居民消费水平论文大全11篇
时间：2022-02-13 22:29:42
居民消费水平论文篇（1）
二、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，便利同组内的变量之间相关性较高，本文由/整理但不同组的变量相关性较低，每组变量代表一个基本结构，这个基本结构称为公共因子。设有维随机变量,其均值向量为，协方差阵为,可以设想这个指标主要受到个公因子的影响，且是的线性函数，即对各指标的影响是线性的，则有模型：
其中为公因子；为特殊因子；与ε均为不可观测的随机变量。为因子载荷矩阵，称为第个因子对第个变量的载荷稀疏。在模型中，特殊因子起着残差的作用，但被定义为彼此不相关且和公因子也不相关。
设是一组维样本，则和∑的估计量分别为和。设样本协方差阵S的特征根依次为，相应的正交单位特征向量为。选取相对较少的主成分个数,使得累计贡献率达到一个较高的百分比（通常为85%），则有其中；对给定的一组维样本资料，可以给出每一个体对个公因子的得分，但各因子得分的计算无法直接计算得到，需要用各种不同的方法进行估计，巴比特因子得分为。
三、实证分析
消费水平是经济发展水平的体现，它经常为世人所关注。对居民消费支出按照人们实际支出的去向分类可以分为吃、穿、住、用、文化娱乐等，本文引用我国常用的消费资料支出分类方法，将河北省城镇居民人均生活费支出分为九个部分，相应的指标分别用X1-X9表示。其中X1（居民人均消费支出）、X2（食品）、X3（衣着）、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（居住）、X9（杂项商品和服务）。单位：元。
1.因子分析
利用主因子分析法提取3个主因子，用最大方差旋转进行简化，得到如下因子载荷矩阵，它代表变量和公因子的相关系数：
综合上面的载荷矩阵可以看出，第一主因子食品、衣着、交通和通讯、娱乐教育文化服务、居住、杂项商品和服务六个方面有较大的载荷，表明该因子综合反映了这六个方面的变动趋势。因此第一主因子可以视为代表我省各城市在此六个方面的消费指标。第二主因子在家庭设备用品及服务、娱乐教育文化服务有较大的载荷，所以第二主因子可视为代表我省各城市在这两方面的消费指标。第三主因子与医疗保健强正相关，可以看作我省各城市在医疗保健方面的消费指标。
因为三个因子能解释的方差分别为5.7894（64.33%）、1.3755（15.28%）和0.8469（9.41%），也就是这三个主因子能说明总情报的89.02%。七个变量标准化后（不受各变量的不同量纲的影响），最后的共性估计之和为8.0112；与各变量X1-X9相对应的共性值之和分别为0.9954、0.9224、0.8583、0.7901、0.9803、0.8563、0.8506、0.8239、0.9344，均大于0.75，所以这些变量对我省各城市的消费结构的分析有很强的说服力。各城市三个主因子及综合得分见下表：
表2河北省各城市居民消费结构主因子及综合得分表
有了F1和F2的合理解释，我们可以将各城市的相关数据代入因子模型中计算出各因子得分。同时，我们以各因子的方差贡献率占三个因子总方差贡献率的比重为权重加权汇总，得出各城市的综合因子得分FACTOR，即FACTOR＝FACTORT=0.6433*FACTOR1+0.1528*FACTOR2+0.0941*FACTOR3。得到的各因子及综合因子的得分数值及排序见表3。表中
因子得分情况及其正负仅表示该城市与平均水平的相对位置，并不是说该城市的人均消费水平发展水平为负。
2.聚类分析
系统聚类分析的基本思想是认为所研究的样品（或指标）之间存在不同程度的相似性。把一些相似程度较大的样品（或指标）聚合为一类，把另外一些相似程度较大的样品（或指标）又聚合为另一类，关系密切的聚合到一个小的分类单位，关系疏远的聚合到一个大的分类单位，直到把所有样品都聚合完毕，把不同的类型一一划分出来，形成一个由小到大的分类系统。
四、政策和建议
（一）有效增加城镇居民收入，稳步提高城镇居民的消费水平。
收入是消本文由/整理费的基础，只有收入提高了，消费水平才能够提高，就目前河北省的经济形势而言，提高城镇居民收入可以从以下几个方面采取措施：首先，加快国有企业改革，加速实现国有企业整体利益的提高，提高其经济效益，增加工人工资；大力发展多种形式的集体经济，鼓励支持个体经济、私营经济健康发展，创造更多的就业机会。其次，大力发展再就业工程，扶持下岗职工，通过技术培训、政策扶持、资金援助等鼓励其二次创业，使其收入逐渐增加。再次，对个体经济、中小私营经济实行适度减税政策，加大扶植力度，并建立相应扶植政策，加速繁荣个体、私营经济，切实提高经营者收益。通过上述措施，从根本上解决河北省城镇居民持久收入增长缓慢的现状，提高居民整体收入水平以刺激消费。就河北省个地区而言，尤其是第五类城市，需要增加该地区居民的可支配收入，这将有助于河北省总体消费水平的提高。
（二）完善社会保障制度，增强居民消费信心。
政府应逐步完善包括住房、医疗、失业、养老等在内的社会保障体系，增加改革透明度，
减少居民对未来预期的不稳定性，解除人们的后顾之忧。从而增加居民对未来生活的乐观心理预期，逐渐树立消费信心，并使居民变远期的储蓄倾向为即期的消费热情。
（三）建立稳定的收入调控机制，缩小消费差距。
政府应积极利用税收财政政策和财政转移的支付手段来缓解收入差距，提高公平程度，对于高收入者，要加强个人所得税的征收工作，同时保护低收入者的消费水平，以达到缩小消费差距的目的。
（四）大力发展消费信贷，完善个人信贷消费机制。
政府应引导银行与各大商家密切协调和配合，完善个人信贷消费机制。要减少贷款手续，降低首期付款比例，扩大消费信贷的业务范围，将更多的消费项目列入消费信贷的业务范围。虽然政府不同程度的实施了一些价格补贴措施，但力度远远不够。因此要加快住房政策的完善，充分发挥旧房交易市场。
（五）加速产业结构的优化，提供优化消费结构的物质基础。
居民消费水平论文篇（2）
中图分类号：F014.4 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）15-0001-04
众所周知，要讨论收入差异和总消费的关系就必须在消费理论的框架内进行，但现有的消费理论并未给出二者之间关系的明确结论，一般来讲，这种关系隐含在消费函数逻辑推理的后面。在直觉上收入差异对消费水平确有影响，该命题的支持者往往借鉴于凯恩斯（Keynes，1936）消费理论中的“边际消费倾向递减”规律来说明，坎贝尔和曼昆（Campbell and Mankiw，1989；1990；1991）的λ假说的理论核心也是凯恩斯的“边际消费倾向递减”规律。本文将首先讨论收入差异的衡量方法，然后构建基于收入差异的消费函数并讨论两者之间的关系，最后用中国居民的收入和消费数据对此进行验证。
一、收入差异的衡量方法
居民收入的差异的衡量一直是国内外经济学家所关心的问题，基尼系数法是经济学界最常用的研究收入差异的方法。张平（2000）在《收入差异、利率与消费》一文中对收入差异的衡量采用的是样本中所有研究对象的最高最低收入比，并通过回归模型分析指出收入差异拉大、收入增长与平均消费倾向之间存在负相关性。和基尼系数相比，张平采用的最高最低收入比计算比较方便，更能直观地反映收入差异。
本文用以衡量个人收入差异的是收入差异率δi，即个人收入与总体平均收入的差距与总体平均收入的比率。如果以yi代表个人收入，以y代表总体居民即期平均收入，则收入差异率表示为δi=yi-y/y。若δi为正则说明个人收入高于总体平均收入，若δi为负则说明个人收入低于总体平均收入，δi的绝对值越大说明个人收入偏离平均收入的程度越大。另外，本文采用变异系数Vn= 来衡量总体居民的收入差异，其中，表示收入为yi的居民数pi占居民总数p的比例。当变异系数Vn=0时，说明居民收入分配绝对公平；当变异系数Vn的值比较小时，说明居民收入差异比较小，收入分配比较均衡；当变异系数Vn的值比较大时，说明居民收入差异比较大，收入分配也不均衡。
二、收入差异与消费水平的关系论证
要研究收入差异与消费水平的关系，本文还必须分析中国居民的消费行为，从而得到中国居民的消费函数。对于消费函数的研究，本文直接引用叶海云（2000）的短视消费模型，即：
C0=1+r/2+r[A0+y0-R*+y1 /1+r] （1）
其中，C0表示消费者的现期消费，r表示利率，A0表示其初始流动性资产水平，y0表示现期收入，y1代表下期收入，R*是消费者本期的实际储蓄目标。
将δi代入Vn可以得到Vn=，在分析中国居民短视消费模型的基础上，可以得到：对于消费者i来说，在假定利率r不变的情况下，其本期消费C0i主要取决于其初始资产A0i和下期收入y1i以及储蓄目标R*i，即消费者i的消费行为满足下式：
C0i=1+r/2+r[A0i+y0i-R*i+y1i /1+r] （2）
将个人收入差异率δi（δi=yi-y/y）带入（2）式得到如下所示的消费模型：
C0i=1+r/2+r×y×δi+y1i/2+r+1+r/2+r(A0i-R*i+y) （3）
下面来寻找变异系数Vn和总体居民总消费∑C之间的函数关系。本文假设在整个经济体中每个消费者的可支配收入都不相等，即p、pi满足pi=1，p=n。那么，nV2n=δ2i成立。
又由δi=yi-y/ 可得：2δ2i=y2i+2-2yi?
对于含有n个消费者的经济体来说，求和可得：2yi=y2i+ny2-y2δ2i
将nV2n=δ2i带入上式可得：
2yi=y2i+ny2-y2?nV2n=y2i+ny2（1-V2n）
上式中的yi代表消费者i的可支配收入，本文用y0i表示消费者的本期可支配收入，则对于含有n个消费者的整个经济体而言，他们的本期可支配收入满足：
2y0i=y20i+ny2（1-V2n） （4）
由（2）式可得含有n个消费者的经济体的总消费：
C0i=y0i+A0i+-R*i
将（4）式带入上式得到如下所示的收入差异和总消费的函数关系：
C0i=+?（1-V2n） +A0i+-R*i （5）
通过对上式的分析可以发现，整个经济体居民总消费∑C和变异系数V2n之间存在负相关性，也就是说如果V2n变小，则居民消费水平将增加。
三、中国居民收入差异与消费水平关系的验证与分析
通过上面的讨论，本文论证了居民收入差异和消费水平之间的关系，这一关系就是：收入差异和消费水平之间存在负相关，缩小居民之间的收入差异将有利于提高居民消费水平。为了使上述论证更具可靠性，本文将对下式所表示的收入差异和消费水平之间的负相关关系进行验证。
居民消费水平论文篇（3）
消费活动是可以量化的需求，也是推动经济增长的真正和持久的拉动力。改革开放以来，我国整个社会经济发生了巨大变化，人们的消费理念、消费行为也发生了很大的变化。因此，探讨、分析社会消费水平的规律，对政府制定宏观经济政策，拉动经济增长具有十分重要的意义。
对于消费水平的研究，经济学中有著名的凯恩斯消费函数理论，即消费是可支配收入的线性函数。本文通过建立城镇居民消费水平的计量经济学模型，基于凯恩斯消费函数理论，对于影响消费水平变动的因素及影响程度进行探究，并对模型进行分析评价。
模型设定
研究城镇居民消费水平，需要考虑以下几个方面：
城镇居民消费水平的衡量。对于消费水平，常用城镇家庭平均每人全年消费性支出、城镇居民人均消费水平等变量去衡量。其中，城镇居民人均消费水平能更准确、全面的反映城镇居民消费水平。为了消除价格变动因素对城镇居民人均消费水平的影响，不宜直接采用现在城镇居民人均消费水平的数据，而需要用城市居民消费价格指数进行调整后的1978年可比价格计量的城镇居民实际人均消费水平的数据做回归分析。所以选用“城镇居民实际人均消费水平”作为被解释变量去衡量城镇居民消费水平。
数据的选择。本文研究改革开放以来，我国城镇居民消费水平的影响因素以及变化趋势，因此选择1978-2009年的时间序列数据。同时为了减小价格因素的影响，采用对数数据进行回归分析。
影响因素的分析。根据凯恩斯消费函数理论，消费取决于可支配收入。因此以城镇家庭实际人均可支配收入表示的可支配收入水平，是必须要考虑的主要影响因素。
除此以外，根据经济理论，还有众多因素可能影响城镇居民消费水平：城市居民消费价格指数是衡量居民消费水平最重要的指数，是对一个固定的消费品篮子价格的衡量。它主要反映消费者支付商品和劳务的价格变化情况，也是一种度量通货膨胀水平的工具;人均国内生产总值代表我国的经济发展水平。我国经济的增长主要是由投资需求的扩张与消费需求的增长带动的。但是，为了减小价格因素的影响，不宜直接采用人均国内生产总值，而需要用人均国内生产总值指数进行调整后的1978年可比价格计的实际人均国内生产总值的数据进行回归分析;城乡居民储蓄存款年增加额、城镇固定资产投资额是人民财富、社会总资产增加的最直接表现形式，是扩大再生产的必然要求。固定资产投资的增加会直接带动国民经济各行业的发展，从而带动城镇居民消费水平的增加;失业率可以判断一定时期内全部劳动人口的就业情况，反映整体经济状况，从而影响城镇居民消费水平。
因此，本文将“城镇家庭实际人均可支配收入X2”、“城市居民消费价格指数X3”、“实际人均国内生产总值X4”、“城乡居民储蓄存款年增加额X5”、“城市登记失业率X6”和“城镇固定资产投资额X7”作为模型的解释变量。
模型形式的设计。本文基于凯恩斯消费函数理论设计模型，考虑到数据间的差距较大，所以对城镇居民消费水平（Y）与城镇家庭实际人均可支配收入（X2）、城市居民消费价格指数（X3）、实际人均国内生产总值（X4）、城乡居民储蓄存款年增加额（X5）、城市登记失业率（X6）、城镇固定资产投资额（X7）进行回归分析，并将方程形式设定为一次对数回归模型。
数据来源
本文获取1978-2009年各指标的数据，如表1所示。
模型的估计与调整
（一）城镇居民消费水平对各影响因素的回归分析
根据本文建立的模型：
InYt=β1+β2InX2t+β3InX3t+β4InX4t+β5InX5t+β6InX6t+β7InX7t+ut
用EViews的最小二乘法进行回归估计，得到回归方程：
（二）模型检验
经济意义的检验。模型估计结果说明，在假定其他变量不变的情况下，城镇家庭实际人均可支配收入每增长1%，城镇居民消费水平就会增长0.376138%;在假定其他变量不变的情况下，城市居民消费价格指数每增长1%，城镇居民消费水平就会增长0.014395%;在假定其他变量不变的情况下，实际人均国内生产总值可支配收入每增长1%，城镇居民消费水平就会增长0.292557%;在假定其他变量不变的情况下，城乡居民储蓄存款年增加额每增长1%，城镇居民消费水平就会减少0.019675%;在假定其他变量不变的情况下，城市登记失业率每增长1%，城镇居民消费水平就会减少0.022774%;在假定其他变量不变的情况下，城镇固定资产投资额每增长1%，城镇居民消费水平就会增长0.118284%。解释变量系数的符号与预期相同，这与理论分析和经验判断相一致。
统计推断检验。拟合优度：从回归结果看R2=0.998564 R2=0.998219，说明模型对样本的拟合很好。
t检验。给定α=0.05，查t分布表，在自由度为25时得临界值2.060。其中，InX3、InX4、InX5、InX6系数t统计量的绝对值小于临界值，说明“城市居民消费价格指数X3”、“实际人均国内生产总值X4”、“城乡居民储蓄存款年增加额X5”、“城市登记失业率X6”对城镇居民消费水平没有显著影响。InX2、InX7系数t统计量的绝对值大于临界值，说明“城镇家庭实际人均可支配收入X2”、“城镇固定资产投资额X7”对城镇居民消费水平有显著影响。
F检验。给定α=0.05，在F分布表中的自由度为6和25的临界值约为3.05，由表中得到F=2896.829大于临界值，说明回归方程显著，即“城镇家庭实际人均可支配收入X2”、“城市居民消费价格指数X3”、“实际人均国内生产总值X4”、“城乡居民储蓄存款年增加额X5”、“城市登记失业率X6”、“城镇固定资产投资额X7”联合起来对城镇居民消费水平有显著影响。
计量经济学检验。多重共线性检验。由回归结果看出，该模型可决系数很高，F检验显著，但是当α=0.05时，X5、X6系数的t检验不显著，这表明可能存在多重共线性。计算各解释变量的相关系数，得到相关系数矩阵。由相关系数矩阵可以看出，部分解释变量相互之间的相关系数较高，证实确实存在多重共线性。采用逐步回归的办法，分别做lnYt对lnX2t、lnX3t、lnX4t、lnX5t、lnX6t、lnX7t的一元回归，回归结果表明lnX3t、lnX5t、lnX6t引起多重共线性，应予剔除。最后修正多重共线性影响的回归结果为：
异方差检验。Goldfield-Quanadt检验。分别按照解释变量lnX2t、InX4t、lnX7t的递增型排序，构造样本容量n=12的子样本区间，用OLS法得到结果后，定义样本区间为21-32，用OLS法得到结果，根据结果计算F统计值，分别为1.185597、1.758101和1.778105，在α=0.05下，各F统计值均小于临界值F0.05（8，8）=3.44，所以不拒绝原假设，表明模型不存在异方差。
White检验。用EViews作White检验，辅助回归模型中有交叉项，得到检验结果。由White检验知，在α=0.05下，查χ2分布表，得到临界值χ20.05（6）=12.5916，比较计算的χ2统计量与临界值，因为nR2=5.748802小于χ20.05（6）=12.5916，表明模型不存在异方差。
自相关检验。图示检验法。用EViews作残差图，如图1所示。从残差图中可以看出模型中存在自相关，故模型中t统计量和F统计量的结论不可信。DW检验。从回归结果得到DW=1.126316，n=32，k=3，取显著性水平α=0.05，查DW统计表可知dL=1.24，dU=1.65，模型中dL
采用广义差分法对模型进行修正，使用Yt进行滞后一期的自回归，得到Yt=0.3364805Yt-1，可知ρ=0.364805，对原模型进行广义差分，得到广义差分方程：
对广义差分方程进行回归，由回归结果可得回归方程为：
其中，lnY*t=lnYt-0.364805lnYt-1，lnY*2t=lnX2t-0.304805lnX2t-1，lnX*4t=lnX4t-0.364805lnX4t-1，lnX*7t=lnX7t-0.364805lnX7t-1。
由于使用了广义差分数据，样本容量减少了1个，为31个。查5%显著水平的DW统计表可知dL=1.23，dU=1.65，模型中DW=1.638179
由回归结果可得新的回归方程为：
由于使用了广义差分数据，样本容量再减少了1个，为30个。查5%显著水平的DW统计表可知dL=1.21，dU=1.65，模型中DW=1.775741>dU，说明广义差分模型中已不存在自相关，不必再进行迭代。同时可见，R2、t、F统计量也均达到理想水平。
由差分方程式有：
β1=2.013408/（1-0.364805）*（1-0.496598）=6.296653，
β2=0.299817/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.937636，
β4=0.207438/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.208487，
β7=0.154054/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.145599.
所以，我国城镇居民消费水平模型的最终结果为：
lnYt=6.296653+0.937636lnX2t+
0.648733lnX4t+0.481782lnX7t
协整检验。用EViews对lnX2t序列、InX4t序列、InX7序列和lnY序列做ADF检验，结果表明，均存在单位根，是非平稳序列，对InX2t的一阶差分序列、InX4t的一阶差分序列、InX7t的一阶差分序列和InY的一阶差分序列做ADF检验，结果表明，均不存在单位根，是平稳序列。继续检验回归残差的平稳性，对ut序列进行单位根检验，得到结果如下：在5%的显著性水平下，τ检验统计量值为-4.821812，小于相应临界值，从而拒绝H0，表明回归残差序列不存在单位根，是平稳序列，说明InX2t、InX4t、InX7t和InY之间存在协整关系。建立误差修正模型把消费水平的短期行为与长期变化联系起来：
InYt=β1+β2InX2t+β4InX4t+β7InX7t+γut-1+εt
用OLS法估计误差修正模型，最终得到误差修正模型的估计结果：
上述结果表明，模型中存在自相关，会夸大所估计参数的显著性，但误差项的t统计量不显著，说明城镇居民消费水平不取决于上一期消费水平对均衡水平的偏离，系统不存在误差修正机制。
结论
本文分析表明，随着经济的发展，城镇居民消费水平不断提高，城镇居民消费水平不仅受城镇家庭实际人均可支配收入的影响，还受到城市居民消费价格指数、人均国内生产总值、城镇固定资产投资额等因素的影响。
城镇家庭实际人均可支配收入对城镇居民消费水平确实存在影响，这是基于凯恩斯消费函数理论。本文研究结果同样反映城镇家庭实际人均可支配收入对城镇居民消费水平的影响最大。政府可以通过增加低收入者、无劳动能力者和离退休人员的收入来提高居民消费水平。人均国内生产总值反映了我国经济发展水平，经济越发达，城镇居民消费水平越高。通过增加城镇固定资产投资额，可以带动国民经济各行业的发展，从而提高城镇居民消费水平。
本文未从计量经济学的角度证明城市居民消费价格指数、城乡居民储蓄存款年增加额、城市登记失业率对城镇居民消费水平的影响，模型检验结果表明这种影响可能过于间接而被剔除。虽然模型的建立在理论上来讲是合理的，但是还有贫富差距、人口结构等因素没有考虑，所以城镇居民消费水平模型还有待完善。
参考文献：
1.庞皓.计量经济学[M].科学出版社，2007
2.Olivier Blanchard.宏观经济学[M].清华大学出版社，2009
3.袁原，王新国.新疆城镇居民收入与消费行为关系研究[J].北方经贸，2011（4）
4.吴蓓蓓，陈永福，于法稳.基于收入分层QUAIDS模型的广东省城镇居民家庭食品消费行为分析[J].中国农村观察，2012（4）
5.杨丹.我国货币供应量与经济增长关系实证分析[J].现代商贸工业，2009（9）
6.王玲玲，马骁.我国民用汽车需求的计量经济模型及分析[J].山西经济管理干部学院学报，2006，14（1）
7.朱振亚，张小青.经济转型期城乡居民消费地区间非均衡性研究[J].经济问题探索，2011（4）
8.辜予薇，易昆南.居民消费的计量经济模型实证分析[J].数学理论与应用，2008，28（4）
9.孙敬水.计量经济学教程[M].清华大学出版社，北京交通大学出版社，2005
居民消费水平论文篇（4）
体育消费水平
论文摘要：运用文献资料法、调查法、数理统计法、逻辑分析法等方法，以地域为研究视角，从性别、年龄、文化程度、消费总体水平等方面分析了长、株、潭经济圈社区居民的体育消费水平。认为：女性与男性都喜欢参与体育运动，但在消费观念上，女性比男性节约，使女性整体体育消费水平低于男性；居民体育消费水平的高低并不与参加体育锻炼的人数成正比；体育消费是文化消费的一种，具有消费能力的层次性；体育消费水平与经济发展成正比；居民消费潜力巨大。
体育消费水平是指一定时期内按人口平均实际消费的各种体育物质产品和服务(或劳务)产品的数量。本文从地域的角度对长、株、潭经济圈社区居民体育消费水平进行分析研究，有利于保障其健康的消费行为和理念，同时也可以为城市社区体育产业的发展提供一个良好的机遇。
1研究对象与方法
1．1研究对象
本文在研究对象的选取上采用简单随机抽样的方法，在长、株、潭三市的各社区中随机抽取了韭菜园办事处、朝阳街办事处(长沙芙蓉区)、金盆岭办事处、城南路办事处(长沙天心区)、麓山南路办事处、银盆岭办事处(长沙岳麓区)、望麓园办事处、伍家岭办事处(长沙开福区)、左家塘街道办事处、井湾子街道办事处(长沙雨花区)、中洲路街道办事处、五里堆街道办事处(湘潭岳塘区)、雨湖路街道办事处、中山路街道办事处(湘潭雨湖区)、宋家桥街道办事处、仙庾镇街道办事处(株洲荷塘区)、建宁街道办事处、五里墩乡街道办事处(株洲芦淞区)、田心街道办事处、清水塘街道办事处(株洲石峰区)天台科技园、金德工业园(株洲高新区)等22个社区，然后在抽取的每个社区中再随机抽取各年龄段的居民进行体育消费现状调查。
1．2研究方法
1．2．1调查法
(1)问卷调查法。根据本课题的研究任务设计了《长、株、潭经济圈社区居民体育消费水平的现状调查问卷》，共发放问卷2200份，调查居民共分5个年龄段(16—30岁、31—4O岁、41—5O岁、51—59岁、6O岁以上)，每个年龄段发放440份问卷，平均每个社区每个年龄段发放2O份。回收问卷1970份，回收率89．55，有效问卷1922份，有效率97．56。问卷的回收率和有效率均满足社会学分析和统计学样本量的基本要求。
(2)访谈法。对长、株、潭三市部分社区的居民进行访谈，调查了解了居民的日常消费及体育消费的支出情况；在体育方面花钱是否值得；钱都花在了哪些方面；社区居民的体育态度；影响其参加体育锻炼的因素及日常活动情况等。这些内容也是设计本论文普查问卷的理论依据。
1．3数理统计法
对调查所获得的各项数据，运用SPSS11．0统计软件进行统计分析。
2研究结果与分析
2．1不同性别的社区居民体育消费水平的分析
长、株、潭经济圈社区居民体育消费支出在性别上存在一定差异，在过去的一年中，体育消费平均在100元以下的女性居民占54．65，男性是53．83，这个比率基本相等．但平均消费100—300元的女性居民与男性居民相比呈上升趋势，体育消费在300元以上的呈下降趋势。男性居民去年的平均体育消费金额为157．85元，而女性的平均体育消费金额为123．96元，见表1。
从以上结果可以看出，在“健康第一”的影响下，女性与男性都喜欢参与体育运动，但在消费观念上，女性比男性节约，以致女性500元以上的体育消费的比率是男性的5O，使女性整体体育消费水平低于男性。
2．2不同年龄段的社区居民体育消费水平的分析
从调查的数据中可知，16-30岁的居民群体在体育消费支出上明显高于其他年龄段的居民群体(见表2)。16—30岁的群体体育消费平均消费金额为222．38元，而31—4O岁的群体体育消费平均消费金额为143．25元，41—5O岁的群体体育消费平均消费金额为130．73元，51-59岁的群体体育消费平均消费金额为107．57元，60岁以上的群体体育消费平均消费金额为90．67元。
从表2可知，3卜4o岁、41—5O岁的社区居民参加体育锻炼的比率低于51—59岁、6O岁以上的居民，而体育消费支出却高于51—59岁、6O岁以上的居民群体，这说明体育消费水平的高低并不与参加体育锻炼的人数成正比，这种消费水平的差距在一定程度上是由于消费动机造成的。
2．3不同文化程度的社区居民体育消费水平的分析
因为“体育消费尽管也包含少量对物质产品的消费，但就整体而言，它属于服务产品消费，是文化消费的一种”，它“具有能力的层次性”。在物质消费活动中，一般来说只要拥有，就能消费，只是因为，最基本的物质消费是人的本能。但体育消费则不同，它要求具有很高的消费能力，即必须具备与体育消费相适应的知识、经验和技能。体育消费能力强的消费者，能够消费多样化的体育产品，而体育消费能力弱的消费者则只能消费浅显、单一的体育产品，这种文化程度的不同造成了体育消费水平的差异(见表3)。
2．4长、株、潭经济圈社区居民体育消费水平的总体分析
通过对数据的分析可看出(表4)，年平均体育消费在100元以下的人群占整个长、株、潭经济圈城市居民的53．65，也就是说：长、株、潭经济圈城市居民群体中有超过一半的人群每月用于体育的花费低于9元，平均到每天低于0．3元，这个数据令人堪忧。根据世界卫生组织的调研报告，当前人类健康状况非常严峻，约15为健康者，15为病患者，7O左右的人处于“亚健康状况”，我国近期的调研结果与上述结果相似，且“亚健康状况”的比例有进一步攀升的迹象。处于“亚健康状况”的以中年人为最多，造成这一现状的原因主要是因为缺乏体育锻炼。
从表中可看出，年体育消费金额在100—500元之间的群体，随体育消费金额的增长数量呈上升趋势，而到500元以上又呈现下降的趋势：年消费在500元以上城市居民占总人数的8．65％，这一群体在体育产业学中被称为体育高消费群体，虽然这一部分人的比率不高，但是，这足以说明全国性健身运动的蓬勃兴起给体育产业带来的巨大影响。由于城市居民家庭年收入快速增长，使他们在经济上具备进行体育消费的能力，随着我国整体消费结构的提升，人们对健康和生活质量的追求会进一步提高，并且我国改革开放的力度不断加大，经济全球化对居民消费的影响会进一步增大，体育消费将会成为人们日常消费中的一个重要内容。
居民消费水平论文篇（5）
[DOI]10.13939/ki.zgsc.2015.23.013
1 引 言
从《2014年统计公报》中看当前的经济形势，我国居民消费结构中发展型和享受型消费占比提高，消费结构持续完善，初步估算最终消费对经济增长的贡献率超过50%，可见消费水平的提高对推动经济的发展起着至关重要的作用，因此发展经济必须密切关注消费。此外，当前中国居民消费不足，对经济形势的发展不利，因此对居民消费行为的研究很有必要。而在中国，关于影响居民消费水平因素的分析有许多文章都在陈述，在关于预期对居民消费水平研究的文献中大部分都是在基于预期理论的基础上得出的结论，譬如预期会对家庭消费的时机选择产生影响等结论，但都缺乏实际考察。而本文的撰写主要基于前期对中国居民家庭预期意识的调查，将理论联系实际得出预期对居民消费水平的影响。
在本文撰写的前期做了大量的实践调查，制作了一份基于中国居民预期意识状况调查的问卷，通过对青海玉树、福建泉州、海南陵水以及四川成都这四座城市的城镇居民家庭为单位，对年收入在10万元以下的家庭做了近两百份的小范围问卷调查，调查数据统计：基本上有近41.7%的人具有预期意识，并在日常生活中对未来有做过预期。通过比较分析得出了结论：虽然两地收入水平存在一定的差距，并且储蓄与消费倾向不大相同，但在日常经济生活中人们偶尔会有预期意识，但这并不是一个经常性的行为。由此说明，对于消费主体来说，对未来物价的预期意识也构成了影响他们消费行为的一个因素，因此我们在考虑影响居民消费行为的因素中，不仅要考虑收入等关键性的影响因素，从微观个体上来看，居民个人的消费预期意识也应该考虑进去，但这个影响因素对我国居民消费水平的影响究竟有多大，国家在制定相关政策时是否应该将其考虑进去呢？因此有必要对此做实证分析。接下来将会对影响居民消费行为的因素进行计量分析，并着重研究居民个体的预期意识在影响消费行为时对居民支出有多大影响。
2 实证分析
通过收集2005年第一季度年至2014年第三季度这十年间的季度数据，运用Eviews软件，建立计量经济模型进行定量分析，对影响居民消费水平的因素进行分析和研究。
2.1 数据收集与变量选取
本文以分析居民消费水平为目的，主要检验居民预期对居民消费水平的影响程度。而影响居民消费水平的因素比较多，考虑到样本数据的一致性和可收集性，以及本文主要以研究居民预期对消费水平的影响为主要方向，因此只考虑几个关键变量进行模型构建。凯恩斯在《就业利息和货币通论》（1936）一书中提出了著名的消费函数理论：总消费是总收入的函数。这一思想用线性函数形式表示为：Ct=a+bxYt式中C表示总消费，Y表示总收入，下标t表示时期；a、b为参数。参数b称为边际消费倾向，其值介于0与1之间。凯恩斯的这个消费函数仅仅以收入来解释消费，被称为绝对收入假说。因此居民可支配收入是影响居民消费水平的一个主要因素应选人模型当中。本文重点讨论居民预期意识对消费水平的影响，因此用未来物价预期指数来反映居民的预期意识，该变量作为解释变量引入模型中。将居民的现金支出即消费水平作为被解释变量，引入居民可支配收入及居民未来物价预期指数对模型进行回归分析。其中城镇居民家庭人均现金消费支出、城镇居民人均可支配收入一累计值的数据来源于中国统计局官网，未来物价预期指数来源于中国人民银行每季度公布的数据，未来物价预期指数是由央行每个季度在全国50个城市对20000名城镇储户进行问卷调查得到的，调查的内容主要包括居民对当前经济形式的总体判断、居民物价感受情况、收入感受情况、就业感受情况、储蓄、投资和消费意愿以及房价预期与购买意愿等，调查问卷得到的数据主要是定性数据，央行通过采用扩散指数法将这些数据进行量化得出居民对未来物价预期指数及居民通胀预期指数。
2.2 单位根检验
由于建模采用的是2005-2014年的季度数据，因此在建模之前应对三组序列进行季节调整，采用Eviews软件中的Census X12的季节调整方法将序列中的季节变动要素去除，并对季节调整后的序列取对数后进行后续分析，这样处理能使实证结果的经济含义更加清晰，即解释变量前的系数表示相应变量的弹性。
对于时间序列，首先检验其平稳性。将居民消费水平、居民家庭可支配收入、居民对未来物价预期指数季节调整后取对数的序列分别进行检验，序列命名分别为LNY、LNX1、LNX2，利用Eviews软件并基于ADF的检验结果表明，居民消费水平、居民家庭可支配收入、居民对未来物价预期都是一阶积整即I （1）（见表1）。
2.3 协整检验
由上述检验可知各变量都是一阶积整，不能使用OLS回归，针对多个变量之间的协整关系，我们采用Johansen与Juselius提出的极大似然法进行检验，即Johansen检验。以此来估计居民家庭可支配收入、居民对未来物价预期指数与居民消费水平之间的长期关系（见表2）。结果显示，居民消费水平、居民家庭可支配收入与居民对未来物价预期指数之间存在协整关系，也就是说变量间存在3个协整关系。
从模型检验结果（见表3）中，可得到协整方程：
LNY=0.89LNXl +0.01LNX2
该式表明，居民家庭可支配收入每上升1%，将会导致居民消费水平即消费支出上升0.89%；居民对未来物价预期指数每上升1%，将会导致居民消费水平即消费支出上升0.01%。
2.4 结论分析
利用计量经济学的基本方法，通过将城镇居民人均可支配收入、居民物价预期指数对城镇居民家庭人均现金消费支出的建模分析，发现变量居民物价预期指数对因变量的作用不可忽视，是一个不能从模型中剔除的变量。因此通过实证分析发现，居民预期意识对其消费水平的影响是显著的，因此，我国居民预期意识理论与实际一致。
居民消费水平论文篇（6）
二、理论综述
1、凯恩斯的绝对收入理论。凯恩斯将消费函数表达为：C=f（Y），并将此式改写为C=bY，表明如果其他条件不变，则消费C随收入Y增加而增加，随收入Y减少而减少。他强调实际消费支出是实际收入的稳定函数，这里所说的实际收入是指现期、绝对、实际的收入水平，即本期收入、收入的绝对水平和按货币购买力计算的收入。
凯恩斯认为，消费是限期可支配收入的函数，消费与可支配收入之间存在着以下的关系：
（1）在短期无论可支配收入多少，是否等于零，消费支出总是大于零。可支配收入等于零时的消费支出，来源于从前的储蓄或现在的借债，这部分的消费支出与可支配收入无关，称为自发消费；
（2）随着可支配收入的增加，消费支出也增加。随着可支配收入的变动而变动的消费叫引致消费；
（3）消费支出的增加量少于可支配收入的增加量。
假定消费函数为线性，则凯恩斯的消费函数可表述为
C=C0+cYd
其中，C为消费支出，Yd为可支配收入，C0与c均为常数，且C0>0，0
2、杜森贝的相对收入理论。杜森贝提出消费并不取决于现期绝对收入水平，而是取决于相对收入水平，这里所指的相对收入水平有两种：相对于其他人的收入水平，指消费行为互相影响的，本人消费要受他人收入水平影响，一般称为“示范效应”或“攀比效应”。相对于本人的历史最高水平，指收入降低后，消费不一定马上降低，一般称为“习惯效应”。
3、莫迪利安尼的生命周期理论。莫迪利安尼提出消费不取决于现期收入，而取决于一生的收入和财产收入，其消费函数公式为：C=a·WR+b·YL，式中WR为财产收入，YL为劳动收入，a、b分别为财产收入、劳动收入的边际消费倾向。他根据这一原理分析出人一生劳动收入和消费关系：人在工作期间的每年收入YL，不能全部用于消费，总有一部分要用于储蓄，从参加工作起到退休止，储蓄一直增长，到工作期最后一年时总储蓄达最大，从退休开始，储蓄一直在减少，到生命结束时储蓄为零。还分析出消费和财产的关系：财产越多和取得财产的年龄越大，消费水平越高。
4、弗里德曼的持久收入理论。弗里德曼认为居民消费不取决于现期收入的绝对水平，也不取决于现期收入和以前最高收入的关系，而是取决于居民的持久收入，即在相当长时间里可以得到的收入。他认为只有持久收入才能影响人们的消费，消费是持久收入的稳定函数，即：CL=bYL，表明持久收入YL增加，持久消费（长期确定的有规律的消费）CL也增加，但消费随收入增加的幅度取决于边际消费倾向b，b值越大CL增加越多，b值越小CL增加越少。持久收入理论和生命周期理论相结合构成现代消费理论，这两种收入理论不是互相排斥的，而是基本一致的，互相补充的。
三、模型的设定
1、消费的影响因素
（1）农村居民人均可支配年收入。按照经典经济学理论，收入是影响消费的主要因素，如果收入为0时，居民的消费支出是最低的，随着收入的增加，人们才会拿出多余的钱买奢侈品，去娱乐。但是根据凯恩斯的宏观经济学原理，真正对居民消费水平有影响的是居民的收入水平。在考虑到这个因素的情况下，我们选择居民人均收入（X2）作为解释变量。
（2）农村居民的消费价格指数。对于价格需求弹性低的商品（生活必需品）来说，商品价格的变动基本上对商品的需求量没有什么影响，而对于价格需求弹性高的商品（奢侈品）来说，物价的微小变动会引起对消费品需求的大幅度波动，因此消费品的价格水平对居民的消费水平也有一定的影响。文章利用居民消费价格指数（x1）来代表消费品的价格水平，将其作为解释变量。
（3）农村家庭恩格尔系数。恩格尔系数是衡量一个国家和地区人民生活水平的状况，一个国家或家庭生活越贫困，居民储蓄越少，恩格尔系数就越大；反之，生活越富裕，居民储蓄越多，恩格尔系数就越小，这一项也是需要被列为影响因素即为解释变量。
（4）其他因素1）体制因素。随着市场经济的不断发展，使得居民收入分配越来越与其劳动成果和市场不确定状态结合起来。在这种情况下，一方面，居民必须为下岗与再就业之间的各项支出，另一方面，我国劳动就业、养老、医疗、教育、住房等，使得居民必须为某些活动而消费。如果在体制方面进行制度创新，其中有些不必要的消费很难用数值来衡量，故归为其他因素。2）人口结构因素。根据生命周期模型可得出，一国人口结构年轻化，该国消费将会减少，当进入老年化时，消费比例将会增加，但是由于数据收集原因，也归为其他因素.其他因素在本文中用随机扰动项来表示。
2、模型的设定
Y：农村居民消费水平
X1：农村居民的消费价格指数
X2：农村居民人均可支配收入
X3：农村家庭恩格尔系数
基于以上数据，初步建立模型
3、数据的收集
本文收集了我国1991-2010年居民消费水平的相关数据
四、模型的估计与调整
1用最小二乘法，利用Eviews软件可得估计结果如下
2）检验多元回归模型：
给定显著性水平 为0.05
注：以上数据来源各年份中国统计年鉴。
报告形式：
拟合优度检验： =0.9983接近1，表明模型对样本数据拟合程度高。
F检验（回归方程显著性检验）：F=3194.401 ，表明模型线性关系很显著，或解释变量农村居民消费价格指数x1和农村居民人均可支配收入x2和农村家庭恩格尔系数X3联合起来对被解释变量农村居民消费水平Y有显著影响。
T检验（解释变量显著性检验）：农村居民消费价格指数回归系数的T统计量绝对值为0.6090 表明居民消费价格指数对Y没有显著影响；农村居民人均可支配收入回归系数的T统计量绝对值为37.8879 表明农村居民人均可支配收入对Y有显著影响。农村家庭恩格尔系数回归系数的T统计量绝对值为1.8333
表明家庭恩格尔系数对Y有没有显著影响。
3）模型经济意义：假设其他解释变量不变，居民消费价格指数每增长1%，被解释变量农村居民消费水平就增加1.7884元；
假设其他解释变量不变，农村居民人均可支配收入每增长1元，被解释变量人农村居民消费水平就增加0.7215元。
假设其他解释变量不变，农村家庭恩格尔系数每增长1%，被解释变量人农村居民消费水平就减少8.007元。
计量经济检验：
多重共线性检验：由于选择的影响因素过多，所以估计模型之前，应先分析各个因素与被解释变量之间的关系，以及因素之间的相关程度，利用COR命令进行相关系数检验，得相关系数矩阵为：cor y x1 x2 x3通过计算表明，各解释变量都与被解释变量农村居民消费水平相关，且解释变量之间也是两两高度相关的。先按照逐步回归原理建立回归模型。
1）建立一元回归模型
根据理论分析，农村居民可支配收入应是农村居民消费水平的主要影响因素，相关系数检验也表明，农村居民可支配收入与农村居民消费水平的相关性最强。所以，以Y=a+bX+
Ls y c x2
2）建立二元回归模型
以一元回归模型为基础建立二元回归模型
Ls y c x2 x1 Ls y c x2 x3
3）建立三元回归模型
Ls y c x2 x3 x1
将其余的变量逐个引入模型，估计结果列入下表（第二行为t检验值）
经过以上的逐步引入检验过程，最终确定农村居民消费函数为
Y= 529.0466 + 0.7277x2 - 6.5794x3
（237.3581） （0.0173） （3.8978）
T = （2.2289） （42.1161） （-1.6880）
统计检验：
判定系数：R2=0.9982 接近于1，表明模型对样本数据拟合优度高。
F检验：F=4891.113，大于临界值4.41， 其P值0.000000也明显小于
，说明各个解释变量对农村居民消费水平Y有显著影响，模型线性关系显著影响。
T检验：农村家庭恩格尔系数的t值小于2 ，表明农村家庭恩格尔系数对农村居民消费水平（Y）没有显著影响，其他各参数的t值的绝对值均大于2，表明其他各参数对农村居民消费水平（Y）有显著影响。
计量经济学检验：
1）自相关检验：给定显著性水平0.05，查DW表，当n=20 ，k=2时，得下限值dL=1.100上限值dU=1.537
因为DW统计量为1.0281小于dL dU所以无法判断是否存在自相关性。
偏相关系数检验：
作异方差的White检验如下表所示。检验知Obs*R-squared=13.81344，表明不存在异
从White 检验知Obs*R-squared=13.81344明显大于自由度为3，显著性水平为为0.05的 值为9.48773，表明不存在异方差性。
所以本文的最终模型估计结果为：
居民消费水平论文篇（7）
我国目前所呈现出的消费需求相对不足的总体态势，根源在于长期存在的城乡二元结构矛盾所造成的居民消费能力的制约，即在二元经济结构下，我国农村居民的消费需求明显低于城市居民的消费需求。按照经济学的理论，在正常条件下，消费需求数量变化首要的受制因素是收入水平。我国居民总体消费水平之所以偏低，主要是由于二元经济结构导致居民收入差距过大以及由此而带来的整体收入水平低下造成的。
一、改革开放以来我国城乡居民收入差距
改革开放以来，我国城乡居民的收入水平都有了较大的提高，与此同时，城乡居民之间的收入差距水平在不断扩大（详见图1、图2）。
资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。
图1 全国城乡居民收入差距状况图(1978—2009年)
资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。
图2 全国城乡居民收入差距比【1】图(1978—2009年)
可见，改革开放初期我国城乡居民的收入差距就已经存在。随着时间的推移，城乡收入曲线都在迅速上升，但城镇居民收入曲线上升的速度明显快于农村居民收入曲线上升的速度。城乡居民之间的收入差距大致经历了一个缩小-扩大-缩小-扩大的演变过程，呈现出阶段性的态势。
改革开放初期的1978年到1984年，城乡差距逐步缩小。这时期，随着家庭联产承包责任制的推行和农产品收购价格几次调整提高，农业生产有了较快的恢复和发展，农民收入有了较快较大的增加，其增长速度高于城镇居民收入增长速度经济论文，城乡差距在逐步缩小。1978年改革开放初期城乡居民收入差距比高达2.57，即城镇居民人均可支配收入是农村居民人均纯收入的2.57倍。1978年以后，城乡居民收入差距逐步缩小，到1983年，城乡居民收入差距比为1.82，是1978-1984年期间最小的一年。
20世纪80年代中期以后，城乡收入差距扩大。这时期，我国改革的重点开始从农村转向城市，城市居民收入增长速度较快。而在农村，由于联产承包制提高劳动生产率的能量释放完毕，再加之因农业生产资料价格上升幅度大于农产品带来的农业贸易条件恶化、农业比较利益下降等因素的影响，农民收入增长缓慢。导致城镇居民收入增长速度很快越过农村居民收入增长速度，1985-1994年城乡居民收入差距趋于扩大，到1994年达到最高点，城乡居民收入差距比为2.86。
1995-1997年，城乡收入差距短期内缩小。缩小的原因主要是因为城镇中下岗职工增加，他们的收入减少所致。1985年城乡居民收入差距比为2.86，到1997年缩小到2.47。1995-1997年期间，虽然城乡居民收入差距有所缩小，但差距仍然偏大，且没有形成一个长期稳定缩小的趋势。
1998年至今，城乡收入差距继续扩大。1998年的自然灾害和1999年城镇职工的普遍加薪是城乡居民收入差距呈继续扩大趋势的主要原因，且在这一时期由于教育、医疗、保障等各种福利方面的差距显露出来，进一步拉大了城乡间的收入差距。自1998年以来除了个别年份略有起伏外，城乡居民收入差距的比例一路攀升，由1998年的2.51扩大到2001年的2.90，2007年更是上升到了3.33，为历年之最，2009年仍保持在3.33。
二、二元经济结构下城乡居民的消费差异比较
城乡收入差距的扩大，逐渐形成了不同的收入阶层，也因此形成了城乡两种不同的消费阶层和消费市场，从而造成城乡居民在消费水平、消费结构、人均消费性支出等方面均存在着很大的差异。
1、城乡居民消费水平比较
与城乡居民的收入差距相似，改革开放以来，我国城乡居民的消费水平差距也经过了缩小、扩大，短暂的缩小后进一步扩大的过程。图3表明，1978年，城乡消费水平比【2】是2.9，1983、1984、1985年缩小到2.2经济论文，1995年扩大到3.8，短暂的缩小后，1999年以来，我国城乡居民消费水平之比一直维持在3.6以上，2003年和2004年更是高达3.8。2009年，农村居民的消费水平为4021元，城镇居民的消费水平为15025元，1个城镇居民的消费水平相当于3.7个农民的消费水平。目前农村居民的消费水平相当于20世纪90年代初城市居民的水平，农村居民的消费水平比城市居民的消费水平大约落后15年左右。
资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。
图3 全国城乡居民消费水平差距比率图(1978—2009年)
2、城乡居民人均消费性支出比较
统计数据显示，改革开放以来，无论是城镇居民的人均消费性支出还是农村居民的人均消费性支出，都呈现出逐步增加的趋势。1990年农村居民的人均消费性支出为585元，2008年增加到3661元，2008年比1990年农村居民的人均消费性支出增加了3076元；1990年城镇居民的人均消费性支出为1279元，2008年增加到11243元，2008年比1990年城镇居民的人均消费性支出增加了9964元。与此同时，我国城乡居民之间的消费支出差距在扩大。1985年城镇消费支出是农村消费支出的2.3倍，是改革开放以来的最低点。此后，城乡之间的消费支出差距逐渐加大，到2008年城乡之间的支出比高达3.6，即目前我国1个城镇居民的消费支出相当于3.6个农民的消费支出。“三个农民抵一个市民”是当前农村低消费的真实写照。
3、城乡居民消费结构比较
城乡居民的消费结构差异较大。首先，城镇居民用于食品的支出比农村居民相对比例小，并随收入增加呈下降趋势，即恩格尔系数下降，表明城镇居民的消费已从以食品类消费为主的生存性消费加速向质量型消费过渡。其次，衣着、家庭设备用品等的支出，在城市基本趋于饱和，但因为农村居民收入增长缓慢，而未形成新的消费热点，当城镇居民消费向空调、摄像机、家用电脑等新一代高档耐用消费品转移的时候，农村居民的消费仍停留在以生存为主的消费水准上。再次，城镇居民用于交通通讯、文化、娱乐教育等的支出有增长趋势，城镇居民将来的消费热点将是住房、汽车、现代化的通讯设备及教育，但城市新消费热点产品在农村的消费量还相当少，农村居民耐用消费品的拥用量仅相当于城镇居民20世纪90年代初期的水平(见表1)。
表1 20世纪90年代以来我国城乡居民消费结构对比 单位：%
指标
1990年
1995年
2000年
2007年
2009年
农村
城镇
农村
城镇
农村
城镇
农村
城镇
农村
城镇
食品
58.80
54.25
58.62
50.09
49.13
39.44
43.08
36.29
41.0
36.5
衣着
7.77
13.36
6.85
13.55
5.75
10.01
6.00
10.42
5.8
10.5
居住
17.34
6.98
13.91
8.02
15.47
11.31
17.80
9.83
20.2
10.0
家庭设备用品及服务
5.29
10.14
5.23
7.44
4.52
7.49
4.63
6.02
5.1
6.4
医疗保健
3.25
2.01
3.24
3.11
5.24
6.36
6.52
6.99
7.2
7.0
交通通信
1.44
1.20
2.58
5.18
5.58
8.54
10.19
13.58
10.1
13.7
教育文化
娱乐服务
5.37
11.12
7.81
9.36
11.18
13.40
9.48
13.29
8.5
12.0
其他商品
及服务
0.74
0.94
1.76
3.25
3.14
3.44
2.30
居民消费水平论文篇（8）
土家族是中国历史上悠久的少数民族之一,在公元前315年秦灭巴后,巴人的一部分流落到今天的湖南、湖北、重庆、贵州四省接壤的武陵山区一带定居下来,并与当地居民逐渐融合。现今土家族主要分布在湖南省西北部(湘西土家族苗族自治州)、湖北省的恩施土家族苗族自治州、宜昌的五峰土家族自治县、长阳土家族自治县、贵州沿河土家族自治县、德江、印江等县以及渝东南的石柱土家族自治县、秀山土家族苗族自治县、酉阳土家族苗族、彭水苗族土家族自治县、黔江区等(以下简称石柱、秀山、酉阳、彭水、黔江),与汉、苗等族杂居[1]。在聚居的地域,土家族居民在生活、饮食、居住等方面形成了自己独特的习俗。
而今,土家族地区普遍贫困落后,经济社会发展滞后于其它地方,开发少数民族地区经济,缩小地区间差距成了各级政府面前的头等大事,同时也是学术界普遍关注的问题。张琦(2001)认为少数民族即期消费不旺,需求拉动不足制约少数民族地区的经济发展[2];吕学芳(2002)认为开拓少数民族地区农村消费市场是实现少数民族地区农村经济持续、快速、健康发展的有效途径,对少数民族地区农村经济的增长具有重要的推动作用[3]。开拓土家族地区农村消费市场来发展土家族地区经济,先必须了解土家族地区居民的消费特征,并对土家族居民的消费模式有一个准确的定位。目前,研究土家族地区居民消费的文献较少,主要有彭林绪(2000)从居住饮食文化的变迁角度探讨了土家族生活消费的变化[4];姚伟钧(2005)从节日习俗探讨了土家族的饮食文化[5];姚伟钧,刘朴兵(2007)从地理、气候等自然环境角度分析了鄂西土家族的饮食文化的特征,认为鄂西土家族的饮食文化具有粗放纯朴的三区饮食文化特征[6]。这些研究主要从民族学、民俗学等角度对土家族居民的饮食、消费文化进行定性的探讨,缺乏实证的分析。而从经济学的角度探讨土家族居民消费行为的文献极少,余石(2001)采用总量数据建立了恩施土家族苗族自治州消费函数的数学模型,并对该地区的总消费需求与其影响因素之间的关系进行了分析研究[7],表明绝对收入假说与相对收入假说理论在该地区的适用性。而笔者认为采用总量数据构建模型未必能全面反映土家族居民真实的消费特征;其次在余石所建模型中没有任何检验,因此其模型的准确性有待进一步探讨。那么土家族地区居民的消费特征是否与传统的消费理论相吻合呢?这些消费特征又衍射出土家族人怎样的经济特征与消费文化呢?它赋予我们怎样的政策导向呢?基于上述思考,并借鉴前人的研究成果,笔者以渝东南土家族地区为例(分别是石柱、秀山、酉阳、彭水、黔江),对该地区农村居民生活消费特征进行实证分析。
一、相关理论介绍
凯恩斯在《就业、利息和货币通论》中研究“当就业量处于既定水平时,什么因素决定消费的总量”时,将消费倾向定义为:存在于yw (即用工资单位衡量的既定的收入水平) 和cw (即在该收入水平下的消费开支) 之间的函数关系x,即:cw = x(yw)。
其理论纲要[8]是:当期收入是消费的主要决定因素,当实际收入总量增加时,总消费量也会增加,但其增加的程度不如收入,也即边际消费倾向的数值为正,但小于1。基于心里规律,这一理论在实际生活中很有说服力,在人们收入水平还很低时,必须把全部收入满足基本需求,因而没有储蓄或很少有储蓄;随着收入水平的提高,除满足基本需要以外,还有剩余用来满足其它需求,由于有些需求不是必须的,因此人们不会把全部收入用于消费,而是有一部分被储蓄;同时由于人们对未来收入的不确定,以及应付未来的不测之需、支付未来的大笔支出,加上为后代留笔财富的心态,使得人们也要进行储蓄;还有根据边际效用递减规律,人们总是把每个单位的货币用于效用最大的物品上,随着所消费物品的增加,从最后一个消费品上所得到的边际效用呈递减趋势,因而消费者的边际消费率呈递减性。
自凯恩斯提出上述消费函数的概念后,有关消费函数的实证研究被置于宏观经济学的核心地位,近几十年来,消费函数理论一直是经济学家相对关注和研究的领域。从时间维度来看,西方宏观经济理论对居民消费行为研究的演进过程大体可划分为四个阶段[9]:第一阶段是 20世纪30年代至 50年代中期,最具代表性的是凯恩斯的绝对收入假说和杜森贝里的相对收入假说;第二阶段是50年代到70年代中期,弗里德曼和莫迪利安尼在原有消费者行为分析框架基础上提出的永久收入假说和生命周期假说;第三阶段是 7o年代后期到80年代初期,霍尔(hall,robert e.,1978)将理性预期理论引入永久收入假说和生命周期假说,提出了随机游走假说;第四阶段是80年代中期以后,以预防性储蓄假说和流动性约束假说为代表所引发的大量相关经验理论与假说。
学术界运用于定量分析的理论主要集中在凯恩斯的绝对消费理论模型和杜森贝里的相对收入假说模型,国内学者一般将凯恩斯的消费理论化为具体可计量的数学模型[10]:c=a+by (c表示消费水平,y表示可支配收入,a表示自主消费水平,b表示边际消费水平);将相对收入假说理论化为可计量的模型[7]:ct=b0+b1yt+b2ytmax 或者ct=b0+b1yt+b2ct max ,式中yt max 表示过去最高收入水平,ctmax表示过去最高消费,在实际中一般采用上年消费水平ct-1 代替ctmax ,这样上式表达式为:ct=b0+b1yt+b2ct-1。笔者仍以上述理论模型为基础,建立渝东南土家族地区消费函数模型并展开分析。
二、渝东南土家族地区为例的实证分析
笔者以渝东南地区土家族农村居民生活消费为例,分析数据来源于历年《重庆统计年鉴》及《重庆直辖10周年——数据与分析》,具有很高的可靠性[11][12]。文章先以凯恩斯的绝对消费理论模型c=a+by进行回归分析,其中c为土家族地区农村居民人均生活消费,y表示为农村居民人均纯收入,a表示自主消费,b表示边际消费倾向。运用eviews软件[13]对1996-2006年人均生活消费与人均纯收入的当年数据进行回归,计算结果如表1。
从回归结果来看,黔江回归模型的可决系数较高(098),t检验与f检验都能通过,拟合较好,但常数项为负数,经济学含义即自主消费量为负数,同时b值高达116,大于1,其经济学含义即边际消费倾向为116,意味着收入增长一元,消费将增加116元,因此违背了凯恩斯消费理论的分析框架(凯恩斯绝对消费理论认为自主消费不少于0,边际消费倾向少于1),该模型是失败的;石柱的消费模型中,常数项未能通过t检验,(在n=11,显著性水平a=01时,t临界值为136,上述表中仅为032);秀山的消费模型拟合较好,各项参数均能通过相关检验;酉阳、彭水的消费模型同样不能通过常数项的t检验,其中酉阳的边际消费倾向为1,不符合凯恩斯的消费理论框架。总体而言,除了秀山消费函数拟合较好以外,其他区县的拟合情况较差,因此上述分析表明凯恩斯的绝对消费理论在解释土家族地区农村居民生活消费行为特征时缺乏说服力。
针对上述分析出现的问题,并结合相对收入假说理论,对模型进行修正,以统计学原理为依据[14],以参数通过相关检验为衡量标准,择优处理,得到如下分析结果见表2。
注:方程式栏中参数下面括号中数值为t检验值,消费函数表达式中ct表示当期消费,ct-1表示上期消费。
从表2中的分析结果来看,可决系数都在09以上,表明拟合方程式能解释的部分达到90%以上,拟合较好。同时各参数估计的t值,f都通过了检验,但有一个共同的特点:自主消费没有体现在模型中。从各地区拟合的消费表达式来看,黔江居民生活消费行为较为特殊,当期的生活消费取决于当期收入与上期的消费水平,其中边际消费倾向为101,即当期收入增加一个单位时,生活消费将增加101个单位;石柱、秀山、酉阳、彭水等县的边际消费倾向也偏高,分别是095、083、099、089。另外,依据相关数据计算[11][12]的平均消费倾向也表明该地区的消费倾向明显高于重庆平均水平与全国平均水平[15]。
基于上述分析,可得出渝东南土家族地区农村居民的生活消费特征如下:第一,消费行为不符合凯恩斯的消费理论,但与相对消费理论吻合较好;第二,自主性消费参数a的估计不显著,同时平均边际消费倾向普遍较高;第三,边际消费倾向偏高,甚至大于1,明显高于全国及全市平均水平。
三、原因分析
针对上述土家族居民的消费特征,分析其原因主要有以下三个方面。
(一)“自给自足”的生产方式是其主要经济特点
在上述消费函数分析过程中,常数项参数未能通过检验,即渝东南土家族地区居民的自主消费不显著。但这并不表明土家族居民没有自主消费,而可能是自主消费主要依靠自己生产供给,并不是在市场上购买所得,而目前我国的数据资料的统计主要是针对市场交易产生的数据进行统计,而自给自足的经济数据未能统计,因此可能部分掩盖了数据的真实性,导致常数项通不过检验。从事实上来看,渝东南土家族地区历来属于“老、少、边、穷”的部级贫困区,与其它地方相比,该地区交通不便、经济落后、信息闭塞,至今仍以传统的农业生产为主。从2006年农林牧渔业总产值占gdp比重来看,重庆平均水平是183%,而土家族地区5区县该指标平均在30%以上,比重最小的是黔江286%,最高的是酉阳达657%。由此可见,农业生产在该地区仍处在核心地位。另外,从农产品的商品率来看,重庆平均水平是557%,而该地区均低于这一水平,农业商品率最高的石柱为540%,最低的酉阳仅为476%。这表明土家族地区的经济具有浓厚的自给自足的特征,大量农产品未在市场上流通,而是满足于自己的生活,这也印证了上述消费函数的回归分析是准确的。
(二)农民收入低导致严重的“透支消费”现象
从渝东南土家族地区5区县的平均边际消费倾向来看,1996年、2001年、2006年三年的截面数据均显示该地区的平均消费水平高于重庆平均水平。1996酉阳的平均消费倾向高达1282,远远超过重庆平均水平(0898),黔江平均消费倾向最低,也高达0925。至2006年,平均消费倾向整体呈现下降趋势,但是黔江、酉阳地区的平均消费倾向大于1,这表明消费支出额大于收入水平,况且本文分析的仅仅是生活消费支出,这就表明该地区农村居民生活极度贫困,出现了严重“透支消费”现象。统计数据显示,2006年重庆农村居民人均纯收入为2 87383元,而渝东南土家族地区该指标均低于这一数值。最高的石柱为2 45773元,相当于重庆平均水平的855%;最低的酉阳仅为2 03098元,仅仅相当于重庆平均水平的707%,见表2。这表明该地区居民低收入水平是制约消费行为的主要因素,农民的收入主要用于生活方面的必要消费,而对生活消费之外的弹性消费品需求很少,因此从这种角度来讲,要繁荣该地区农村经济,拓展农村消费市场必须加快提高该地区居民的收入水平,增强居民的消费能力。
(三)土家族消费文化的影响
尽管渝东南土家族地区农村居民收入水平较低,但其边际消费倾向普遍较高,部分甚至高达09以上,相当于每增加一元收入,生活消费就会相应增加09元以上,这与我国居民收入水平与边际消费倾向的“倒u”型关系假说不符合[16](即中产阶级的边际消费倾向最高,低收入者与高收入者的边际消费倾向较低)。同时也与我国农村居民边际消费倾向徘徊在07-08之间存在很大差别[17],何况上述的分析还没有考虑生活消费以外的消费情况,那么其中的原因何在呢?单从经济学角度考虑很难找到答案,笔者认为土家族的饮食文化深深影响边际消费倾向。
土家族居民尽管并不富裕,但是其食风十分豪放,平日土家族人普遍喜欢用大大的土碗吃饭喝酒。如果饭碗太小,就觉得吃的不舒服;酒碗太小,就觉得喝的不爽快。这种豪放的食风在接待客人的筵席上,更是得到了十足的体现。一般说来,客人临门,夏天要先请客人喝一碗糯米甜酒,冬天则先请客人吃一碗开水泡团馓,再待以酒菜。土家人待客还喜用盖碗肉,即以一片特大的肥膘肉盖住碗口,下面装有精肉和排骨。为表示对客人尊敬和真诚,土家族待客的肉要切成大片,酒要用大碗装。土家族有吃社饭的传统风俗,社日期间,家家请,户户接,社宴散时,主人还要让赴宴者带一些社饭回去,对于因故未来者,主人还往往派人把社饭送到府上去[6]。吃了别人家的社饭,要还席,因此社日期间土家族人互相邀请吃社饭,形成吃转转席的饮食格局。喝咂酒是土家族的另一风俗,凡客至家,必以酒招待;婚丧喜庆,必设酒宴。同时,土家族是一个节日频率极高的民族,除了农历的十月外,几乎每月都有节日,有的甚至一个月里有几个节日。过年过节往往杀猪宰羊,排场很大。
因此,笔者认为土家族豪放的饮食文化和节日文化注定了土家族居民的生活消费在收入中的比重较高。这在一定程度上解释了为何在渝东南土家族贫困地区农村居民保持很高的边际消费倾向的“怪圈”。
四、结论
文章以渝东南土家族为例,运用消费理论基本原理对该地区居民的消费行为进行实证分析,分析表明凯恩斯的绝对消费理论不适合该地区居民的消费行为特征,而相对消费理论比较吻合该地区居民的消费行为。土家族地区居民的生活消费主要取决于当期的收入水平和上期的消费水平,而且平均消费倾向和边际消费倾向都明显高于重庆平均水平与全国平均水平,一方面这是该地区居民收入不高,贫困的表现;同时也是土家族居民独特的饮食文化、节日文化及淳朴的好客习俗的体现。它给予我们的政策导向主要有三点:一是促进土家族地区商品经济的发展,提高农村居民的商品意识,活跃农村消费市场;二是挖掘土家族文化产业,培育土家族特色饮食文化产业大有潜力可挖;三是大力实施农业产业化,千方百计提高土家族居民的收入水平才是硬道理。
参考文献:
[1]陈浩.国土家族人口和城镇化水平分布特征分析[j].中国人口科学,1999(1):57.
[2]张琦.少数民族地区居民消费现状的思考[j].商业研究,2001(11):150.
[3]吕学芳.试论少数民族地区农村消费市场的开拓——湘鄂渝黔边区农村消费市场调查与思考[j].中央民族大学学报(哲学社会科学版),2002(2):78.
[4]彭林绪.土家族居住及饮食文化变迁[j].湖北民族学院学报(哲学社会科学版),2000(1):6
[5]姚伟钧.鄂西土家族原生态饮食文化的传承与开发[j].湖北民族学院学报(哲学社会科学版),2005(3):17.
[6]姚伟钧,刘朴兵.试论鄂西土家族饮食文化的特色[j].湖北民族学院学报(哲学社会科学版),2007(3):12-13.
[7]余石.恩施土家族苗族自治州消费函数的建立与研究[j].中南民族大学学报(自然科学版),2001(12):86.
[8]约翰.梅纳德.凯恩斯.就业利息和货币通论[m].魏损,译.西安:陕西人民出版社,1973:83-102.
[9]胡乃武,张海峰,张琅.我国居民消费倾向的实证分析[j].宏观经济研究,2001(6):32-35.
[10]汪浩瀚.微观基础、不确定性与西方宏观消费理论的拓展[j].经济评论,2006(2):57.
[11]重庆市统计局,国家统计局重庆调查总队.2000-2007年重庆统计年鉴[m].北京:中国统计出版社.
[12]重庆市统计局,国家统计局重庆调查总队.重庆直辖10周年——数据与分析[m].重庆:重庆出版社,2007.
[13]易丹辉.数据分析与eviews应用[m].北京:中国统计出版社,2002(2):132.
[14]张晓峒.计量经济学基础[m].天津: 南开大学出版社,2005(5):50-60.
居民消费水平论文篇（9）
我国目前所呈现出的消费需求相对不足的总体态势，根源在于长期存在的城乡二元结构矛盾所造成的居民消费能力的制约，即在二元经济结构下，我国农村居民的消费需求明显低于城市居民的消费需求。按照经济学的理论，在正常条件下，消费需求数量变化首要的受制因素是收入水平。我国居民总体消费水平之所以偏低，主要是由于二元经济结构导致居民收入差距过大以及由此而带来的整体收入水平低下造成的。
一、改革开放以来我国城乡居民收入差距
改革开放以来，我国城乡居民的收入水平都有了较大的提高，与此同时，城乡居民之间的收入差距水平在不断扩大（详见图1、图2）。
资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。
图1 全国城乡居民收入差距状况图(1978—2009年)
资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。
图2 全国城乡居民收入差距比【1】图(1978—2009年)
可见，改革开放初期我国城乡居民的收入差距就已经存在。随着时间的推移，城乡收入曲线都在迅速上升，但城镇居民收入曲线上升的速度明显快于农村居民收入曲线上升的速度。城乡居民之间的收入差距大致经历了一个缩小-扩大-缩小-扩大的演变过程，呈现出阶段性的态势。
改革开放初期的1978年到1984年，城乡差距逐步缩小。这时期，随着家庭联产承包责任制的推行和农产品收购价格几次调整提高，农业生产有了较快的恢复和发展，农民收入有了较快较大的增加，其增长速度高于城镇居民收入增长速度经济论文，城乡差距在逐步缩小。1978年改革开放初期城乡居民收入差距比高达2.57，即城镇居民人均可支配收入是农村居民人均纯收入的2.57倍。1978年以后，城乡居民收入差距逐步缩小，到1983年，城乡居民收入差距比为1.82，是1978-1984年期间最小的一年。
20世纪80年代中期以后，城乡收入差距扩大。这时期，我国改革的重点开始从农村转向城市，城市居民收入增长速度较快。而在农村，由于联产承包制提高劳动生产率的能量释放完毕，再加之因农业生产资料价格上升幅度大于农产品带来的农业贸易条件恶化、农业比较利益下降等因素的影响，农民收入增长缓慢。导致城镇居民收入增长速度很快越过农村居民收入增长速度，1985-1994年城乡居民收入差距趋于扩大，到1994年达到最高点，城乡居民收入差距比为2.86。
1995-1997年，城乡收入差距短期内缩小。缩小的原因主要是因为城镇中下岗职工增加，他们的收入减少所致。1985年城乡居民收入差距比为2.86，到1997年缩小到2.47。1995-1997年期间，虽然城乡居民收入差距有所缩小，但差距仍然偏大，且没有形成一个长期稳定缩小的趋势。
1998年至今，城乡收入差距继续扩大。1998年的自然灾害和1999年城镇职工的普遍加薪是城乡居民收入差距呈继续扩大趋势的主要原因，且在这一时期由于教育、医疗、保障等各种福利方面的差距显露出来，进一步拉大了城乡间的收入差距。自1998年以来除了个别年份略有起伏外，城乡居民收入差距的比例一路攀升，由1998年的2.51扩大到2001年的2.90，2007年更是上升到了3.33，为历年之最，2009年仍保持在3.33。
二、二元经济结构下城乡居民的消费差异比较
城乡收入差距的扩大，逐渐形成了不同的收入阶层，也因此形成了城乡两种不同的消费阶层和消费市场，从而造成城乡居民在消费水平、消费结构、人均消费性支出等方面均存在着很大的差异。
1、城乡居民消费水平比较
与城乡居民的收入差距相似，改革开放以来，我国城乡居民的消费水平差距也经过了缩小、扩大，短暂的缩小后进一步扩大的过程。图3表明，1978年，城乡消费水平比【2】是2.9，1983、1984、1985年缩小到2.2经济论文，1995年扩大到3.8，短暂的缩小后，1999年以来，我国城乡居民消费水平之比一直维持在3.6以上，2003年和2004年更是高达3.8。2009年，农村居民的消费水平为4021元，城镇居民的消费水平为15025元，1个城镇居民的消费水平相当于3.7个农民的消费水平。目前农村居民的消费水平相当于20世纪90年代初城市居民的水平，农村居民的消费水平比城市居民的消费水平大约落后15年左右。
资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。
图3 全国城乡居民消费水平差距比率图(1978—2009年)
2、城乡居民人均消费性支出比较
统计数据显示，改革开放以来，无论是城镇居民的人均消费性支出还是农村居民的人均消费性支出，都呈现出逐步增加的趋势。1990年农村居民的人均消费性支出为585元，2008年增加到3661元，2008年比1990年农村居民的人均消费性支出增加了3076元；1990年城镇居民的人均消费性支出为1279元，2008年增加到11243元，2008年比1990年城镇居民的人均消费性支出增加了9964元。与此同时，我国城乡居民之间的消费支出差距在扩大。1985年城镇消费支出是农村消费支出的2.3倍，是改革开放以来的最低点。此后，城乡之间的消费支出差距逐渐加大，到2008年城乡之间的支出比高达3.6，即目前我国1个城镇居民的消费支出相当于3.6个农民的消费支出。“三个农民抵一个市民”是当前农村低消费的真实写照。
3、城乡居民消费结构比较
城乡居民的消费结构差异较大。首先，城镇居民用于食品的支出比农村居民相对比例小，并随收入增加呈下降趋势，即恩格尔系数下降，表明城镇居民的消费已从以食品类消费为主的生存性消费加速向质量型消费过渡。其次，衣着、家庭设备用品等的支出，在城市基本趋于饱和，但因为农村居民收入增长缓慢，而未形成新的消费热点，当城镇居民消费向空调、摄像机、家用电脑等新一代高档耐用消费品转移的时候，农村居民的消费仍停留在以生存为主的消费水准上。再次，城镇居民用于交通通讯、文化、娱乐教育等的支出有增长趋势，城镇居民将来的消费热点将是住房、汽车、现代化的通讯设备及教育，但城市新消费热点产品在农村的消费量还相当少，农村居民耐用消费品的拥用量仅相当于城镇居民20世纪90年代初期的水平(见表1)。
表1 20世纪90年代以来我国城乡居民消费结构对比 单位：%
指标
1990年
1995年
2000年
2007年
2009年
农村
城镇
农村
城镇
农村
城镇
农村
城镇
农村
城镇
食品
58.80
54.25
58.62
50.09
49.13
39.44
43.08
36.29
41.0
36.5
衣着
7.77
13.36
6.85
13.55
5.75
10.01
6.00
10.42
5.8
10.5
居住
17.34
6.98
13.91
8.02
15.47
11.31
17.80
9.83
20.2
10.0
家庭设备用品及服务
5.29
10.14
5.23
7.44
4.52
7.49
4.63
6.02
5.1
6.4
医疗保健
3.25
2.01
3.24
3.11
5.24
6.36
6.52
6.99
7.2
7.0
交通通信
1.44
1.20
2.58
5.18
5.58
8.54
10.19
13.58
10.1
13.7
教育文化
娱乐服务
5.37
11.12
7.81
9.36
11.18
13.40
9.48
13.29
8.5
12.0
其他商品
及服务
0.74
0.94
1.76
3.25
3.14
3.44
2.30
居民消费水平论文篇（10）
居民消费是拉动经济增长的重要力量，也是改革的引导力量。然而我国近年来出现持续的消费不足，将直接影响我国未来的经济发展和人民生活水平的提高。因此，研究中国目前居民消费增长的影响因素，对于我国当前应对金融风暴，扩大内需，具有重要的理论和现实意义。
流通业是国民经济各部门的桥梁和纽带，它已经由社会再生产的末端产业变为先导产业，成为引导生产、消费和经济运行的先导性力量。如何充分发挥流通业的作用这个问题值得我们深入研究，也具有重大的现实意义。目前，学术界关于如何发展流通业的观点主要有：提高流通业的信息化水平、规范和整顿市场秩序、调整流通产业结构、加快流通现代化企业制度建设等。然而，关于居民消费增长能否反过来促进和能在多大程度上促进流通业增长的研究文献很少。本文试图将现有学术界关于流通业发展与居民消费增长的研究进行梳理，以供学者更深入探讨二者关系，从而推动我国居民消费增长和流通业发展水平。
流通业促进居民消费增长的研究
贺珍瑞认为，农村流通体系与农村消费需求存在着明显的相关性。日前，农村流通体系的落后，在一定程度上制约了农村经济的发展和农村消费需求的扩大。商务部研究院学者赵萍对流通体制促进消费的潜力进行了分析，并在借鉴相关国际先进经验的基础上提出了改革流通体制促进消费增长的对策建议。赵萍还认为，中小零售企业强大的吸收就业的能力，可以切实提高普通大众的收入水平，为扩大消费提供最基本的收入基础。
中国人民大学马龙龙教授在《经济日报》上撰文提出：促进消费需要强有力的流通支持。马教授认为必须构筑一个高效通畅、竞争有序的高层次“流通平台”，充分发挥流通对于启动消费和市场的作用。2006年第二届中国现代流通（上海）国际论坛上中国人民大学商学院黄国雄教授指出“要发挥商业在促进内需、扩大消费中的基础性作用”。朱成钢认为流通业发展能够促进绿色消费，他提出要“发挥流通业在促进绿色消费中的重要作用”。在该国际论坛上，国务院发展研究中心市场经济研究所研究员任兴洲提出 “商业流通业态和方式创新能培育和引导新的消费需求的增长”等观点。王微提出“城市商业特别是零售业是我国城乡居民消费需求实现的主要途径”。在第五届中国百货商业高峰论坛上，商务部副部长姜增伟提出“零售业促进消费大有可为”的观点。
目前关于二者关系相关研究的大多数理论和实务工作者基本上认为，流通业发展能够促进居民消费的增长。贺珍瑞主要从农村流通体系的完善与否的角度论述其对农村消费需求的影响。赵萍则是从完善流通体制的角度和中小零售企业强大的吸收就业从而提高居民收入的角度阐述如何促进居民消费。任兴洲认为商业流通业态和方式创新有助于培育和引导新的消费需求。总的来说，这些学者都一致认为流通业的发展能促进消费的增长，提高居民消费需求，只是他们论述的角度不同而已。从理论上说，流通业发展也是能够促进消费增长的。马克思早在100多年前就在《资本论》第二卷用了大量的篇幅论述了商品和资本的流通、交换形式，详尽阐述了流通环节、流通时间、流通费用对产品转化成商品（即对消费）的重要作用。今天我们在研究鼓励消费、扩大消费、实现可持续消费时，同样离不开对商品流通业的研究。
居民消费增长促进流通业发展研究
王惠认为，消费无论是在商业流通发展的历史演进中，还是对新兴商业业态的崛起都起着非常重要的作用。商业流通要在消费导向型经济时代获得更大发展，则必须适应消费、推动消费、发展消费。消费的变化是零售业不断创新的直接因素。
目前关于居民消费增长能够促进流通业发展的研究的文献较少，但是笔者比较认同王惠的观点，一方面，流通的效率直接影响到居民消费需求的实现情况；另一方面，居民消费状况也会反作用于流通业的发展，居民消费的快速增长会促进流通业业态的发展创新和整个流通业的发展。
居民消费增长与流通业相互促进的理论研究
湖州市统计局财贸处的研究人员认为，流通业增长和居民消费增长相互促进。比如，他们提出“加快流通业发展促进消费市场繁荣”的建议，并提出湖州市居民消费的增长促进了流通业的发展。另一方面，他们认为应进一步整顿和规范市场流通秩序，改善消费环境；湖州市政府要重点扶持汽车流通与服务业、电子信息产品流通业等新兴行业的发展。通过流通业的发展以改善消费环境，拓宽消费领域，引导消费观念更新，促进消费结构升级，培育新的消费热点。
流通业发展与居民消费增长的实证关系
王新利等通过对2003年我国31个省（市、自治区）的截面数据（以农村社会零售消费品总额近似地代表农村对消费品的消费水平，以农村从事批零贸易及餐饮业的人数近似代表农村流通体系的发展状况）进行分析，研究分析表明，农村流通体系是除了收入因素以外，对农村消费有较大影响的因素之一。胡愈对2005年我国31个省（市、自治区）的截面数据进行分析，也得出与王新利类似的结论。冉净斐选用相关数据，建立流通和消费增长的线性模型，同样是对时间序列进行逐步回归，只是在方程的建立过程运用了自回归分布滞后模型进行分析。
从以上分析可以看出，关于二者关系的实证分析研究的主要有王新利和胡愈等学者，他们进行实证方面的探讨为进一步深入研究提供了一个好的思路，颇具借鉴意义。但是，他们的实证分析尚存在一些问题，在此提出与之商榷。由于胡愈和王新利的分析方法和思路基本相同，在此以王新利文章的实证分析为例进行讨论。首先，该文对于居民消费水平和农村流通发展选用的数据不是很合理。笔者认为，可以考虑以农村居民消费支出或者农村人均消费支出近似替代农村的消费水平，以农村社会消费品零售总额（包括农村批发零售贸易值、餐饮业值和其他行业值）近似替代农村的流通业发展水平更为合理。其次，该文对1989—2003年的相关数据，运用一元回归方程结果来考察农村的流通体系对农民消费的作用程度。
笔者认为，这样的分析方法和结果有待商榷。一方面，现实生活中越来越多的经验证据表明，经济分析中所涉及的大多数时间序列是非平稳的，非平稳序列往往会出现伪回归。这是因为传统的显著性检验所确定的变量间的关系在事实上是不存在的。因此，序列平稳性检验是非常必要的。而该文没有对时间序列数据进行平稳性检验。另一方面，由于我国幅员辽阔，居民消费水平和流通业发展水平因地区而异，仅用时间序列数据或截面数据来分析有可能会忽略不同截面个体的影响，进而导致模型估计方面的系统性偏误，若改用panel data建立统计模型则可以避免这一点。
关于流通业发展的研究趋势分析
综上所述，目前关于流通业发展对居民消费增长的研究相对较多，也基本达成共识，即流通业发展是能够促进居民消费增长的，但是该方面的研究还远远不够。一方面，首先要从理论上继续探究流通业发展能够通过哪些机制和途径影响和促进居民消费的增长；另一方面，要从实证分析的角度研究流通业的发展究竟能在多大程度上促进居民消费的增长。
通过前文的分析，可以大致认为居民消费增长是能够反作用于流通业发展的，上文分析仅仅从居民消费的快速增长会促进流通业业态的发展创新和整个流通业的发展的角度论述，理论分析比较薄弱，因此我国的学术界可以继续从理论和实证的角度深入探讨居民消费增长对流通业发展的作用途径和程度。
关于二者相互关系的研究，理论和实证分析都较少，也不够深入。一方面，要从理论上深入探究二者关系，另一方面，要加强在实证方面的分析研究，可以运用实证分析多层面多角度的探讨二者关系。首先，可以运用我国建国后（尤其是改革开放以来）的相关数据进行分阶段的时间序列分析。建国以后，我国经济体制和流通业发展都发生了较大的变迁，变量之间的函数关系强度和形式一般也会相应的发生变化，如果能够分阶段研究就可以真正深入的把握变量之间的真实关系。以我国的流通业为例，流通业在改革开放前后“判若两人”，无论从商业运行的环境机制还是运行机制都发生了较大的变革，因此，我国可以将流通业的研究分为改革开放前和改革开放后两个阶段。其次，可以运用我国建国后（尤其是改革开放以来）的不同区域或者不同省份的数据运用panel data模型进行分析。运用时间序列数据建立模型进行分析会漏掉不同截面之间的联系，也会忽略不同个体之间的差异。而运用panel data模型可以构造和检验比单独使用横截面数据或时间序列数据更为真实的行为方程，可以进行更深入的分析。我国东、中、西部无论是经济发展水平，流通业发展水平还是居民消费水平等方面差距都较大。如果仅用时间序列分析流通业发展和居民消费增长关系可能会产生系统偏差，从而使得估计的参数存在误差，最终使得研究的结论和预测都大打折扣。再次，针对我国城市和农村差距经济发展水平、流通业发展和居民消费水平差距较大的现实，我们可以针对性的对我国城市和农村进行比较的实证分析，对于当前我国提出的流通现代化（尤其是农村流通现代化）和提高居民消费增长（尤其是农村居民消费增长）都具有较强的现实意义。
参考文献：
1.贺珍瑞.农村流通体系对农村消费需求的影响分析[j].山东农业大学学报（社会科学版），2007（3）
2.赵萍.扩大消费与中国流通体制改革[j].商贸经济（中国人大复印资料），2007（10）
3.朱成钢.建立与绿色消费相适应的商品流通业[j].商业经济，2006（22）
4.王微.我国城市商业在扩大消费中的地位与作用[j].中国流通经济，2006（2）
5.房爱卿.我国居民消费需求发展趋势和消费政策研究[m].中国经济出版社，2006
6.王惠.消费对商业流通发展的作用[j].河南社会科学，2000（6）
7.王新利，吕火花.农村流通体系对农村消费的影响[j].农业经济问题，2006（3）
居民消费水平论文篇（11）
1引言
中国当前经济中有一个重要问题，那就是居民消费水平与经济增长速度存在诸多的不协调，本文基于我国1978～2007年的数据，就我国经济增长与居民消费水平之间的长期关系进行协整检验。
2研究方法和数据说明
2.1相关方法介绍
根据文章研究内容的需要以及计量经济学上对时间数据的处理原理，并且结合数据选取的特点，首先采用协整检验方法来处理时间序列变量的非平稳性，当然了，如果数据选取的很好，并不需要进行平稳处理，但是之前的检验是十分必要的。其次，如果存在非平稳性，经过处理的数据还要进行Engle&Granger因果关系检验，目的是检验时间序列经济变量之间是否存在着长期的、稳定的关系。在这篇文章中，通过检验我国经济增长与居民消费水平之间的关系，如前者与后者为同阶单整，且它们之间存在平稳的线性组合，就表明协整关系存在，否则反之。在进行检验时，主要采用E-G两步法、ADF单位根法，Granger因果法来具体的解释变量之间的关系。
2.2数据来源说明
文章的研究主要是利用国民生产总值GDP和居民消费水平两个重要的时间序列，在一般情况下，时序数列取对数之后一般不会改变其时序性质，不改变协整关系，故为了消除数据序列的异方差性，文章对经济变量数据进行了处理。其中变量GDP代表国民生产总值的对数时间序列，变量PCC代表居民消费水平的对数时间序列，对数曲线如图1所示。并且所有的数据均来自于的2008年《中国统计年鉴》。时间段选取为1978年到2007年。
3分析
文章根据研究的方法一，利用协整分析来先检验时间序列的平稳性。从图1可以看出，GDP和居民消费水平PCC具有类似的时间趋势，这表明着两个序列可能具有共同的趋同成分，即：这两个变量均表现出非平稳的特征，而经过一阶差分之后的两个序列基本平稳
3.1平稳性检验
对数据进行平稳性检验主要是由于大多数时间序列都是非平稳的，而平稳性又在建模过程中有重要地位，所以文章便对经济变量进行了平稳性检验。根据相关文献知道，时间序列平稳性的检验方法主要有自相关函数检验和单位根检验。目前采用最常用的是单位根检验
检验结果中知道，样本区间内的GDP、PCC是非平稳的。而D(GDP)、D(PCC)却是平稳的。故D(GDP)、D(PCC)序列都是一阶单整所以GDP、PCC的一阶差分序列是平稳序列。
3.2协整检验
根据协整检验的相关步骤，可以知道：在进行检验之前，必须首先进行估计方程，这个步骤通常利用Eviews软件便可得，这里不需要做详细的论述，只给出相应结果为：GDP = 1.16*PCC + 0.88
(138.2) (33.4)=0.9985
F=19101.63
并且根据回归方程的分析看出，我国居民消费水平对GDP的弹性约为1.16。说明对GDP有强大的推动作用。
其次估计方程后，就要进行检验了，由上一步结果很容易知道估计的残差e是：e= 1.16*PCC-GDP+ 0.88
3.3变量的Granger因果关系检验
前2个检验并不能说明经济变量之间的关系，所以最后我们进行的Granger因果关系检验是为了进一步分析我国经济增长与居民消费水平之间的关系
同样从以上的图表分析可以看出，GDP与PCC之间的因果关系受滞后期影响，当滞后期为1时，在10%的显著水平下，可以发现在1978～2007年之间，我国存在从经济增长到居民消费的单向因果关系，即经济增长导致了居民消费水平的增加，这主要是因为经济的发展导致居民收入增加，进而促进消费的增加。当滞后期为2期和3期时，GDP与PCC具有很强的Granger双向因果关系， 这符合经济学理论和中国的现实国情。消费、投资和出口是拉动收入增长的“三驾马车”，尤其消费需求是推动一国经济增长的主导力量，也是一国发展经济的最终归宿，而经济的发展与居民收入增加之间的相互推进关系也表明了，经济的发展会引起消费的增加，同时，消费的刺激也促进了经济的向前发展。
4相关结论及建议
4.1结论
从以上的检验结果中可以知道，居民的消费是与经济的增长之间存在着密切的关系的，这也符合经济学常识。并最终得出的综合结论为：
①居民消费水平与经济增长之间存在长期稳定的协整关系。从表2可以看出，消费和经济增长之间存在唯一的协整关系。具体关系通过协整方程表现出来，居民消费PCC 每增长1个百分点，GDP就增长约1.16个百分点。说明居民消费促进了我国的经济增长，而且是众多发展因素中重要的一个原因，其作用明显。
②通过格兰杰因果检验来看，当滞后期为1时，存在从经济增长到居民消费的单向因果关系，说明我国经济增长会使居民消费水平的增加。而当滞后期为2期和3期时，GDP与PCC具有很强的Granger双向因果关系。近几年国内提出“扩大消费，促进经济增长”也证实了居民消费在促使经济增长上的持久影响。且经济的增长最终也会促进居民消费的增加。长期作用下，居民消费水平和经济增长之间会达到一个均衡稳定状态。
4.2对策建议
目前，由于美国次贷危机引发的全球性经济危机的影响，我国经济增长水平要想提高，要想更好更快的发展，需要进一步扩大居民消费以增强其对经济增长的拉动作用。可以从以下几个方面采取相应的措施：
①税收政策可以作为一个重要的政策手段，从增加居民可支配收入、提升居民消费能力的角度，对现行的政策措施进行相应调整。适度降低居民个人的税负，相对增加居民的可支配收入；同时运用税收政策刺激居民的消费意愿，从而扩大居民的消费需求。
②针对性地引导人们消费观念的转变，将过去的引致消费转变为自主消费。如政府在鼓励消费者消费某一类商品或限制消费者消费某些商品时，可通过价格调控来引导，增加商议性价格的成份等等，注重闲暇时间消费的引导，尤其是对假日消费的引导，从而合理引导居民自主消费方向。
③完善社会保障制度， 这是刺激居民消费最根本的方法，可以促进合理的社会消费供需结构的形成，这样才能从根本上消除人们的消费顾虑，减少预防性储蓄，促使人们大胆消费。
参考文献
[1]李子奈.计量经济学[M].北京:清华大学出版社，2000.
