàn)期消費(fèi)取決于個(gè)人現(xiàn)期收入、預(yù)期收入、開(kāi)始時(shí)的資產(chǎn)和個(gè)人年齡的大小[10，11]。Deaton和Muellbauer（1980）提出“近似理想需求系統(tǒng)”（Almost Ideal Demand System，AIDS），這一模型由一系列的方程組成，用以表明消費(fèi)者對(duì)于不同商品和服務(wù)的需求，及其隨商品價(jià)格、消費(fèi)者收入和人口因素的變化而發(fā)生的變化[12]。

國(guó)內(nèi)早期研究著重于結(jié)合中國(guó)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)來(lái)驗(yàn)證西方消費(fèi)函數(shù)理論。尹清非（1992）分階段討論了生命周期理論在我國(guó)居民消費(fèi)儲(chǔ)蓄中的適用性，并指明其在經(jīng)濟(jì)生活中的作用日益彰顯出來(lái)[13]。吳有昌（1995）通過(guò)實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)“絕對(duì)收入假說(shuō)”和“持久收入假說(shuō)”對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)狀況具有較強(qiáng)的解釋力[14]。劉嵐芳（1995）認(rèn)為“相對(duì)收入假定”中的示范效應(yīng)和制輪效應(yīng)存在于我國(guó)居民消費(fèi)中[15]。余永定和李軍（2000）認(rèn)為“持久收入假說(shuō)”和“生命周期假說(shuō)”無(wú)法說(shuō)明我國(guó)消費(fèi)者的行為特征，并依據(jù)選擇理論推導(dǎo)出了符合我國(guó)國(guó)情的宏觀消費(fèi)函數(shù)[16]。臧旭恒和孫文祥（2005）利用ELES模型和AIDS模型發(fā)現(xiàn)我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)存在顯著差異[17]。

在消費(fèi)研究的基礎(chǔ)上，理論界開(kāi)始關(guān)注內(nèi)生消費(fèi)增長(zhǎng)問(wèn)題。付紅（2006）通過(guò)實(shí)證發(fā)現(xiàn)工資增速與居民消費(fèi)支出增速有顯著的正相關(guān)關(guān)系，并指明勞動(dòng)力無(wú)限供給的終結(jié)和工資收入內(nèi)生性加速增長(zhǎng)將支持未來(lái)居民消費(fèi)內(nèi)生性增長(zhǎng)[18]。姜百臣和馬少華（2011）通過(guò)對(duì)內(nèi)生財(cái)富派和內(nèi)生消費(fèi)派的理論基礎(chǔ)、作用機(jī)制和研究方法進(jìn)行評(píng)介，發(fā)現(xiàn)內(nèi)生消費(fèi)派相對(duì)于內(nèi)生財(cái)富派在作用機(jī)制上更加符合理論和實(shí)際[19]。何濤（2014）通過(guò)對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)水平的橫、縱向?qū)Ρ?，發(fā)現(xiàn)總體消費(fèi)率偏低，并指出縮小收入差距能夠促進(jìn)我國(guó)居民內(nèi)生消費(fèi)增長(zhǎng)[20]。白萍和伊成山（2019）認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展已經(jīng)成為城鄉(xiāng)居民消費(fèi)升級(jí)的主要內(nèi)生力量，并通過(guò)拓展的AIDS模型證明了其結(jié)論的準(zhǔn)確性[21]。

盡管理論界一直關(guān)注居民內(nèi)生消費(fèi)，但對(duì)其規(guī)模缺乏一定的定量分析?！敖^對(duì)收入假說(shuō)”將影響消費(fèi)的因素分為主觀因素和客觀因素，且主觀因素引起的消費(fèi)動(dòng)機(jī)看成已知的常量，客觀因素中的工資因素即收入作為消費(fèi)的主要影響因素，由此建立凱恩斯消費(fèi)函數(shù)，公式表示為：C=a+bY[22]。由上文對(duì)內(nèi)生消費(fèi)的定義可知，內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模與凱恩斯消費(fèi)函數(shù)中的常數(shù)項(xiàng)基本一致，因此可以估算出內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模。本文以凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論為基礎(chǔ)，建立長(zhǎng)面板模型，通過(guò)控制時(shí)間效應(yīng)估算出直轄市和自治區(qū)城鄉(xiāng)居民的內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模，其后通過(guò)建立混合時(shí)間序列模型對(duì)內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模進(jìn)行預(yù)測(cè)，以此對(duì)居民的內(nèi)生消費(fèi)進(jìn)行定量分析，以期為內(nèi)生消費(fèi)研究提供一些思路。

2? 方法介紹

2.1 內(nèi)生消費(fèi)的估算方法

由于本文個(gè)體較少，時(shí)間維度較大，所以選擇長(zhǎng)面板模型對(duì)內(nèi)生消費(fèi)進(jìn)行估計(jì)。在長(zhǎng)面板中，由于n相對(duì)于T較小，對(duì)于可能存在的固定效應(yīng)，只要加入個(gè)體虛擬變量即可（即LSDV法）。對(duì)于時(shí)間效應(yīng)，可以通過(guò)加上時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)或其平方項(xiàng)來(lái)控制。

為此，考慮以下模型：

其中，xit可以包括常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)及其平方項(xiàng)、個(gè)體虛擬變量以及不隨時(shí)間變化的解釋變量zit。下面考慮擾動(dòng)項(xiàng)？著it存在異方差或自相關(guān)的幾種情況。

①記個(gè)體的擾動(dòng)項(xiàng)方差為。如果存在，則稱擾動(dòng)項(xiàng)？著it存在“組間異方差”。

②如果存，則稱擾動(dòng)項(xiàng)？著it存在“組內(nèi)自相關(guān)”。

③如果存在，則稱擾動(dòng)項(xiàng)？著it存在“組間同期相關(guān)”。

對(duì)于擾動(dòng)項(xiàng)？著it可能存在的組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)或組間同期相關(guān)，主要有兩類(lèi)處理方法。方法一，繼續(xù)使用OLS（即LSDV）來(lái)估計(jì)參數(shù)，只對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤差進(jìn)行校正。方法二，對(duì)異方差或自相關(guān)的具體形式進(jìn)行假設(shè)，然后使用可行廣義最小二乘法（FGLS）進(jìn)行估計(jì)。

2.2 內(nèi)生消費(fèi)的預(yù)測(cè)方法

設(shè)變量表示時(shí)間序列yt，？駐yt表示其一階差分（增長(zhǎng)量）?？紤]擬合模型如下：

傳統(tǒng)時(shí)間序列分析利用模型（1）預(yù)測(cè)yt的長(zhǎng)期趨勢(shì)，誤差項(xiàng)ut反映除了yt的長(zhǎng)期趨勢(shì)以外的波動(dòng)情況，是構(gòu)成yt的預(yù)測(cè)誤差的一個(gè)主要來(lái)源，它的未來(lái)不可預(yù)測(cè)?，F(xiàn)代時(shí)間序列分析的一個(gè)有效應(yīng)用是對(duì)該誤差項(xiàng)uh序列建立ARMA模型，將ut用ARMA模型替代。ARMA模型幫助解釋模型（1）中時(shí)間變量t無(wú)法解釋的那部分變差。這種混合時(shí)間序列模型為：

其中B為滯后算子，？著t是服從正態(tài)分布的白噪聲誤差項(xiàng)，它的方差比ut的方差要小。

3? 實(shí)證分析

3.1 內(nèi)生消費(fèi)估算

3.1.1 變量選取、模型設(shè)定及數(shù)據(jù)說(shuō)明

參照凱恩斯消費(fèi)函數(shù)的基本思想，本文將消費(fèi)水平和收入水平分別作為被解釋變量和解釋變量，用線性形式來(lái)估計(jì)二者之間的數(shù)量關(guān)系，同時(shí)通過(guò)引入時(shí)間效應(yīng)，確定各年份的常數(shù)項(xiàng)，以估算各年份目標(biāo)對(duì)象的內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模。所以，模型形式設(shè)定如下：

上式中，ct代表消費(fèi)水平，其衡量指標(biāo)為居民人均消費(fèi)支出，？琢為基期的自發(fā)消費(fèi)數(shù)額，即內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模的初始值，？茁為邊際消費(fèi)傾向，代表收入水平，其衡量指標(biāo)為居民人均可支配收入[23]，？酌t為時(shí)間效應(yīng)，對(duì)應(yīng)著各年份居民的自發(fā)消費(fèi)數(shù)額與基期數(shù)額之差。

本文選取了1978年至2017年直轄市和1985年至2017年自治區(qū)城鄉(xiāng)居民的收支數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于《北京統(tǒng)計(jì)年鑒》、《天津統(tǒng)計(jì)年鑒》、《上海統(tǒng)計(jì)年鑒》、《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒》、《內(nèi)蒙古統(tǒng)計(jì)年鑒》、《廣西統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》、《寧夏統(tǒng)計(jì)年鑒》和《西藏統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分缺失數(shù)據(jù)用插值法進(jìn)行補(bǔ)充。運(yùn)用Stata11軟件，估算直轄市和自治區(qū)城鄉(xiāng)居民的內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模。變量描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

3.1.2 模型估計(jì)

從數(shù)據(jù)來(lái)看，本文個(gè)體數(shù)量較少，時(shí)間維度較大，即是長(zhǎng)面板數(shù)據(jù)。由于隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的特征對(duì)長(zhǎng)面板模型的估算效率產(chǎn)生影響，因此本文對(duì)組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)和組間同期相關(guān)進(jìn)行檢驗(yàn)。模型Ⅰ對(duì)應(yīng)Co1和y1，模型Ⅱ?qū)?yīng)Co2和y2，模型Ⅲ對(duì)應(yīng)Co3和y3，模型Ⅳ對(duì)應(yīng)Co4和y4。由表2可知，模型Ⅱ和Ⅳ在5%的顯著性水平下均存在組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)和組間同期相關(guān)，而模型Ⅰ僅存在組間同期相關(guān)，模型Ⅲ僅存在組內(nèi)自相關(guān)和組間同期相關(guān)。因此，模型Ⅰ使用面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行估計(jì)，而模型Ⅱ、Ⅲ和Ⅳ使用可行廣義最小二乘法（FGLS）進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果如表3所示。

由表4和表5可知，直轄市城鎮(zhèn)和自治區(qū)農(nóng)村居民的時(shí)間效應(yīng)均能通過(guò)5%的顯著性水平的檢驗(yàn)，直轄市農(nóng)村和自治區(qū)城鎮(zhèn)居民的時(shí)間效應(yīng)僅前6個(gè)年份不能通過(guò)10%顯著性水平的檢驗(yàn)。由此可以斷定，以上內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模估計(jì)是有效地，因此可以進(jìn)行預(yù)測(cè)分析。

3.2 內(nèi)生消費(fèi)預(yù)測(cè)

根據(jù)上文估算出的內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模初始值和各年份的時(shí)間效應(yīng)，得到各年份直轄市和自治區(qū)城鄉(xiāng)居民的內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模。本文以1978年至2017年直轄市城鄉(xiāng)居民和1985年至2017年自治區(qū)城鄉(xiāng)居民的數(shù)據(jù)建立混合時(shí)間序列模型，在此基礎(chǔ)上對(duì)2018年至2025年直轄市和自治區(qū)城鄉(xiāng)居民的內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模進(jìn)行預(yù)測(cè)。

3.2.1 趨勢(shì)外推模型的建立和分析

趨勢(shì)外推模型一般采用冪函數(shù)的模型形式，為了確定冪函數(shù)的次數(shù)，分別建立直轄市和自治區(qū)城鄉(xiāng)居民內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模的趨勢(shì)圖，如圖1所示。

由圖1可知，直轄市和自治區(qū)城鎮(zhèn)居民內(nèi)生消費(fèi)增長(zhǎng)速度明顯小于農(nóng)村居民，利用stata11軟件，利用逐步回歸法，最終確定城鎮(zhèn)居民為一次冪函數(shù)形式，農(nóng)村居民為二次冪函數(shù)形式，趨勢(shì)外推模型的估計(jì)結(jié)果如表6所示。

由表3可知，各個(gè)模型的修正可決系數(shù)均大于0.9，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量均能通過(guò)1%顯著性水平的檢驗(yàn)，可見(jiàn)各模型的擬合優(yōu)度和整體顯著性水平較高，同時(shí)，各時(shí)間變量均通過(guò)5%顯著性水平的檢驗(yàn)，說(shuō)明時(shí)間的確對(duì)內(nèi)生消費(fèi)產(chǎn)生重要影響。在此基礎(chǔ)上，對(duì)各模型的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文選用ADF單位根檢驗(yàn)各殘差的平穩(wěn)性，結(jié)果如表7所示。

由表7可知，和能在5%的顯著性水平上呈現(xiàn)平穩(wěn)性，不能在10%的顯著性水平上呈現(xiàn)平穩(wěn)性，經(jīng)過(guò)一階差分后，能在1%的顯著性水平上呈現(xiàn)平穩(wěn)性。在此基礎(chǔ)上，對(duì)殘差建立ARIMA模型，結(jié)合自相關(guān)系數(shù)、偏相關(guān)系數(shù)和AIC準(zhǔn)則，確定模型的最終估計(jì)結(jié)果，如表8所示。

結(jié)合以上的趨勢(shì)外推模型和ARIMA模型，最終確定直轄市和自治區(qū)城鄉(xiāng)居民內(nèi)生消費(fèi)的混合時(shí)間序列模型，公式表示如下：

將其應(yīng)用到2018年至2025年的內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模預(yù)測(cè)中，如圖2所示。

由圖2可知，2015年至2025年直轄市和自治區(qū)城鄉(xiāng)居民內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模整體成上漲趨勢(shì)，但近幾年有所下降。從規(guī)模大小上看，直轄市農(nóng)村居民內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于城鎮(zhèn)居民，自治區(qū)農(nóng)村居民內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模逐漸超過(guò)城鎮(zhèn)居民，且直轄市農(nóng)村居民最高，其城鎮(zhèn)居民最低;從上漲速度來(lái)看，農(nóng)村居民內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模上漲速度快于城鎮(zhèn)居民，且直轄市農(nóng)村居民最快，其城鎮(zhèn)居民最慢;從波動(dòng)程度來(lái)看，農(nóng)村居民內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模波動(dòng)較大，城鎮(zhèn)居民波動(dòng)較大，且直轄市農(nóng)村居民波動(dòng)最大，其城鎮(zhèn)居民波動(dòng)最小。由此可見(jiàn)，我國(guó)城鄉(xiāng)居民的內(nèi)生消費(fèi)存在較大的區(qū)域差異。

4? 結(jié)論

內(nèi)生消費(fèi)的增長(zhǎng)趨勢(shì)和規(guī)模是經(jīng)濟(jì)內(nèi)生力量的重要體現(xiàn)，對(duì)其進(jìn)行估算和預(yù)測(cè)就顯得尤為重要。由消費(fèi)主體自身決定的內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模與凱恩斯消費(fèi)函數(shù)中衡量主觀因素的常數(shù)項(xiàng)基本一致，依據(jù)凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論，通過(guò)建立計(jì)量模型就可以對(duì)居民的內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模進(jìn)行估計(jì)?？紤]到數(shù)據(jù)的特征性，本文選用長(zhǎng)面板模型，通過(guò)控制時(shí)間效應(yīng)對(duì)居民的內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模進(jìn)行估計(jì)，經(jīng)檢驗(yàn)，直轄市城鎮(zhèn)和自治區(qū)農(nóng)村居民內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模均能通過(guò)5%的顯著性水平的檢驗(yàn)，直轄市農(nóng)村和自治區(qū)城鎮(zhèn)居民內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模僅前6個(gè)年份不能通過(guò)10%顯著性水平的檢驗(yàn)。在此基礎(chǔ)上，建立由趨勢(shì)外推模型和ARIMA模型結(jié)合的混合時(shí)間序列模型，對(duì)直轄市和自治區(qū)城鄉(xiāng)居民的內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模進(jìn)行預(yù)測(cè)研究，結(jié)果表明：直轄市和自治區(qū)城鄉(xiāng)居民內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模整體呈現(xiàn)上漲趨勢(shì)，但近幾年有所下降;直轄市和自治區(qū)農(nóng)村居民內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模上漲速度比城鎮(zhèn)居民上漲速度快，但穩(wěn)定性相對(duì)較差。

針對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模的差異性，需要通過(guò)不同的途徑以進(jìn)一步擴(kuò)大居民的內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模。為進(jìn)一步擴(kuò)大城鎮(zhèn)居民內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模，需側(cè)重于居民收入和消費(fèi)行為兩個(gè)方面。在居民收入方面，通過(guò)開(kāi)征壟斷稅，完善社會(huì)保障制度，提高低收入人群的收入水平，以縮小收入差距，從而擴(kuò)大內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模[6，20];在居民消費(fèi)行為方面，通過(guò)把握各年齡段的消費(fèi)心理特征，加強(qiáng)消費(fèi)引導(dǎo)，以增加居民深涉型消費(fèi)，減少淺涉型和無(wú)知型消費(fèi)，減少失調(diào)的購(gòu)買(mǎi)行為，養(yǎng)成良好的購(gòu)買(mǎi)習(xí)慣[24]。為進(jìn)一步擴(kuò)大農(nóng)村居民內(nèi)生消費(fèi)規(guī)模，則需側(cè)重于消費(fèi)市場(chǎng)方面，如進(jìn)一步推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，完善社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制，促進(jìn)流通體制改革，推動(dòng)線上線下融合，以充分挖掘消費(fèi)市場(chǎng)[25]。

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