居民消费水平论文模板(10篇)

导言：作为写作爱好者，不可错过为您精心挑选的10篇居民消费水平论文，它们将为您的写作提供全新的视角，我们衷心期待您的阅读，并希望这些内容能为您提供灵感和参考。

篇1

体育产业发展纲要（1995年～2010年）中指出我国体育产业包括三大类别。第一为体育主体产业类，指发挥体育自身的经济功能和价值的体育经营活动内容，如对体育竞赛表演、训练、健身、娱乐、咨询、培训等方面的经营；第二指为体育活动提供服务的体育相关产业类，如体育器械及体育用品的生产经营等；第三类指体育部门开展的旨在补助体育事业发展的其他各类产业活动。根据以上可以得知体育消费是指人们参与体育活动与观赏运动竞赛而对消费资料的使用与消耗。从狭义上讲即是直接的体育消费是指参与体育活动与观赏运动竞赛过程中对体育服务产品及与体育消费直接有关的实物产品、精神产品的消费。广义的体育消费指一切与体育活动有关系（联系）的个人消费行为。比如在观看体育比赛过程中购买饮料，去外地观看体育比赛的交通费、食宿费等等。归纳为两点就是实物消费和精神消费两大类。

1.实物消费

我国居民的体育消费中主要以实物消费为主，主要有运动服装鞋帽、健身器材设备、体育书刊杂志、食品饮料等。经调查表明以运动服装鞋帽等体育实物消费资料的比重占体育消费支出的81.5％，而用于观看比赛，参加娱乐活动的劳务性消费比重仅占体育消费支出的10％左右，体育书刊磁带占7.1％；其他消费品占2.4％。运动服装鞋帽等体育实物消费占到这么大的比重主要还是人们的消费心理没有改变，因为大部分人的经济水平决定了他们的消费结构还没有脱离传统，运动服装鞋帽兼具运动和日常穿着，是生活中的必需品。人们在进行体育消费的同时首先想到的就是对生活的改变，所以这种比例分成也就正好表明了现在我国居民体育消费的结构层次。停留在外表上的消费，因为去买这种运动服装鞋帽的人民未必会投入到真正的体育运动或锻炼中，那后续的一些带动消费就不存在。其次就是少数人购买小型的健身器材，为什么会选择这些小型健身器材，是因为这些器材占用地方小，人们在家中就可以进行锻炼，达到健身的目的，而省去了一些去场馆的费用。当然后者会比前者在体育消费上面的力度大。但是这些都只是前段消费层次。

2.精神消费

体育消费中的精神消费支出主要是指：观看体育比赛、表演、展览，体育文化资讯等，2008年北京奥运会的胜利召开，足以体现人民观赏体育赛事的热情，因为以往我们对于体育运动盛会的认识大部分人还是健身，为国争光的一种理念，但是通过这次的召开，人们发现了体育运动中给人们带来的不光是健身，为国争光，还有一种协作、高兴、放松的心情。这类消费相对实物消费而言层次较高，在物质生活水平日益提高的情况下，人们会追求精神享受，这类消费的增长于是发展比较快，在广州，人们用在观看体育消费占整个体育消费支出的12.4%。随着经济的发展，运动水平的提高，观赏型消费支出会增大。

上述外还有相关的延伸消费如体育彩票和体育劳务消费，体育彩票就不用论述了，体育劳务消费是指人们用货币购买各种与体育活动有关的体育劳务或服装的体育消费资料的消费，也称参与型体育消费，如为参加各种各样的体育活动、健身训练、体育健康医疗等所支付的各项费用，随着我国工作制度的不断改变，人们的闲暇时间相对增加，伴随着生活节奏的加快，人们为了追求更佳的生活质量，必将更加积极地投入到体育运动的实践中来，这类体育消费也具有很大的市场潜力。

二、影响体育消费的因素分析

满足体育消费的体育产品泛指能够满足人们参与、观赏各种竞技运动、健身运动需要的一切有形、无形的东西。花钱观看体育赛事,是一种兴趣的追求、情绪的宣泄、心理需要的满足。事精神层面的消费。如果一个消费者的这种心理与情感需要的满足程度越高,那他不断地产生这种特殊购买行为的可能性便越大。同样,当消费者花钱参与到体育锻炼或者购买与体育相关的服装及其器材时,他的这种购买行为让他或她得到的是什么呢?得到的是情感上的愉悦及对身体健康的希望。可见,体育产品的核心是它能满足人们的某些需要。中国人口数量多,对体育产品具有消费欲望的潜在消费者在中国人口中占有相当大的比重,因为获得“健康”、“活力”是人类永恒的追求,观赏竞技体育实现心理与情感的满足则日益成为当代一部分人的生活方式。造成我国体育消费水平低下的原因是多方面的,归纳起来有:

1.收入水平直接影响着人们对体育消费的投入

根据恩格尔定律,一个家庭收入越少,其收入中用于购买食物的支出所占的比率越大。随着民民收入的增加,在全部支出中用于食物支出所占的比重会下降,而用于文化娱乐(体育)消费方面的支出会逐渐上升。当较低层的需要初步得到满足以后，人们就会追求较高层次的需求，那么，体育需求是处于享受需求和发展需求阶段，它是满足人们精神文化生活和增进健康、增强体质的需求，所以，经济的发展和人们收入水平的提高对于扩大体育消费会起到积极的作用。2.体育场馆开放程度及服务水平对体育消费的影响

我国体育场馆和设施数量少，20世纪90年代初期，国家规定单位的体育场所要向社会开放，虽然这个规定给人们的健身提供了很多方便，但是，因为这些体育场所归各单位管理，场馆的管理维护、运转等投入由各单位负担，所以，为了场馆能正常运营，场馆的管理者就必须考虑到利益和效益，健身的价格又不能定得过高，会对人们的健身活动有影响，又不能解决场馆的日常开销问题，所以，有的场馆出租场地经营非健身项目以达到收支平衡，实际上用于健身的场地缩小了。现在我国在场馆建设和管理方面也加大了投入力度，在大的城市和地区设立比较大的健身中心和文体娱乐中心，从而弥补一些体育场馆不足的问题。那么，随着体育产业的不断发展，以及经营观念和经营模式的转变，体育消费市场存在着的问题会逐渐得到改善。

3.传统消费观念的根本改变及对体育功能的重新认识

长期以来，我国一直把体育当做社会主义的一项福利事业来认识，体育与文化、教育、卫生等都属于上层建筑的范畴，受国家经济发展水平所制约，体育的发展主要依靠国家财政拨款，而对于体育本身的经济功能，即：体育的产业性质缺乏足够的认识。这种体制带来但就是们对体育的认识始终局限在锻炼身体、培养意志、为国争光的观念中，而体育运动,以及赛事中的娱乐性没有体现。随着人们生活水平的提高，对精神生活追求的日益迫切，在体育消费过程所带来的快乐、成功与协作的感受会对人们传统的消费结构造成一定的冲击。体育消费结构以实物消费资料为主逐渐转向体育赛事及资讯等无形消费。

除了上述因素以外，影响我国居民体育消费的因素还有多方面的，其中有地区经济发展的不平衡、是否有闲暇时间等影响体育消费，因此，在人们生活水平达到一定程度时，进行全民体育教育，加强全民健身意识是扩大体育消费的主要措施。随着人们对健康和体育需求的提高，加上体育消费市场管理的不断完善，体育消费市场必将扩大和发展起来。

三、总结

篇2

 

随着我国经济的快速发展，城镇居民的收入不断增加，我国各地区城镇居民的消费支出强劲增长，消费结构发生了巨大的变化。但是，由于各地区的经济发展不平衡及原有经济基础的差异，各地区的消费结构仍存在着明显差别。为了进一步改善消费结构，正确引导消费，提高我国城市居民的消费水平和生活质量，有必要对各地区城镇居民的消费结构之间的异同进行考察与比较，以期发现特点和规律，从宏观上把握各地区城镇居民的消费现状和不同地区消费水平的差异，为提高我国各地区消费水平提供决策依据。

一、对地区消费水平的差异的分析方法

1 因子分析模型的建立

因子分析模型是根据变量间的相关性大小，把变量分组毕业论文怎么写，利用同组内的变量之间相关性较高而不同组的变量之间相关性较低，每组变量代表一个基本结构，这个基本结构称为公共因子。因子分析的出发点是用较少的相互独立的因子变量来代替原来变量的大部分信息，可以由下面的数学模型来表示[[1]]：

其中：，，，…，为p个原有变量，是均值为0、标准差为1 的标准化变量；，，，…，为m个因子变量，m 小于p，表示成矩阵形式为

，

其中：F因子变量或公共因子，可以将它们理解为在高维空间中互相垂直的m个坐标轴；为特殊因子；F 与均为不可观测的随机变量。 A为因子载荷矩阵，称为因子载荷，是第i个原有变量对第j个因子上的载荷系数。在模型中，特殊因子表示了原有变量不能被因子变量所解释的部分，相当于多元回归分析中的残差，被定义为彼此不相关且与公因子也不相关。

2 实证分析

居民消费水平是指居民在物质产品和劳务的消费过程中，对满足人们生存、发展和享受需要方面所达到的程度。它主要通过消费的物质产品和劳务的数量和质量来反映。

在各种消费指标中，消费结构指标最能够体现出各地区间的消费水平差异，本文引用我国常用的消费资料支出分类方法，将各地区城市居民人均生活费支出分为8个部分，相应的指标分别用X1～X8表示 。其中X1（食品）、X2（衣着）、X3（居住）、X4（家庭设备用品和服务）、X5（医疗保健）、X6（交通和通讯）、X7（娱乐教育文化服务）、X8（其他商品与服务），单位：元

2.1 因子分析

2. 1.1 数据来源

本文数据取自各地区域城镇居民家庭平均每人全年消费性支出(2009年)，来自2010年中国统计年鉴[[2]]。具体表格略论文开题报告范文。

2.1.2因子分析的过程

由于多个变量使用的量纲可能各不相同或者变量间的数值大小相差很大，因此， 首先将初始变量标准化，把原变量数列化为均值为0，方差为1的数列。标准化后全国31个省市作为样本，将上述X1～X8八项支出指标作为变量，得到原始数据阵。首先判断数据变量是否适合进行因子分析，算出样本相关系数阵为：

表1：样本相关系数阵

由上述矩阵发现8个消费要素间的相关系数大部分均大于0.3，适合做因子分析。

再进行KMO统计检验，作为比较变量间简单相关系数和偏相关系数的指标，数学定义为，其中是变量与其他变量的简单相关系数，是变量与变量在控制了剩余变量下的偏相关系数。

Kaiser给出了常用的KMO度量标准： 0.9以上表示非常适合；0.8表示适合；0.7表示一般；0.6表示不太适合；0.5以下表示极不适合。

计算结果如下：

表2

并且通过巴特利特球体检验(P=0.000＜0.05)，表明说明原有的8个变量具有很强的相关性，它们反映的消费要素有很大重叠毕业论文怎么写，可以做因子分析。

利用SPSS计算后得到主成分的碎石图，分析发现提取2个主因子比较合适。

利用主因子分析法提取2个主因子，用最大方差旋转进行简化，得到因子载荷矩阵（见下表），它代表变量和公因子的相关系数：

表3

由表1 载荷矩阵可得出以下结论：

（1）第1 主成分，为主要消费因子，在食品、居住、交通和通讯、家庭设备用品、服务娱乐教育文化服务和其他商品与服务6个方面有较大的载荷，即该因子综合反映了这6个方面的变动趋势。 因此第1 主因子可以视为代表各地区城市居民在这6个方面的消费指标，可命名为生活必需型因素。

（2）第2 主成分，为次要消费因子，在衣着、医疗保健有较大的载荷，所以第2 主因子可视为各地区城市居民在这2方面的消费指标，可命名为生存型因素。如受此影响的地区多为北方省市，可分析为气候因素的影响。

从二维的旋转空间的成分图可以明显的看到各个消费要素间的类属关系，可以看到主消费因子和次消费因子非常靠近两个因子的坐标轴，表明用两个因子刻画消费要素效果非常好，信息丢失较少，达到了我们综合消费要素，减少解释变量的目的，使得提前的因子含义清晰，有利于我们对消费要素进行归类进行分析解释：

表4

2个因子能解释的方差分别为5.640（70.494 ％），1.155（14.440 ％），因此这2个主因子能说明总情况的84.935％。8个变量标准化后（不受各变量的不同量纲的影响），最后各变量X1～X8相对应的共性值之和分别为0.916，0.854，0.744，0.783，0.843，0.892，0.926，0.835，除居住外均大于0.75，所以这些变量对各地区城市居民消费结构的分析具有很强的说服力。

根据标准化数据，分别计算各地区城市主要、次要消费因子得分，以各因子方差贡献率作权重进行加权汇总，得出各地区居民消费水平综合评价得分并排名，表中因子得分情况及其正负仅表示该省市与平均水平的相对位置，并不说明该省市的居民消费发展水平为负。

综合评价排名V=0.704 * F1+0.144 * F2

2.1.2.1我国区域居民消费水平排序及解释（由于篇幅限制，在这里只列取前10位）

表5：全国各省市居民消费因子得分及排名表

 

地区

F得分

F1排名

F2得分

F2排名

综合得分

综合排名

上海

3.34231

1

0.44751

7

2.42

1

 

广东

2.23941

2

-0.75061

9

1.47

2

 

北京

1.32859

4

2.06475

1

1.23

3

 

浙江

1.35439

3

0.58846

6

1.04

4

 

福建

1.13345

5

-0.98121

10

0.66

5

 

天津

0.69190

6

1.05934

2

0.64

6

 

江苏

0.59168

7

-0.05948

8

0.41

7

 

辽宁

-0.02806

8

0.61654

5

0.07

8

 

山东

-0.17779

9

0.84007

4

0.00

9

 

重庆

-0.19444

10

0.88520

3

篇3

中图分类号：F124.7；F127.9 文献识别码：A 文章编号：1001-828X（2016）006-000-01

引言

跟据国家统计局海南调查总队抽样调查的资料显示，2013年海南农村居民的人均纯收入达到8343元，同比增加了935元，名义增长了12.6%，扣除价格因素的影响，实际增长了9.7%。近年来随着农村经济的发展以及城镇化进程的推进，越来越多的农民进城务工或从事非农经营，农民非农产业收入占总收入的比重不断提高，而农业收入占农民总收入的比重不断降低，农民的收入结构已向更稳定的方向转变。2013年海南农村居民人均生活消费支出为5467元，同比增加了731元，名义增长了15.4%，扣除掉价格因素，实际增长了9.3%。从消费类别看，享受型、发展型等非食品类支出增长快于食品类支出，农民生活质量继续改善。

虽然海南农村居民收入有所提高，但是增长速度缓慢，农村消费环境改善缓慢，农村消费水平难有提高。我国农村的消费市场具有很大的潜力，因此一个很重要的问题是如何去挖掘农村的消费潜力。分析海南省农村居民消费水平的主要影响因素，对于提高海南省农村居民消费水平，促进海南省经济的发展有重要意义。

一、建立模型

1.模型估计

分析1993-2013年海南省农村居民收入、农村家庭人均纯收入、商品零售价格指数的时间序列数据。

由数据分析，建立模型：

Yt=β0+β1X1+β2X2+μt

β0为没有任何因素影响下农村居民的消费水平；β1为农村居民家庭人均纯收入对农村居民消费水平的影响；β2为商品零售价格指数对农村居民消费水平的影响；μt是随机扰动项。

根据以上数据，估计结果以下：

Yt=1387.978+0.793391 X1C13.14005X2

（704.3340） （0.024215） （6.597850）

t=（1.970625） （32.76379） （-1.991566）

R2=0.984346 Adjusted R-squared=0.982607

F=565.9392 DW=0.698484

根据以上模型，R2=0.984346，Adjusted R-squared=0.982607，可决系数高，拟合度较好。说明了海南省农村居民家庭人均纯收入与商品零售价格指数对农村居民消费水平的影响比较显著。

参数β1=0.793391，β2=-13.14005，而且0

由H0：β1=β2=0，设显著性水平α=0.05，通过F分布表可查出自由度为k-1=2， n-k=18的临界值Fα（2，18）=19.4，由上表知F=565.9392> Fα（2，18）=19.4，所以应拒绝原假设H0：β1=β2=0，回归方程显著，农村居民家庭人均纯收入和与商品零售价格指数连结起来对“农村居民消费水平”有显著影响。

针对H0：βj=0（j=1，2），给定显著性水平α=0.05，查t分布表的自由度为n-k=18的临界值tα/2（n-k）=1.734.由上表知β1、β2所对应t统计量分别是32.76379、-1.991566，它的绝对值均大于tα/2（n-k）=1.734，可以分别拒绝各个H0，说明了在其他解释变量不变下，解释变量商品零售价格指数与农村居民家庭人均纯收入分别对被解释变量农村居民消费水平的影响都显著。

2.计量经济意义的检验

（1）多重共线性的检验

令Y分别对X1、X2做回归

计算各解释变量的相关系数，选择X1、X2的数据，相关系数矩阵如图：

Y和X1的组合是最优方程，虽然X2跟Y的拟合度不好，但是引入了X2后，R2=0.984346，大于Y和X1回归后的R2=0.980897，对整体模型来说X2这个解释变量具有改善作用，并且t检验也符合，因此解释变量X2不能舍弃，模型可认为不存在多重共线性。

（2）异方差检验

对模型进行White检验

可得出nR2=8.606542，由White检验知，在显著水平α=0.05下临界值χ20.05（5）=11.0705，比较统计值与临界值，nR2

（3）自相关检验

由上得DW=0.698484，若给定α=0.05，查表得DW检验临界值dL=1.125、du=1.538，因为du

二、结论

通过模型说明了农村居民家庭人均收入对消费水平有很大的影响，因此提高消费水平的重要手段就是要增加农村居民的收入。商品零售价格指数对于消费水平来说也有一定的影响，但它受到通货膨胀率以及经济发展水平等因素的影响。

参考文献：

[1]国家统计局.中国统计年鉴.

[2]王真.农村居民消费主要影响因素分析.学年论文.2011（5）.

[3]肖毅.石海峰.海南省农村居民消费需求影响因素分析.

[4]庞浩.《计量经济学》.科学出版社..

篇4

 

一．引言

上海作为中国的国际化大都市，在变革中得到了长足的发展，取得了骄人的成绩，居民收入与消费水平不断提高。目前国际金融危机虽然有所好转，但还处于逐步恢复阶段误差修正模型，扩大内需还是保持经济增长是根本之策，然而较低的居民消费水平限制了市场的开发。改革开放以来,上海城镇居民的平均消费倾向总体上呈波动下降的趋势。其影响因素很多,但收入是影响消费的最主要的因素。消费水平没有充分开发直接影响上海经济的健康稳定发展。因此，研究收入和消费的关系有利于进一步了解国内消费市场，从而制定准确的收入分配政策和消费政策。本文根据凯恩斯的绝对收入假说，以上海为例，对居民收入与消费之间关系进行分析与建模，最后得出相应的政策建议。

二．样本数据

本文选用1978～2008 年上海城镇居民“人均可支配收入( Y) ”和“人均消费支出(C) ”,利用以1978 年为基期的上海城镇居民消费价格指数(P) ,令Yt= ( Y/ P)×100 和Ct = (C/ P) ×100 ,即得剔除价格因素后的实际收入( Yt ) 和实际消费(Ct )。为了减少数据处理中的误差，尤其是异方差，对原始数据分别取自然对数，得到实际收入（lnYt）和实际消费(lnCt)。其变动的趋势见图1误差修正模型，由此可以看出,它们都是带有趋势的非平稳序列。应用的计量分析工具是专业计量软件Eviews6.0。

图1 lnYt和lnCt 走势图图2 lnYt和lnCt 走势图

三．实证分析

（一）平稳---单位根检验

从原始序列变量图，可直观看出其不平稳的态势。时间序列计量分析需要样本是平稳的单位根过程，否则就存在“伪回归”问题。对两者进行一阶差分后, lnYt 和lnCt 相应序列图如图2 所示。由图看出,经过一阶差分后,两者图形渐趋平稳。进一步对各变量进行单位根检验以确定其是否为I（1）过程。单位根检验采用ADF检验法，单位根检验最佳滞后阶数按照AIC（Akaike Information Criterion）准则确定，AIC值越小，则滞后阶数越佳。ADF单位根检验结果见表1。

表1 lnYtt、lnCt 及其一阶差分的单位根检验结果

 

变量

检验形式（c,t,*)

ADF值

5%临界值

结论

lnYt

(c,t,1)

-3.07131

-3.574244

不平稳

lnCt

(c,t,1)

-2.972389

-3.574244

不平稳

lnYt

(c,0,1)

-4.561073

-2.967767

平稳

lnCt

(c,0,1)

篇5

2我国居民消费结构的纵向分析

进入21世纪以来,随着经济体制改革的深入,国民经济的迅速发展,我国城乡居民的消费水平显著提高,居民的各项支出显著增加。随着消费水平的提高,我国城乡居民消费从注重量的满足到追求质的提高,从以衣食消费为主的生存型到追求生活质量的享受型、发展型,消费质量和消费结构都发生了明显的变化。城镇居民在食品、衣着、家庭设备用品三项支出在消费支出中的比重呈现明显的下降趋势,其中食品类支出比重降幅最大,达15个百分点;衣着类下降4个百分点;家庭设备用品类下降幅度不是很大。与此同时,医疗保健、交通通讯、文化娱乐教育服务、居住及杂项商品支出在消费支出中的比例均有上升,富裕阶段的消费特征开始显现。3我国居民消费变化的趋势特点

(1)居民收入迅速增长,消费水平大幅度提高,消费结构呈现明显的富裕型特征消费是收入的函数,收入的增加是消费水平提高和消费结构变化的前提。随着我国经济的发展,我国居民的收入水平不断提高,特别是21世纪以来,我国居民的收入水平迅速提高。伴随着收入水平的提高,城乡居民各项支出全面增加,消费性支出大幅度增长。2005年,我国城镇、农村居民人均消费性支出分别为6510.94元和1943.30元,是1994年的3.9倍和2.5倍。今后5—10年以至更长时间,我国经济保持一个较高的增长速度是完全可能的,城乡居民的消费水平将大幅度提高。

(2)消费能级不断提高,消费内容日益丰富,住房与轿车消费同时升温,可望提前成为消费热点在消费水平提高和消费结构改善的同时,城乡居民的消费能级不断提高。

(3)以教育为龙头的娱乐教育文化服务类消费继续攀升随着人们对知识认知程度的提高和自我完善意识的增强,对教育的投入仍会保持增长。目前从子女教育在人们储蓄目的位居前列的情况看,对教育及教育产品的投入仍是今后一个时期的消费热点。大力发展教育事业,特别是高等教育、成人教育、职业教育应是政府长期坚持和倡导的。

4我国大部分地区居民消费水平偏低的原因及解决方法与策略

(1)居民消费率分析:居民消费率是指在一定时期内一国(或地区)居民消费部分占GDP的比重。改革开放以来的30年中我国居民消费率的变化大体上可以分为五个阶段:第一个阶段是1978-1981年,这一阶段居民消费率直线上升,并在1981年达到了改革开放以来的最高点(53.1%)。第二个阶段是1982-1989年,这8年中居民消费率出现过几次小幅波动,但基本上比较稳定。第三个阶段是1990-1994年,居民消费率持续下降。第四个阶段是1995-2000年,在此期间,除了1997年居民消费率出现了小幅下降以外,其余年份均保持上升趋势,但是上升幅度相当小,只有1.9个百分点。第五个阶段是2001-2005年,居民消费率直线下降,并且在2005年达到了历史最低点(38.2%)。

(2)居民消费占最终消费的比重:改革开放以来的1978年到2005年期间,我国最终消费中居民消费所占的比重虽然出现过波动,但是整体上保持稳定。值得注意的是2004年居民消费的比重直线下降。改革开放以来,我国居民消费占最终消费的比重最高只有81.5%,而且大多数年份不到80%,尤其是2004和2005两年居民消费的比重更是降到了73.3%。国外经验表明,居民消费占最终消费的比重一般不低于80%。这也从另一个方面反映出我国居民消费率偏低的事实。

(3)最终消费率分析:最终消费率是指在一定时期内(通常为一年或一个季度)一国(或地区)最终消费占GDP的比重。改革开放以来的28年中我国最终消费率的变化大致上可以分为四个阶段:第一个阶段是1978-2005年,居民消费率直线上升,并在1981年达到了改革开放以来的最高点(67.5%)。第二个阶段是1982-1994年,除了在1985、1988和1989这三年有小幅回升外,其余年份均在下降。第三个阶段是1995-2000年,除了1997年最终消费率出现了小幅下降以外,其余年份均保持上升趋势,但是在整个阶段中,最终居民消费率上升的幅度并不是很大,只有3.6个百分点。第四个阶段是2001-2005年,居民消费率直线下降,并且在2005年达到了历史最低点(52.1%)。与我国处在相同发展阶段的一些国家的最终消费率一般均在80%以上,但是我国的最终消费率在2003年却只有55.4%。

以上分析显示,1978年以来的任何一个时期,我国的居民消费率和最终消费率都明显偏低,尤其是2001年以来尤甚,这表明我国当前消费不足明显存在。

论文关键词:消费结构;消费趋势;因子分析;聚类分析

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中图分类号：F323.8 文献标识码：A

1 消费支出增长加快

据江苏省统计局网站2011年12月14日公布的数据显示，江苏农民消费支出2010年人均达6543元，比2001年翻了一番多，年均增幅10.8%。社会消费品零售总额也能说明农民消费水平的提高。2010年，江苏社会消费品零售总额中乡村地区实现1516.79亿元，比2000年增长了85.2%，反映最近10a来乡村地区的消费需求呈增长趋势。

2 收入水平对消费的影响

收入是消费的基础。自20世纪90年代末期至2003年，农民收入始终低速增长。1997年至2002年，农民人均纯收入6年只增加549.5元，每年平均增长不到4%。尽管2003年以后，农村居民收入有所增加，但仍然十分有限，只有农民收入大幅增加，农村居民消费才能同步增长。

3 收入分配差距对农民消费的影响

目前，农村的收入和消费水平远低于城市。江苏省统计局2011年12月份公布的数据显示，按收入5等份分组计算的高收入户与低收入户的差距由2000年的5.4：1变为2010年的6.7：1，绝对差距从2000年的6452元变为2010年的16983元，扩大了2.6倍。这个结果表明，农村居民中只有一部分人的消费可望得到扩大。

4 消费结构逐渐转型

消费结构是反映居民生活消费水平、生活质量变化状况以及内在过程合理化程度的重要指标。一般所指的消费结构就是衣食住行和文教、医疗等几大类消费支出占生活消费支出的比例。目前，农民的教育消费太高，以高等教育为例，教育改革前，全国高校年人均学费仅为200元，1997年教育改革后，学费从1998年的1000余元攀升至目前的5000元左右。国家统计局的《2004年国民经济和社会发展统计公报》表明，2004年全国农村居民人均纯收入实际增长6.8%，但农村家庭的教育支出年增长率超过20%。教育费用的昂贵，是农民进行现期消费的“后顾之忧”。

5 农村社会保障机制不健全

预防性储蓄理论认为，当消费者面临收入的不确定性越大的时候，他更多的是依据当期收入来进行消费。而且，未来的风险越大，他越会进行更多的预防性储蓄。当前，虽然农民收入有所增加，但出于谨慎动机，用于预防意外事件的货币量也随之增加。例如，农村中“看病难”“养老难”仍是目前农民反映最强烈的问题。不久前，国务院发展研究中心组织专家实地调查显示，52%的人头痛感冒就自己买药吃，有近20%的人是自我治疗或者硬挺着等病好。农村社会保障机制不健全，使得农民有钱也不敢大胆增加现期消费。

6 农村消费环境较差

主要表现在：

6.1 乡村道路建设问题突出

尤其是山区农村，农民有特产运不出，工业品也难以进入，形成一道较难逾越的鸿沟。

6.2 我国当前电视广播

通讯设施虽然发展很快，但在农村尤其是广大偏僻山区仍然是盲区，限制了广播电视及手机等产品的消费。

6.3 因缺乏对消费品质量的有效监督

大量劣质产品拥入农村市场，农民深受其害，消费积极性严重受挫。

7 消费水平总体偏低

从总趋势上看，江苏农村居民消费支出不断增长，但农民消费水平总体仍然偏低。2001～2010年江苏地区生产总值使用额中，居民消费从3027.67亿元增加到10942.82亿元，年均实际递增12.4%。其中：农村居民消费从1373.31亿元增加到2676.41亿元，年均仅递增5%；而城镇居民消费从1654.36亿元增加到8266.41亿元，年均递增16.7%。由此可见，在江苏近10a的经济发展中，来自农民消费的贡献非常小。

8 消费心理因素对农民消费的影响

现实生活中，农民的消费行为还受到传统消费习惯和消费观念的影响，如平时省吃俭用，到节假日过度消费，重视人情消费、非科学消费，消费方式讲究从众与求同，造成实际改善生活的支出受到挤占，使得农民消费增长乏力。

9 财政与金融市场的支持力度对农民消费需求的影响

近几年，国家财政、金融在支持农村消费上做了很多工作，但相对于对城市消费的支持，还是很小的。就金融信贷来说，一来因农民金融信贷观念相对落后，在生产生活消费时，如自有资金不足，大多数选择向亲戚朋友等个人借款，甚至向不法高利贷者借贷。其次是银行等金融机构不太愿意向回报率较低、风险相对较大的农村或农民贷款。另外，宏观经济环境、就业机会等因素同样会对农村消费产生作用，或将成为制约消费需求的阻力。

篇7

随着国民经济体制的不断改革和经济水平的不断提高，我国消费市场规模日趋扩大，城镇和农村的消费经济都得到了一定发展。消费市场必然涉及商品流通，而流通业作为生产和消费的桥梁和纽带，无疑是引导消费经济发展的先导力量。我国各级政府也越来越重视流通业的发展，充分认识到流通业增长对拉动内需的重要作用。“十”明确指出，流通发展能够实现消费、引导消费和创造消费，要把发展现代流通业作为现阶段扩大国内消费市场的一个重要抓手。部分地区以“满意消费惠万家”活动贯彻落实“十”精神，不断推进流通业转型升级。

学者们采用不同方法实证检验流通业增长对消费经济的影响，如李骏阳、包伟、夏禹铖（2011）采用偏最小二乘法检验了我国流通业对农村居民消费的影响，丁凡凡（2012）则运用协整、因果检验、回归分析等一系列计量方法检验了我国流通业发展与居民消费的关系。但纵观研究发现，大部分学者的研究以流通业对居民消费的影响系数固定为前提，能够分析流通业对居民消费动态影响的文献非常罕见。本文实证分析流通业增长对消费经济的动态影响。同时，考虑到我国二元经济的发展模式依然存在，故分城镇和农村两个层面分别进行探讨。

研究方法、变量选取及数据处理

（一）研究方法

为了定量研究流通业增长对消费经济的动态影响，本文采用Akaike在1976年提出的状态空间模型进行实证。状态空间模型属于动态时域模型，是一类将隐含的时间作为自变量的计量模型，它多用于多变量时间序列的估计和预测。状态空间模型包括两个参数方程，分别为量测方程（measurement equation）和状态方程（state equation）。设yt表示含有k个变量的k维向量，该变量向量与m维的状态向量αt存在相关性，该状态空间模型可写为：

（1）

其中，第一个方程为量测方程，第二个方程为状态方程，Zt表示k×m阶的量测矩阵，Wt表示m×m阶的状态转移矩阵，dt和ct分别为k×1和m×1向量，Rt表示m×g阶矩阵，ut和εt分别为k维和g维的误差向量，而且两个误差向量互不相关。根据状态空间模型的原理，两个误差向量应满足如下关系：

（2）

其中，Ht和Qt分别为两个误差向量ut和εt的协方差矩阵。量测方程和状态方程等式右边除误差向量和状态向量外的所有矩阵或向量，以及两个误差向量的协方差矩阵统称为非随机的系统矩阵，这些矩阵的变化趋势可以预测，因此矩阵也可预先确定。

以式（1）为框架，可以将线性的固定参数模型扩展为可变参数的状态空间模型，具体形式如下：

yt = xtβt + zt γ+ ut （3）

其中，βt表示随时间变化而发生变化的变系数向量，反映解释变量xt对被解释变量yt影响的动态性，γ为固定参数变量。假设变系数向量βt的变化满足一阶向量自相关过程，即有：

βt = φ βt-1 + εt （4）

式（4）也称为AR（1）模型。其中，φ为自回归参数向量的系数，εt为随机误差项。根据状态空间模型的原理，式（3）、式（4）的两个误差向量应满足如下关系：

（5）

对于式（4）而言，由于参数向量βt为不可观测向量，因此需借助可观测向量yt 和xt进行估计。具体地，可通过卡尔曼滤波方法进行估计。

（二）变量选取及数据处理

本文采用1996-2011我国城镇和农村的时间序列数据作为研究样本，对城镇和农村两个层面分别进行实证检验。对各变量的选取及数据来源作如下说明：

1.被解释变量：消费水平。基于数据的可获得性，本文选取居民人均消费支出水平作为消费水平的指标，其中，以城镇居民人均消费支出作为城镇层面的被解释变量，数据来源于1997-2012年《中国统计年鉴》；以农村居民人均生活消费支出作为农村层面的被解释变量，数据来源于1997-2012年《中国农村统计年鉴》。

2.解释变量：流通业发展水平。以往有部分学者仅以社会消费品零售额作为流通业发展水平的指标（冉净斐，2008），这样的选择存在其合理性，因为它是流通经济规模的总体反映。但是，仅以此作为流通业发展水平来检验流通业增长对消费经济的影响，显得较为片面，因为社会消费品零售额侧重反映商品市场交易方面，而忽视了流通业生产的行为过程。流通业作为一类综合性生产服务业，其生产者的经济行为也从一定程度上影响了消费经济。本文在保留社会消费品零售额这个变量的基础上，参考李俊阳（2011）等的研究，以C-D生产函数为切入点，引入流通业劳动要素和流通业资本要素两个变量，分别反映流通业的组织规模和发展环境。其中，农村社会消费品零售额采用县及县以下农村消费品零售总额表示，且由于城镇消费零售规模远高于农村，故直接采用社会消费品零售额作为城镇消费品零售额的指标。

在选取流通业劳动要素和资本要素指标时，首先对流通业进行界定。基于数据的可得性，选取批发和零售业、住宿和餐饮业两大行业综合作为流通产业体系。城镇流通业劳动要素采用批发零售和住宿餐饮业城镇单位就业人数表示，农村流通业劳动要素采用批发零售和住宿餐饮业乡村就业人数表示，城镇和农村的相关数据分别来源于历年《中国统计年鉴》和《中国农村统计年鉴》。需要注意的是，由于2005年之前没有批发零售业和住宿餐饮业两大行业的具体数据，而分为批发零售贸易业和餐饮业，本文以这两大行业的数据之和作为流通业数据。城镇流通业资本要素采用批发零售和住宿餐饮业城镇固定资产投资完成额表示，农村流通业劳动要素采用批发零售和住宿餐饮业农村固定资产投资完成额表示，城镇和农村的相关数据分别来源于历年《中国统计年鉴》和《中国农村统计年鉴》。

3.控制变量：收入水平。一个地区居民收入水平高低是消费水平高低的重要影响因素，因此本文将其作为控制变量引入。其中，城镇居民收入水平采用城镇居民家庭人均可支配收入表示，农村居民收入水平采用农村居民家庭人均纯收入表示，数据来自历年《中国统计年鉴》。

受通货膨胀的影响，一个地区的名义消费水平往往不能真实反映消费水准，因此有必要根据价格指数对原始数据进行调整。同理，社会消费品零售额、固定资产投资额和居民收入水平也都需要根据相应的价格指数进行调整。城镇居民消费水平和收入水平均按城市居民消费价格指数进行平减调整，农村居民消费水平和收入水平均按农村居民消费价格指数进行平减，城镇社会消费品零售额和农村社会消费品零售额分别按城市商品零售价格总指数和农村商品零售价格总指数表示。由于难以具体获取城镇和农村固定资产投资价格指数，故对城镇和农村流通业固定资产投资完成额均按固定资产投资价格指数进行平减。所有价格指数的数据来自1997-2011年《中国统计年鉴》。

流通业增长对消费经济动态影响的实证分析

（一）城镇层面

1.模型设定。根据前述状态空间模型理论，设定本文的计量模型如下：

量测方程：

ln CONt = β ln INCt + α1，t ln SELt +α2，t ln Lt +α3，t ln Kt + ut

状态方程：

α1，t=α1，t-1+ε1，t

α2，t=α2，t-1 +ε2，t （6）

α3，t=α3，t-1+ε3，t

其中，下标t表示年份，CONt表示t年居民人均消费支出，SELt表示t年社会消费零售额，Lt 表示t年流通业从业人员数，Kt 表示t年流通业固定资产投资完成额，INCt表示t年居民人均收入。β0、β1均为固定参数，α1，t、α2，t、α3，t均为时变参数。ut为量测方程的误差项，ε1，t、ε2，t、ε3，t分别为三个状态方程的随机误差项。

2.实证结果及分析。城镇层面相关变量的数据如表1所示。

根据式（6），采用卡尔曼滤波方法对城镇层面的数据进行实证检验，结果如下：

α1，t = α1，t-1，α2，t = α2，t-1，α3，t = α3，t-1 （7）

其中，α1，t、α2，t、α3，t的最终状态估计值分别为0.033、0.039和0.068。根据状态空间模型的回归结果可知，各个变量对城镇居民消费水平均有显著的影响，可见该回归结果是比较稳健的。为了更清晰地分析流通业各个变量对城镇居民消费水平的动态影响，根据式（7）的回归结果，给出时变参数α1，t、α2，t、α3，t的变化情况，具体如图1、图2、图3所示。

根据式（7），城镇居民收入水平的系数为0.885，且在1%的水平显著，表明城镇居民人均可支配收入每提高1%，将带动城镇居民消费支出提高0.885%，这与以往大量研究得到的城镇居民收入水平对消费支出水平有显著正向推动作用的结论非常类似。由图1可知，1996-2011年城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的弹性系数存在明显的波动特征，且这种波动基本表现在1996-2004年期间，2004年以后该弹性系数呈平稳增加，但增幅很小。在1996-1999年期间，我国城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的弹性系数呈显著增加趋势，产生这种现象的原因在于20世纪90年代是我国消费增长的初步加速期，随着“九五计划”的不断推进，国民经济不断增长，人民生活水平不断提高，小康社会不断发展，尤其是国内市场消费水平明显提升。而消费市场的崛起为我国流通业的发展提供了强大动力，由于流通业的发展促进国内消费品市场的不断扩张，因而能进一步推动城镇居民消费支出的增长。但是，1999-2001年期间，我国城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的弹性系数呈显著降低趋势，原因很可能是1997年亚洲金融危机带来的滞后性影响阻碍了我国城镇消费零售的快速增长，进而影响了城镇消费零售市场扩张对城镇消费水平的促进作用。在2001-2004年期间，我国城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的弹性系数呈“N”型波动特征，原因可能是这段期间我国消费零售市场在新一轮改革中不断调整。2004年以后，我国城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的弹性系数基本稳定，表明城镇消费零售市场已不断成熟，对城镇消费水平的影响也基本稳定下来。图4描绘了城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的贡献率（贡献率计算公式为：δ = α1，t×100×（SELt/ SELt-1 - 1），其中，δ为贡献率，SELt为t期社会消费品零售额，α1，t为城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的弹性系数），从中可以发现，整个样本期间城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的贡献率与弹性系数的变化趋势基本保持一致。

由图2可知，我国城镇流通业劳动规模对城镇居民消费支出的弹性系数呈现波动上升趋势，说明我国城镇流通业劳动规模对城镇居民消费水平的影响正婉转式地提高。但是，从图4也可以发现，城镇流通业劳动规模对城镇居民消费水平的贡献率并没有出现类似变化，在2007年以前基本呈零点附近波动趋势，原因可能在于城镇流通业从业人员的统计口径发生变化，从表1的数据也可以看出，1996-2006年从业人员规模不断缩小。由图3可知，我国城镇流通业资本规模对城镇居民消费支出的弹性系数呈现“两端平缓中间波动”的趋势。尤其是在1996-1999年期间，城镇流通业资本规模对城镇居民消费支出的弹性系数趋于零，原因可能在于改革开放初期政府对流通业投资重视度不够，以致流通业投资对象较为单一，投资效率低下。但1999-2005年期间该弹性系数的波动很大，原因可能是政策的调整使得流通业投资不断提高，但由于流通业自身基础设施薄弱，发展环境没有达到理想状态，致使其投资效率发挥不稳定。

（二）农村层面

根据式（6），采用卡尔曼滤波方法对城镇层面的数据进行实证检验，结果如下：

α1，t = α1，t-1，α2，t = α2，t-1，α3，t = α3，t-1 （8）

其中，α1，t、α2，t、α3，t的最终状态估计值分别为0.299、0.038和0.059。根据状态空间模型的回归结果可知，各个变量对城镇居民消费水平也均有较显著的影响。为了更清晰地分析流通业各个变量对农村居民消费水平的动态影响，根据式（8）的回归结果，给出时变参数α’1，t、α’2，t、α’3，t的变化情况，具体如图5、图6、图7所示。

根据式（8）可知，农村居民人均可支配收入每提高1%，将带动农村居民消费支出提高0.718%。由图5可知，农村消费零售规模对农民消费水平的弹性系数存在明显波动特征，尤其表现在1996-2006年期间，在2006年以后该弹性系数基本趋稳。在1999年和2002年该系数均达到波峰，这与城镇的情况基本类似。由图6可知，我国农村流通业劳动规模对农民消费支出的弹性系数呈现“先波动后趋稳”的特征，在2002年和1999年分别达到波峰和波谷。2005年以后，该系数基本稳定，表明农村流通业劳动规模对农民消费支出的影响趋稳。由图7可知，我国农村流通业资本规模对城镇居民消费支出的弹性系数呈“U型”变化，且在2007年以后，该系数基本趋稳，表明农村流通业资本规模对农民消费支出的影响也趋于稳定。综合观察城镇和农村该系数的变化特征可知，两者均于2007年以后趋于平稳，表明我国流通业资本环境改革对消费的促进作用在城乡基本保持同步。

综上所述，本文利用状态空间模型的框架，实证检验了我国城镇和农村流通业增长对消费经济的动态影响。综合实证结果得到结论如下：城镇和农村流通业发展对消费经济的影响均存在时变特征；城镇、农村消费零售规模对消费经济的影响均存在明显波动，且波动特征类似；城镇、农村流通业劳动规模对消费经济的影响存在明显不同的变化特征，其中城镇为波动上升趋势，农村为中间波动两端持稳；城镇和农村流通业资本规模对消费经济的影响虽然存在差异，但基本同时趋于稳定。

参考文献：

1.李骏阳，包伟，夏禹铖.流通业对农村居民消费影响的实证研究[J].商业经济与管理，2011（11）

2.丁凡凡.流通业发展与居民消费关系研究[D].首都经济贸易大学硕士学位论文，2012

篇8

 

一、引言

改革开放以来，中国的经济转型战略取得了巨大成功，但内需不足的结构性失衡问题一直未得到根本解决，尤其是广大农村居民消费率明显偏低，已成为中国经济长期健康运行的隐忧。伴随着世界经济进入后危机时代，以及中国改革向纵深推进，问题变得更为复杂。因此，深入研究农村居民生活消费的主要影响因素及其作用机制，是一个具有重要现实意义和丰富政策蕴含的命题。

扩大内需的最大潜力在农村。本文对传统的居民消费模型进行修正，研究了影响我国农村居民消费的因素，把国家财政对农业的支出、农村居民消费价格指数等变量引入模型。结果显示，农村居民的人均纯收入、财政用于农业的支出水平对居民消费具有显著影响。在此基础上，本文探讨了扩大农村居民消费需求的财税对策。

二、文献综述

（一）外文文献综述

关于居民消费需求的研究文献较多，如凯恩斯绝对收入假说、杜森贝利提出了相对收入假说、以莫迪利亚尼为代表的生命周期假说和以弗里德曼为代表的持久收入假说。霍尔第一个正式把理性预期假说和LCH／PIH结合起来，得出了不确定性下消费者效用最大化的随机游走模型。但Campbell和Deaton也提出了消费的“过度平滑性”，用以说明随机游走假说与实证结果之间的矛盾。随后发展起来的预防性储蓄假说和流动性约束假说，采用了更符合现实的不确定性假定来研究消费最优化行为。

在研究财政支出对消费的影响方面，Fatas和Mihov、Blanchard&Peroti采用结构向量自回归方法对政府财政支出与居民消费关系做了考察，结果表明财政扩张会导致产出和居民消费的显著增加。

在研究预防性储蓄对消费的影响方面，哈波德认为社会保险可降低居民预防性储蓄，首先，因为在居民面临大额医疗支出或收入下降的情况下，在困难时期保障的存在降低了家庭所面临的不确定性，由此可以降低居民的预防性储蓄。菲尔德斯坦提出养老社会保障对居民储蓄的替代效应和引致退休效应。他运用扩展的生命周期假说模型，考察了美国居民消费养老社会保障之间的关系。

（二）中文文献综述

我国对于消费需求的研究起步较晚，对于影响居民消费因素的研究主要集中在以下几个方面：一是关于居民收入对其消费的影响。在诸多研究当中，众多学者都认为收入水平一直是影响居民消费的主要因素，二者之间存在长期稳定地均衡。陈天祥、李贵荣（2001）分析了我国农村居民消费不足的原因，认为影响农村居民消费的因素可归结为三类：较低的农村居民纯收入水平；勤俭节约的消费观念；宏观经济发展，其中收入水平对农村居民消费取决定性的影响。黄少安和孙涛（2005）从家庭伦理、道德习惯等非正规制度的角度分析研究了中国等国家和地区居民消费和储蓄的特点，并沿用和扩展代际交叠模型，用最优化条件分析了我国居民在储蓄和消费行为等方面的特征和存在的问题。

二是社会保障支出对居民消费影响的研究综述。吴敬琏（1998）指出，在社会生活越来越不确定的情况下经济学论文，要想扩大消费首先要让消费者对未来的预期越来越好。刘钧（2000）认为社会保障问题制约着消费启动的作用力度，完善的社会保障运行机制可以提高居民的边际消费倾向，可以替代居民用于养老和防止意外事故而进行的储蓄。王云、辜萍（2001）通过分析社会保障制度对城乡居民收入分配、消费观念等消费行为的影响，认为社会保障制度与城乡居民消费行为存在非常密切的关系，社会保障制度的健全与完善有利于扩大城乡居民消费，推动经济增长。

三是财政支农对居民消费影响的研究综述

国内学术界对财政支出对农村居民消费的影响也进行了一些研究。许允彬、赵卫亚（2007）使用半参数模型考察了农村产出对农村居民消费的影响。财政农业支出、农村产出与农村居民消费等农村经济变量之间是密切相关、相互影响的，财政农业支出的政策效应也会随时间动态地变化。张阳、杨宏崭（2010）利用协整和误差修正模型对山东省财政支农支和农村消费之间的关系进行实证研究，发现山东省的财政支农支出与农村消费之间存在Granger因果关系、长期稳定的协整关系、同向变动关系和相互促进作用。

四是预防性储蓄方面。不少学者认为未来的不确定性越大，预期未来的消费增长就越大，预防性储蓄就越多。刘丽敏（2004）认为思考中国农村居民储蓄行为及影响因素必须要结合中国经济体制变迁。还有不少学者研究了城乡居民消费的流动性约束问题，认为流动性约束太强和消费者短视行为是造成我国目前消费疲软的根本原因。

还有众多学者分析研究了就业、人口年龄结构等因素对居民消费的影响。如施祖辉（1997）通过对就业率与居民消费增长之间关系的实证分析，研究了就业对消费的影响。[1]

三、山东农村居民人均消费情况分析

自改革开放以来，伴随着收入水平的提高，如下图所示，山东农村居民人均消费也呈现出大幅增长的趋势，从1978年的农村人均消费仅为93.69元，增长到2008年的4077.05元，并且在1995年及其以后年份出现一个人均消费快速上升的趋势，并且在2006年之后又进入了另一个快速上升的阶段。

图1 1978-2008年山东农民人均消费线条图

以上只是对历年数据中山东农村居民人均消费的规模大致分析情况，关于山东农村居民人均消费背后增长的原因还有待于进一步分析。以下将引入一些列影响农村居民人均消费的变量对其进行定量实证分析论文格式。

三、数据与模型设定

本文所使用的数据为1978—2008年的年度数据，原始数据来源于山东省统计年鉴（2008）及山东统计信息网，根据相关理论及数据的可得性，本文选取山东省农村人均消费支出（ct）为被解释变量，农民人均纯收入（yt）、财政支农支出（gt）、农村消费价格指数（pt）作为影响农村居民消费的解释变量。

其中，财政用于农业的支出主要包括：支农支出、农业基本建设支出、农业科技三项费用、农村救济费、新型农村合作医疗等等。农村消费价格指数采用的是以1977年为基期，1977年的农村消费价格指数为100。

同时为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换，变换后不影响原序列的相关性。分别用Lnct、Lnyt、Lngt和lnpt表示取自然对数后的农村人均消费水平、农民人均纯收入、财政支农支出、农村消费品价格指数。

四、多线段回归模型

通过观察分析山东省农村人均消费水平及其线条图可知，数据在1995年、2006年有两个显著的突变点，可以建立关于人均消费水平与时间变量的多线段回归模型进行研究，以下将对其进行分析。

建立模型：

其中，T为时间变动量，当时间为1978年时，T=1；当时间为2008年时，T=31。D1、D2为虚拟变量，在1995年以前（不包括1995年），D1取0，D2取0；在1995-2005年，D1取1，D2取0；2006年之后，D1、D2都取1。

运用Eviews 6.0对上述模型进行回归分析，得到以下回归方程：

Ct=-110.366+62.913T+103.903(T-18)D1+474.085(T-29)D2

t=(-1.332) （9.041） (6.322) (4.703)

=0.977 F=381.556DW=1.490

从回归结果可以得出如下分析：t检验值(除常数项外)、F检验值、呈现出高度的显著性，并且不存在明显的自相关问题。可见，可以从1995年、2006年进行分段。

按1995、2006年进行分段，可得到以下分段回归线性函数：

五、实证回归分析

（一）ADF检验

在运用经济变量建立模型时，通常要求时间序列是平稳的。否则，通过普通最小二乘法得到的回归分析结果可能是毫无意义的伪回归，而经济时间序列常常是非平稳的。

运用Eviews6.0对时间序列lnct和lnyt、lngt、lnpt进行ADF检验，以判断时间序列的平稳性。若ADF值大于临界值，则意味着变量时间序列含有一个单位根，即变量时间序列是不平稳的；否则，若ADF值小于临界值，则认为变量的时间序列是平稳的。

ADF检验结果见表1

表1 ADF检验值表（lnct、lnyt、lngt、lnpt）

 

变量

检验类型

ADF检验值

5%临界值

结论

lnct

(C,T,2)

-3.013053

-3.574244

非平稳

Dlnct

(C,0,2)

-3.776756

-2.971853

平稳

lnyt

(C,T,2)

-2.881591

-3.574244

非平稳

Dlnyt

(C,0,2)

-3.519626

-2.971853

平稳

lngt

(C,T,2)

-2.089553

-3.568379

非平稳

Dlngt

(C,0,2)

-3.481609

-2.967767

平稳

lnpt

(C,T,2)

-2.586008

-3.568379

非平稳

Dlnpt

(C,0,2)

篇9

1.引言

改革开放以来，我国经济取得了巨大的发展，人民生活水平得到很大的提高。然而，我国过去三十年的经济发展主要依赖于出口与投资拉动，消费不足成了制约着国民经济持续发展的首要问题。为此，国家提出了“扩内需、保增长”的宏观经济政策，以促进国家经济持续发展。由于浙江省城镇居民消费是居民消费的主要力量，分析研究城镇居民消费水平及其影响因素，对于浙江省制定恰当的消费政策，提高居民消费水平以及刺激经济增长具有重要的现实意义。

2.研究意义

消费是人类社会经济生活中的重要行为和过程，任何社会都离不开消费。在我国，随着社会主义市场经济体制的确立，消费在全民经济生活中的作用更显重要。可以说，消费活动是经济活动的终点，一切经济活动的目的就是为了满足人们不断增长的消费需求；但另一方面，消费活动又是经济活动的起点，是拉动经济增长的动力。国家一系列决策和尚待解决的问题很大程度上是既源于消费，又回归到消费。要使我国经济长期增长，启动消费需求，就要正确解决“潜在需求很大”与“有效需求不足”的矛盾。

消费水平的提高对经济发展有很大的影响。社会再生产总是以生产为起点运行的，生产是消费的基础，并为消费提供了对象，决定消费水平。但消费也能反作用于生产，首先它是生产的归宿和目的，它使产品得以最终完成和实现，其次它把生产者的劳动能力再生产出来，为生产提供生产主体，三是它充当产品的价值、使用价值的鉴定者，四是它为再生产提供动力和投入的导向，从而促进再生产在规模结构和布局上的优化、合理化。在市场经济条件下，消费水平的提高会促进消费增长和扩大，加快经济运行，增加投资和进出口贸易，推动国民经济的快速增长，国家对此也提出了扩内需、保增长的宏观经济政策。

本文利用浙江省1986年到2009年统计年鉴上的相关数据，对影响城镇居民消费水平的因素进行了实证研究，首先找出可能影响消费水平的因素，然后采用多元线性回归模型其进行分析和检验，最终得出结论，并根据分析结果提出几点提高消费水平的建议。

3.理论假设、数据来源和分析方法

根据大量的消费理论文献的借鉴和研究可知，影响居民消费水平的因素有很多，如居民人均可支配收入、对收入的预期、消费心理、消费偏好、消费惯性、消费者年龄性别及全社会人均固定资产投资、人均生产力水平、消费价格指数等等。由于消费心理等一些因素是不可度量的，因而本文排除这些不可测量的变量，从浙江省居民人均可支配收入、人均固定资产投资、人均生产力水平、消费价格指数等四个可度量的方面来考察其对浙江省城居民消费水平的影响状况，其中本文以浙江省城镇居民人均消费支出来代表人均消费水平。通过对大量相关文献的参阅，本文选择四个对消费水平可能存在显著影响的因素，具体如下：

第一个因素，浙江省城镇居民家庭人均可支配收入，指居民家庭在支付个人所得税之后所得的实际收入。收入和消费的关系非常的紧密，城镇居民的收入水平的高低决定消费水平的高低，是制约消费的基本因素，近年来随着改革开放的深入，人民生活水平的提高，城镇居民的收入普遍增加，所以居民消费水平也相应地提高。

第二个因素，全社会人均固定资产投资。它是反映固定资产投资规模、结构和发展速度的综合性指标，用我省全社会固定资产投资额除去全省人口数就得出人均固定资产投资额。根据西方经济学的基本理论可知投资具有乘数的效应，较小的投入可以引起大的资产流动。投资乘数的放大作用体现在对生产的拉动和引发居民消费上。因为固定资产投资增加必然使企业扩大生产规模，这样社会各部门的劳动者收入也会随之增加，从而消费增加。

第三个因素，消费价格指数指居民支付所购买生活消费品和获得的服务项目的价格。CPI提高，则通货膨胀率提高，居民实际消费水平下降。CPI提高，则居民可分配收入减少，恩格尔指数上升，生活水平下降。CPI提高，刺激居民减少储蓄，增加消费，

第四个因素，全社会人均生产力水平。生产力水平提高，促进劳动生产率的提高，同时降低产品生产成本，因此这将导致产品的价格的下降，从而促进消费者进行消费支出。

变量选取及数据收集主要来自于《浙江统计年鉴》，本文共选取5个变量：浙江省城镇居民人均生活消费支出（Y）；居民人均可支配收入（[x1t]）；人均固定资产投资（[x2t]）；消费价格指数（[x3t]）；人均生产力水平（[x4t]）。通过《浙江省统计年鉴》收集有关数据（1986-2009年），整理后得到所需数据。

本文将城镇居民人均消费支出作为被解释变量，城镇居民家庭人均可支配收入、全省社会人均固定资产投资、全省社会人均生产力水平和消费价格指数等作为解释变量，除了以上几个主要因素做解释变量外，其余的因素都归到随机项中。

4.分析结果

4.1　数据描述性统计

通过spss软件，对变量进行描述性统计其结果如下：

从表1可以看出，人均生产力水平均值大于城镇居民人均消费支出、人均可支配收入、人均固定资产投资与消费价格指数。同时，各变量的标准差较大，1986年至2009年随着经济的飞速发展，全社会人均生产力水平、人均消费支出，人均可支配收入，人均固定资产投资与消费价格指数都在稳定增长。

4.2　回归分析结果

根据表2可以看出，R2=0.998，模型整体拟合较好，则模型系数不全为0。且城镇居民人均可支配收入及消费价格指数系数在1%水平内显著不为0，人均固定资产投资在5%水平内也显著不为0。城镇居民人均消费支出与城镇居民人均可支配收入，人均固定资产，消费价格指数间存在正相关，即收入与固定资产投资及消费价格指数的增长将导致消费支出的增长。但人均生产力水平与城镇居民人均消费支出存在负相关关系，这与经济理论不符，且以人均生产力水平为被解释变量，做对城镇居民人均消费支出的回归，可以看出，二者呈正相关关系，系数为0.357，在1%水平内显著不为0，因此本次回归中人均生产力水平的回归系数不具有经济意义。

4.3　多重共线性的检验与消除

从表2可以看出各系数的方差膨胀因子（　variance　inflation　factor，　VIF）均远大于10，因此认为各变量间存在多重共线性，且对各变量间做pearson相关系数，得表3。

表3　变量相关系数矩阵（　N　=　24）

[＼&1＼&2＼&3＼&4＼&5＼&城镇居民人均消费支出＼&1.000＼&＼&＼&＼&＼&城镇居民人均可支配收入＼&.997＼&1.000＼&＼&＼&＼&人均固定资产投资＼&.976＼&.987＼&1.00＼&＼&＼&消费价格指数＼&.878＼&.848＼&.760＼&1.000＼&＼&人均生产力水平＼&.986＼&.995＼&.994＼&.800＼&1.000＼&]

从表3可以看出各变量间存在较严重的多重共线性，且城镇居民人均可支配收入与城镇居民人均消费支出相关系数最大，因此根据经济理论与统计检验，收入是最重要的解释变量，选出最优简单回归方程为[yt=f（x1t）]，

5.结论与建议

通过分析，本文得出城镇居民的人均可支配收入和消费价格指数都是影响消费水平的因素，对其具有显著的正相关作用。从实际情况来说，我国城镇居民的相当一部分都是工薪阶层，收入主要来源于工资，是消费的来源及基础，只有满足基本的生活需要以后才会去消费，而消费水平的提高其实很大程度上是受该部分消费的制约，因为剩余的可支配收入越多时，由其而带动的引致消费就会越高，引致消费对消费水平的贡献较大，所以消费水平也会相应得到提高。与此同时，消费价格指数间存在正相关，即收入及消费价格指数的增长将导致消费支出的增长。

为了使我省经济快速持续发展，必须增加人们的消费。通过增加消费，拉动经济增长，通过经济增长带动消费的增加。这样才能使我区经济不断向前发展。因此，从上面分析可知，我们可以通过以下几种方法来增加人们的消费。

第一，要着力增加居民收入。把增加城镇中低收入居民作为重点和中长期目标加发确立；逐年提高收入分配在国民收入总分配中的比例，使居民收入保持一个合理的、较快的增长速度，使其与经济发展速度相适应。综合运用财政、税收、货币等政策，努力增加就业机会，缩小收入差距，重视对有发展前景的劳动密集产业的大力扶持，增加就业人数，提高居民收入，从而提高居民的消费能力。

第二，建立健全的社会保障制度。要尽快建立覆盖现更广、更规范、更透明的社会保障制度，提高保障水平。当前，要采取经济、行政、法律等措施，保证居民养老、医疗保险和失业救济等款项足额到位，及时发放，尽最大努力减少对居民消费预期的负面影响。

第三，发展消费信贷。发展消费信贷是促进内需扩大的必然选择。发展消费信贷，可以联通生产与消费，疏导巨额储蓄适当向消费领域分流，解决现实购买力与消费需求不匹配的矛盾，这里的信贷不仅包括耐用消费品及住房方面，还指居民对子女教育信贷的程度。只有这样，才能减少居民对本期收入的严重依赖性。

第四，拓宽消费领域、发展消费热点、开辟新的消费方式。随着社会的发展与进步，涌现出大量的新的消费热点，比如旅游、住房、汽车等。当然上述的消费品必然要有政府的一系列的配套改革，推进城市住房、用车信贷的制度。还要调整在短缺时期与消费一般水平内限制性消费措施，如高消费税等，调整社会的消费水平偏离度。

第五，强化舆论引导。转变人们的消费观念，引导合理消费。传统观念制约着居民消费的倾向，间接导致消费结构的不合理，消费不足，倡导科学消费、文明消费、适度消费。可以从舆论引导和典型示范两个方面入手。要坚持“适度超前消费”的舆论导向。媒体要加大宣传力度，努力提高实际效果。在全社会广泛开展消费者教育。消费者教育是指对广大消费者所进行的有目的、有计划、有组织地传授有关消费知识和技能，提高消费者自身素质的一种社会活动。在全社会广泛开展消费教育，不仅可以直接增长消费者的科学文化知识，而且可以培养消费者形成各种必要的消费技能。

参考文献：

[1]浙江省统计局网站.浙江省统计年鉴

[2]高鸿业.西方经济学第四版[M].北京：中国人民大学出版社，2007

[3]李子奈.计量经济学第二版[M].北京：高等教育出版社，2005

[5]李娅玲，王智慧.浙江城镇居民消费现状的实证分析[J].商场现代化，2006

[6]尧华英.中国城镇居民平均消费倾向对收入分配的影响的实证研究[J].现代经济信息，2009.2

篇10

关键词：

消费需求；收入分配状况与制度；财政金融政策；供给侧改革；主成分回归分析法

一、引言

自改革开放以来，我国GDP年均增长率达9.5%，2015年GDP预计达到68.2万亿元。早在2010年我国GDP总值已超过日本，成为世界上仅次于美国的第二大经济体①。然而我国GDP的增长过度依赖于投资和出口，消费占GDP的比率（最终消费率）远远低于世界平均水平，出现投资、消费与出口不协调的局面。而在消费的变化上，我国政府消费率一直处于平稳状态，居民消费率和最终消费率的变化趋同（如右图），可见最终消费率的变化主要来自于居民消费率的改变。要通过扩大内需，提高居民消费，使其成为国民经济新的增长点，就必须建立居民消费需求长效机制，发挥国家政策助力，以国家发展战略的高度长期推进。构建扩大居民消费需求长效机制的财政对策和金融对策，好比人的“左右手”，必须双管齐下。本文以西部十二省中相对落后的贵州省为例，根据贵州省实际，因地制宜分析该省居民消费的现状及其影响因素，探求有效的财政金融对策。

二、居民消费需求影响因素的定性分析

构建居民消费需求长效机制的财政金融对策，需要重点研究影响居民消费需求的因素及其影响程度。在借鉴现有文献和前人研究的基础上，本文将影响居民消费需求的因素归结为四大类：消费意愿、消费能力、消费供给、消费环境。一是消费意愿。简单的说，居民消费意愿就是民众花钱购买商品的欲望，居民的消费意愿是影响消费需求的主观因素，更多的是心理因素与偏好，难于量化。

在传统的西方经济理论中，学者们普遍认为社会保障体系对宏观经济具有“自动稳定器”功能，社会保障体系建设事关居民的消费水平，很大程度上会影响居民的消费意愿。社会保障覆盖率越高，居民的消费意愿就越强烈。一方面，本文选择社会保障覆盖率②间接作为居民的消费意愿来反映不确定性因素对居民消费需求的影响；另一方面，流动性约束是限制居民消费意愿的重要原因，银行金融机构应当以居民的合理预期和未来收入为基础为其提供消费信贷，倡导超前消费，以增加居民现有购买力，缓解流动性约束对消费的影响，解决消费需求乏力的矛盾，进一步提高居民消费意愿。因此，本文选择个人消费贷款数额表示流动性约束对居民消费需求的影响。

二是消费能力。稳定的收入是居民消费能力最直接体现，是影响居民消费的重要因素。而收入主要用于消费和储蓄，凯恩斯的绝对收入理论认为，收入的增长速度总是快于消费的增长速度，这就往往造成居民消费需求的相对不足，消费滞后，故从根本上说，居民收入水平对消费水平具有决定性的影响。本文把收入分为居民收入水平和居民收入分配状况。其中，居民收入又可分为城镇人均可支配收入及农村人均纯收入。考虑到城乡人口数统计存在缺漏，本文的居民收入水平用人均地区生产总值来表示。凯恩斯指出，不同收入阶层居民，其平均消费倾向(APC)也存在很大差异，高收入者具有较低的APC，而低收入者具有较高的APC，分配的均衡有助于平均消费倾向的提高。由于基尼系数统计存在遗漏，本文的收入分配状况用城乡居民可支配收入比来表示，即城镇居民可支配收入与农村居民人均纯收入的比值，比值越大，表明收入差距越大。

三是消费供给。消费与供给两者密切联系，供给创造需求，需求反之影响供给。一般情况下，供给越多，居民的消费需求就越大。此处所指的供给主要从政府供给的层面来讲。指出“：在适度扩大总需求的同时，着力加强供给侧结构性改革，着力提高供给体系质量和效率。③”当前，中国经济陷入产能供给过剩与新兴消费需求乏力的结构性困境，然而，通过政府投资和释放流动性手段的需求管理政策已经不能再次刺激经济增长，但由于政府公共服务供给不足也会挤占居民消费，限制我国消费需求的快速增长，因此，应该从供给侧改革层面上去化解结构性矛盾，寻求新的消费需求。本文借鉴已有文献方法用一般公共服务财政支出来表示政府公共支出水平。鉴于前面提到的流动性约束的影响，本文将金融机构的数量也作为消费供给的指标，金融机构的数量越多，居民进行消费信贷的选择越多，贷款的可能性也会增大，进而提高居民的消费需求。提供消费信贷的金融机构很多，但主要是银行，且鉴于数据的可获得性，本文用银行类金融机构的数量来表示。

四是消费环境。影响居民消费需求的外在环境因素很多，包括政治、经济、社会和法律环境等，但很多环境因素难以量化，本文主要选择经济环境中相对重要的消费物价水平和利率水平环境衡量对消费需求的影响。一般来说，物价的显著上升或下降将会引起居民购买数量的显著变动，人们会根据物价变动作出的预期来决定自己的消费支出，居民所处的消费价格环境是影响居民消费需求的重要因素，本文选择居民消费价格指数来表示物价水平。利率对消费的影响具有不确定性，主要取决于利率变动对储蓄的替代效应和收入效应，即由收入的时间成本和当前消费的效用权衡决定，如果收入效应占主导，那么利率对消费的影响为正，反之为负，总之，利率水平是影响消费的重要因素，本文用一年期人民币存款基准利率来表示。

三、贵州省居民消费需求影响因素的实证分析

（一）变量选取及数据说明本文建立模型所选用的因变量是居民的人均消费水平Y，根据前面对影响因素的定性分析，选择的相应自变量是：社会保障覆盖率（X1）、个人消费贷款（X2）、人均地区生产总值（X3）、城乡居民收入差距（X4）、地方财政一般公共服务支出（X5）、全省银行类金融机构数量（X6）、居民消费价格指数（X7）、一年期人民币存款基准利率（X8）。本文以贵州省2004~2013年的相关数据进行分析。其中，个人消费贷款和全省银行类金融机构数据来源于《中国区域金融运行报告——贵州省金融运行报告》；一年期人民币存款基准利率根据中国人民银行网站原始数据计算得出，计算方法为加权平均法，以利率持续天数占整年天数之比为权重；其余数据来源于国家统计局、贵州省统计年鉴和统计公报。

（二）实证分析与结果解释首先，对贵州省的居民人均消费水平（Y）与所有的因变量（X1，X2，X3，X4，X5，X6，X7，X8）做相关分析，得到变量间的相关系数矩阵（见表1）。可见贵州省人均消费支出除了跟自变量居民消费价格指数（X7）和一年期存款基准利率（X8）的相关性不是很强外，跟其他自变量之间的相关性都很强。从表2可以看出，8个自变量的容许度都接近于0，而容许度越小，表明共线性越严重，一般T<0.1时，说明共线性非常严重；方差膨胀因子（VIF=1/T）越大，说明共线性越严重。综上可知，本文的自变量之间存在着严重的多重共线性，因此，本文采用主成分回归分析方法重新建立回归模型进行分析。对数据进行标准化处理，并得到了相关系数矩阵的特征值（见表3）和未作旋转的载荷矩阵（见表4）。从表3可知，第一主成分解释了总变异的69.738%，第二主成分解释了总变异的20.272%。前两个特征值的累积贡献率达到90.01%（>85%），因此，本文选择前两个主成分进行分析，其成分矩阵见表4。上面所有影响因素中，贵州省个人消费贷款额（X2）对人均消费水平（Y）影响程度最大，个人消费贷款每提高1%，贵州省人均消费支出水平增长0.183%，说明贵州省居民的消费水平很大程度上受流动性约束的影响，要提高贵州省居民的消费水平，必须发展其个人消费信贷，解决流动性约束问题。其次，人均地区生产总值（X3）和地方财政一般公共服务支出（X5）每提高1%，分别会导致贵州省人均消费支出水平增长0.18%和0.177%，二者对于人均消费支出提高的效果是非常强的，说明贵州省人均消费支出高度依赖于人均收入和地方政府财政对居民消费的支持。再次，贵州省城乡居民收入比（X4）每提高1%，会导致贵州省人均消费支出水平下降0.164%，说明收入分配的不均会很大程度上抑制居民消费需求的发展。而社会保障覆盖率（X1）和全省银行类金融机构的数量（X6）对贵州省居民消费支出的正向促进作用相对弱些，但绝对比例仍然达到0.161%和0.15%。最后，我们可以看出，居民消费价格指数（X7）和一年期人民币存款基准利率（X8）对人均消费支出的影响均为负，即物价水平的提高，会降低贵州省居民的消费需求，同时，利率对人均消费支出的影响为正，说明替代效应占主导，但是两者对人均消费支出的影响均较小。

四、构建扩大居民消费需求长效机制的财政金融对策

(一)创新金融产品，丰富小微金融服务，以消费信贷刺激居民消费需求增长从上面实证分析看出，个人消费信贷对贵州省居民消费支出的影响最大，贵州省各金融机构应该调整信贷机构，主动积极地向消费者提供信贷支持，允许、鼓励和扶持更多的中小商业银行、小贷公司等相关金融机构开展向广大居民、个体私营户等提供个人消费信贷业务，提供人性化的消费金融产品，大力加强消费信贷业务营销，帮助居民了解和树立新型消费观念，合理引导居民的消费预期。同时，要在政策允许范围和风险控制能力以内开发多样性金融产品，适合农村多元化的金融服务需求以刺激居民消费转型升级。此外，可适当扩展消费信贷对象的外延，为生产大量消费品的企业提供消费信贷，这样也会间接带动消费的发展。

（二）建立收入稳定增长的长效机制贵州省是全国贫困人口最多、贫困面最大、贫困程度最深的省份，人均收入全国靠后。实施脱贫攻坚战略，应当有政府和政策性金融机构协力推进，政府部门加大财政支出，政策性金融机构实施扶贫开发，人民自立更生。通过增加就业岗位，鼓励创业创新，将扶贫工作漫灌式输血变为精准式造血，拓开居民收入来源，提高居民实际收入，特别是边远地区农民和城镇低收入居民的收入，缩小居民收入差距，调节居民收入分配比例，提高社会平均消费倾向，构建城乡居民收入稳定增长的长效机制。

（三）推进供给侧改革，培育新兴消费增长点需求与供给相辅相成，需求是通过对产品的最终消费拉动经济增长，而供给侧则是从生产端和供给端来“推动”经济增长。贵州省经济发展相对落后，但是具有环境未曾遭受破坏、资源丰富等后发优势，因此贵州省有必要将资源要素供给从产能过剩的行业中释放出来，完善政府供给机制，健全社会保障体系，讲求供给效率，将资源的有效供给、资本的有效供给和好环境的有效供给向新兴产业转移，优先发展某一方面消费如服务业消费，然后通过乘数效应带动其他方面消费，进而更加有效的带动整个消费的发展，以培育贵州省新兴的消费增长点。

（四）推动新型城镇化，营造良好消费环境，促进潜在消费转化为现实有效需求总理再三强调，要坚持推进以人为核心的“新型城镇化”，这是我国未来发展的潜力所在。因此，贵州省必须抓住国家建设新型城镇化发展的契机，引导社会资本投入城镇公共设施建设，为广大居民营造一个环境舒适，公正诚信的消费环境，加速农村剩余劳动力的转移，提高劳动生产率，进而使农村潜在的消费需求变为现实的有效需求。

参考文献:

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