導語：如何才能寫好一篇居民消費論文，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

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個稅自1799年誕生于英國以來，逐漸發展為世界各個國家的主體稅種，也是國家財政收入的主要組成部分。1980年9月1日起，《中華人民共和國個人所得稅稅法》正式頒布，同時，個稅起征點定為800元。隨著中國人民生活水平和工資的提高，2005年國家將起征點提升至1600元，2007年起征點更是提升至2000元，2011年9月，我國個稅起征點再次提升至前所未有的3500元，個稅起征點在短短幾年間即實現了三級跳。從國家對個稅起征點的調整來看，主要遵循以下三個原則：一是以城鎮居民收支水平為基礎，兼顧地區性差異；二是起征點的確定與城鎮居民住房、教育等相結合，最大限度保證對居民的生活無重大影響，至少不是負影響；三是起征點的幾次提高也是為了促進居民的消費水平，中國居民不像美國居民等發達國家超前消費，與之相反，中國公民收入多用于儲蓄，隨著起征點的提高，將會拉動內需，刺激消費。

2個稅起征點提高與居民可支配收入的關系

個稅起征點的提高自然意味著居民可支配收入的增加，而收入或者說居民的可支配收入是消費的最重要因素，當居民的可支配收入提高時，其消費也會隨之增加。那么我們這里先定義一個機會收入，機會收入完全是因為個稅起征點調整后居民的可支配收入，并不包括因其他原因而引起的居民可支配收入的變化。機會收入是指個稅起征點調整后居民的應納稅額和起征點未調整時的應納稅額之間的差額。我國歷次的個稅起征點調整都是針對工資薪金收入扣除相關合理費用后的調整。同時在2011年個稅起征點的調整過程中將9級超額累進稅率變為7級超額累進稅率，這使得不同收入者納稅所對應的納稅級距也發生了變化。我們以級距點為例進行分析，原先的3500元在調整后不再征收個稅，即相應的機會收入為125元，這完全是由于個稅起征點調整后產生的居民機會收入。同理可得在8000元、9000元、10000元這三個級距點機會收入會達到峰值的480元，之后逐漸降低，到達38600元時，機會收入變為0，之后機會收入開始為負。居民的收入與機會收入之間大致呈“倒U形”關系，即低收入階層的機會收入也比較少，達到8000～10000元的中等收入階層，機會收入達到了峰值，之后在高收入階層中，逐漸變為0，并開始逐漸變為負數，這個時候，國家對于貧富差距的調整政策顯現出來，收入越多，所征收的稅也越多。同時，也有學者指出，居民的邊際消費傾向與收入水平也大致呈“倒U形”的關系，即中等階層的邊際消費傾向比較高，而處于兩邊的低收入和高收入階層邊際傾向比較低。這主要是由于高收入階層消費傾向趨于飽和，機會收入的增加和減少對于他們的影響不大，所以他們的邊際傾向變化幅度不大。與此相同，對于低收入家庭，雖然個稅起征點的調整使得他們的機會收入增加，但是這些還不足以使他們有較大的消費傾向，也只能產生有限的幅度變化。

3個稅起征點的調整影響上海市居民消費

3.1個稅免征額調整影響上海市居民消費水平(絕對數量上)

上海市居民2010年家庭人均消費支出如表1所示。從絕對數量上來看，2011年中高收入戶的消費支出出現了大幅度上升，增加了3614元，到2012年這種趨勢放緩，只比2010年增加2802元，顯然，個稅起征點的調整對于中高收入戶的影響較大，消費支出出現了跨越式上升，其他收入水平的居民消費也有不同程度的上升。這其中，高收入戶的增加量不是很大，只有653元，可見這次調整的影響對于高收入戶的影響很小，他們的消費情況基本趨于飽和，等到2012年時，他們適應了起征點變化的影響，消費支出又進一步增加。中低收入戶、中等收入戶和中高收入戶在2012年消費支出都有不同程度的回落，起征點調整由此的影響可見一斑。對于低收入戶來說，這幾年的消費支出一直呈現上升趨勢。

3.2個稅免征額調整影響上海市居民消費水平(相對數量上)

從相對數量上來看，低收入和高收入戶一直是增長的，而對于中等收入戶(包括中低收入戶、中等收入戶和中高收入戶)的影響卻是一樣的。在個稅起征點調整的當年，刺激性消費的支出比較大，而次年當居民適應了這種變化，慢慢地消費放緩，雖然相比于2010年的消費量是增加的，但較2011年來說環比增長跌破100%，即消費支出下降，如表4所示。

3.3個稅免征額調整影響上海市居民消費結構

消費結構是在一定的社會經濟條件下，人們(包括各種不同類型的消費者和社會集團)在消費過程中所消費的各種不同類型的消費資料(包括勞務)的比例關系，有實物和價值兩種表現形式。實物形式指人們在消費中，消費了一些什么樣的消費資料，以及它們各自的數量。價值形式指貨幣表示的人們在消費過程中消費的各種不同類型的消費資料的比例關系。上海市統計局根據居民的消費內容來劃分居民消費結構，同時對于居民的收入又進行了更細節性的劃分，分為三大類、五小類，分別是低收入、中低收入、中等收入、中高收入和高收入；消費支出分為八類，分別是食品支出、衣著支出、家庭設備用品和服務支出、醫療保健支出、交通和通信支出、教育文化娛樂服務支出、居住支出、其他商品和服務支出。眾所周知，食品支出占消費支出的比例即為恩格爾系數，低收入和中低收入的恩格爾系數較大，反之，高收入人群的恩格爾系數較小。隨著經濟的發展和人民生活水平的提高，食品的支出在人們的消費支出中所占比重正逐步縮小，而高收入居民的基礎物質消費基本已達到飽和，中低收入居民才是這部分收入的主力軍。個稅免征額的調整恰好使得居民的可支配收入增加，在消費方面也更具靈活性，實現了其他各消費支出的同步增長，改變了居民以食物支出為主的消費結構。

4結語

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受中央“八項”規定和厲行節約、反對鋪張浪費等政策因素及其他因素的影響，2013年甘南州消費品市場增速有所放緩，但消費品市場總體態勢良好。據甘肅統計信息網公布的“2013年甘南州國民經濟運行情況分析”信息，2013年全州完成社會消費品零售總額29．75億元，同比增長13．4%。其中城鎮零售額為24．59億元，增長14．1%。據調查，甘南州城鎮居民消費行為有以下特征。

(一)收入水平和消費水平低于甘肅省平均水平，但消費率相差不大根據2013年《甘肅省發展年鑒》數據，2012年甘南州城鎮居民人均可支配收入為13970元，人均消費性支出為10357．49元，消費率為74．13%;同年，甘肅省城鎮居民人均可支配收入為17157元，人均消費性支出為12847元，消費率為74．88%。可見，雖然甘南州城鎮居民的收入水平和消費水平均低于甘肅省平均水平(城鎮居民人均可支配收入比甘肅省平均水平低3187元，人均消費性支出低2490元)，但消費率與甘肅省平均水平相差不大，低于甘肅省平均水平僅0．75個百分點。

(二)儲蓄傾向高，消費意愿低盡管甘南州城鎮居民收入水平在逐年提高，但居民的消費意愿卻普遍較低。問卷調查顯示，在當前物價和利率水平下，手有余錢時，被調查的甘南州城鎮居民的做法如下:全部存起來的占6．9%;存大部分，其余用于提高生活質量的占43．28%;存小部分，大部分用于提高生活質量的占6．9%;全部用于提高生活質量的占8．5%;基本沒有余錢用于提高生活質量的占34．52%。其中，全部存起來和存大部分的共計50．18%。這一方面反映出甘南州“沒有余錢”的城鎮居民占一定比例，另一方面也反映出當地城鎮居民儲蓄傾向普遍較高，而消費意愿普遍較低。

(三)消費外流現象嚴重問卷調查中，對甘南州城鎮居民家庭高檔生活用品的購買地作了調查，調查結果顯示，51．63%的家庭大多在甘南本地購買;12．27%的家庭大多在甘肅省內其他地區購買;31．41%的家庭大多在省城蘭州購買;4．69%的家庭大多在省外發達城市購買。在被調查的甘南州城鎮居民中，48．37%的家庭其高檔生活消費大多是在甘南州以外實現的。可見，甘南州城鎮居民消費外流現象十分嚴重。

(四)消費層次普遍較低居民的消費層次主要反映在消費結構上。按消費滿足居民生活消費的層次，消費結構分為生存型消費、發展型消費和享受型消費。生存型消費的主要目的是要解決基本生活問題，比如普通食物和衣物等;享受型消費可以使人們感到舒適和快樂，比如高級食品、高檔服飾等物質消費以及旅游、休閑、文化娛樂等精神消費;發展型消費是人們為了尋求利于自身長期的發展而產生的消費需求，比如教育、健康等方面的消費。享受型消費和發展型消費在全部消費性支出中所占比重的多少，可以反映出當地居民的消費層次以及生活質量的高低。醫療保健、交通通信、教育文化娛樂等消費水平是反映消費層次及生活質量高低的主要指標。甘肅全省城鎮居民此三項平均消費金額合計為4013．53元，占其全部消費性支出的比例為31．25%;甘南州城鎮居民此三項的消費金額合計為2398．14元，占全部消費性支出的比例為23．13%，低于甘肅省平均水平8．12個百分點，其消費層次明顯低于甘肅省平均水平。表2是2012年甘南州和甘肅省城鎮居民醫療保健、交通通信及教育文化娛樂等發展型和享受型消費支出情況的比較。

二、甘南州城鎮居民消費影響因素調查

(一)外部環境因素對居民消費行為的影響1．自然環境對居民消費習慣的影響甘南州地處青藏高原東北邊緣，大部分地區海拔在3000米以上，常年平均氣溫3℃。除舟曲縣和迭部縣外，全年無絕對無霜期，氣候條件相對較差④。這在很大程度上限制了當地城鎮居民的生活方式和消費習慣。其中，瑪曲、碌曲、夏河及合作市的城鎮居民在衣、食、住、行等方面表現出鮮明的青藏高原的地域特征。比如，瑪曲縣因為“全年無夏季”，人們對夏季服飾及夏季生活用品幾乎無需求;在飲食方面，因為氣候的緣故，對豬肉、綠茶等性寒的食品需求量極小。氣候、地理等自然環境對當地城鎮居民消費習慣有較大的影響。24．46%的被調查者認為，影響自身消費習慣的主要因素是自然環境。2．經濟環境對居民消費水平的影響經濟環境對居民消費水平的影響主要體現在居民收入水平上。由于歷史、地理等原因，甘南州經濟發展水平相對落后，城鎮居民收入水平普遍較低。據2013年《甘肅省發展年鑒》統計，2012年甘肅省城鎮人均可支配收入為17157元，而甘南州城鎮居民人均可支配收入為13970元，比甘肅省平均水平低3187元。可任意支配的收入是影響消費需求最活潑的因素。但由于收入有限，甘南州大多數城鎮居民每月收入主要用于固定的基本生活開支，可任意支配的收入普遍較低。據調查統計數據顯示，19．61%的家庭每月必需的各類固定開支占家庭總支出70%以上;21．08%的家庭占60%左右;14．22%的家庭占50%左右;22．55%的家庭占40%左右;15．69%的家庭占30%左右;6．85%的家庭占20%以下。總體來看，每月必需的固定開支占家庭總支出50%以上的家庭達到54．91%。調查中，49．36%被調查者認為本地消費水平的主要影響因素是收入水平。3．社會環境對居民消費的影響(1)教育因素對居民消費的影響。由于經濟、地理等環境因素，甘南州教育領域很難吸引到高學歷人才，造成中小學師資力量薄弱、教學質量差、高考升學率難以提升等問題比較突出。多年來一直有“一個甘南州考不過一個天祝縣”的說法。因此，甘南州各縣市大量城鎮居民不得不想辦法送子女外出讀書。這種情況在瑪曲縣表現得尤為突出。因為師資的原因，瑪曲普通高中數次停辦，至今還無法恢復招生，當地所有學生的普通高中教育只能轉移到外地實現。由于大量中小學生外出讀書，加之海拔高、氣候條件不利于身體健康等原因，甘南州很多城鎮居民在臨夏、臨洮、蘭州甚至成都、海南等地購置了養老房。他們的節假日生活也相應轉移至子女讀書所在地或養老房所在地。相應的，其大量日常生活開支和其他較高層次的消費性支出往往也會轉移到外地實現。可見，教育環境也是造成甘南州城鎮居民消費外流的主要原因之一。(2)民族文化因素對居民消費結構的影響。民族文化因素對居民消費的影響主要體現在民族文化習俗和兩方面。對此，專門對調查對象中占比71．79%的藏族城鎮居民做了調查。就民族文化習俗來看，不同縣市藏族家庭對本民族生活習俗保留程度不同。其中，夏河、瑪曲、碌曲、卓尼等縣的保留較多，而合作市的保留相對較少。在保留的民族生活習俗中，語言位居第一，飲食習慣第二，人際交往的禮儀排第三。總體來看，語言、飲食習慣、人際交往的禮儀等方面保留較多，而服飾、家具用具等方面較少保留。其中還有一小部分被調查對象對本民族生活習俗基本沒保留。在較好地保留了民族生活習俗的家庭中，主要在婚、喪、嫁、娶以及重大節日期間的民族服飾以及民族宗教事宜等方面的開支數額較大，而其他對本民族文化習俗保留較少的家庭這方面開支較少。對民族生活習俗基本沒保留的家庭，其消費行為與消費結構與其他民族的家庭沒有明顯不同。就來看，大多數藏族家庭對宗教活動都非常重視，而且其消費結構中，與相關的消費支出占較高比例。調查中，對家庭是否重視宗教生活這一問題的調查結果顯示，非常重視的家庭占65．55%;一般重視的占25．26%;不太重視的占5．74%;只有3．36%的家庭不重視宗教生活。在對宗教生活方面的支出占家庭全年支出比例的調查結果顯示，宗教支出占家庭總支出20%左右的家庭占比最高，為30．79%;宗教支出占家庭總支出40%以上的家庭有22．99%;占家庭總支出30%左右的家庭有22．57%;占家庭總支出10%左右的家庭有23．65%。其中，夏河、瑪曲、碌曲等縣居民對民族風俗和宗教生活相對較重視，與之相關的消費支出占家庭總支出的比例較高，其他縣市相對較低。調查中，認為居民消費主要受與民族風俗習慣影響的人占15．88%。

(二)消費品市場自身因素對城鎮居民消費行為的影響1．消費品市場不完善，抑制了居民消費意愿據問卷調查統計數據顯示，有23．61%的被調查對象認為當地消費品市場很不完善，滿足不了基本生活需求;認為不夠完善，但能滿足基本需求的占53．21%;只有8．1%的人認為已經很完善了，可以滿足各種需求;認為高品質和高層次服務難以滿足需求的占18．02%;認為未能體現地方和民族特色的占16．73%。甘南州消費品市場不完善主要表現在六個方面:一是全州消費品市場貨品種類少;二是商品和服務質量較低;三是貨品價格偏高;四是購物環境差;五是高檔商品不足;六是民族特需用品不足，地方特色不鮮明。圖2是當地城鎮居民對消費品市場的評價及不同評價的人占被調查對象的比例。由于當地市場不完善，加之交通條件改善，有車族增多，當地城鎮居民更加愿意到省城蘭州或其他消費品市場相對完善的地區消費。調查顯示，消費品市場不完善是導致甘南州城鎮居民消費外流最主要的原因。2．市場競爭不充分，導致居民消費成本高調查發現，鋪面租金和人工等成本等遠低于省城蘭州的甘南，城鎮居民所承受的各類消費品價格卻明顯高于省城蘭州，而且各類時尚品或熱銷品也鮮有因過時或過季而打折促銷等活動。消費者討價還價能力普遍較弱，買方市場特征不明顯。從調查來看，其中有當地市場對外依賴性強及運輸成本較高等原因，但主要還是消費品市場競爭不充分導致的。這在較高檔的服裝、家具用具等商品市場以及較高層次的餐飲、住宿、休閑娛樂等服務市場表現得尤為突出。筆者在甘南州消費品市場實地消費體驗時對此深有體會。被調查者中，49．36%的城鎮居民認為當地消費成本明顯高于其他地區。

三、對甘南藏族自治州消費品市場的幾點思考

基于甘南州城鎮居民消費行為及其影響因素的調查分析，本文提出幾點建議，期望能夠通過對相關工作的改進和調整，增強甘南州消費品市場對當地經濟的拉動作用。

(一)合理規劃并完善消費品市場，減少居民消費外流據調查，甘南州正在規劃建設合作市東二路商業街的城市商貿綜合體。本文建議，將該商業街建設成設施齊全、功能完善、環境優美的大型綜合性商貿服務一條街。比如，引進諸如“西單商場”或“王府井”等上檔次的百貨商場，提供居民所需高檔耐用消費品及高檔生活用品等;引進貨品種類全、質量有保障的大型連鎖綜合超級市場，提供居民所需較高品質的食品及日用品等;建功能完善、設施先進、服務到位的大型集貿市場;吸引上檔次的服裝品牌專賣店及知名快餐店等。完善消費品市場和較高層次的服務，可以大大提升州府合作市居民及其他各縣居民就地實現較高層次消費的意愿，從而降低甘南州城鎮居民消費外流現象。

(二)突出藏民族特色，打造消費品市場核心競爭力，吸引流入式消費作為藏族聚居區，甘南州具有濃郁的藏民族文化氛圍，而且有為數眾多的藏族居民保留了藏民族特有的生活習俗。他們很注重宗教生活，對與民族生活習俗密切相關的服飾、家具用具、生活用品等有需求。本文建議利用甘南州地緣優勢及藏民族文化優勢，將藏民族特色確立為甘南州消費品市場的核心競爭力，著力將甘南州消費品市場打造成具有鮮明藏民族特色的消費品市場，以吸引流入式消費。首先，充分利用藏傳佛教格魯派六大宗主寺之一的拉卜楞寺這一宗教資源優勢及夏河縣即將投入運營的機場這一契機，進一步加大宣傳力度，擴大其“世界藏學府”、“藏傳佛教格魯派最高佛學學府之一”等宗教資源知名度，并完善配套服務。比如修建上檔次的具有濃郁民族特色的酒店、餐飲、娛樂等服務場所，提供個性化宗教旅游項目及旅游產品等，進一步增加對世界各地宗教人士和普通游客的吸引力。其次，充分發揮瑪曲、碌曲等縣的高原生態畜產品及其他高原原生態產品資源優勢，實現高原生態牛羊肉、蕨蔴豬、酥油以及人參果、羊肚菌等產品的優質化、品牌化(以牦牛奶為原料的“燎原”奶粉就是一個成功的典范)。在此基礎上，修建上檔次的甘南優質特產放心專賣店，以滿足當地居民及外來游客對高原生態優質產品的需求。再次，進一步優化整合甘南州藏醫藏藥資源，突出其在藏醫藏藥領域的重要地位。藏醫藏藥在甘南州發展基礎較好，已有1000多年的歷史。甘南州創建了全國第一家藏醫藥科研機構，創辦了全國唯一的省級藏醫藥刊物《藏醫藥研究》，形成了較完善的資源基地、藏醫醫療、藏醫學教育、藏醫藥研究、藏藥生產、營銷等多位一體的發展體系，有一批在消化道、肝臟、心腦血管等方面療效顯著的特效方劑及在早期肝癌、肝硬化等疑難病方面的獨特治療方法。甘南州藏醫藏藥可以通過組建具有較強競爭力的藏醫藏藥產業集團，進一步提升競爭力，以滿足各地患者對其獨特自然療法的需求。總之，特色鮮明、服務到位的消費品市場不僅可以改變甘南州居民消費外流現象，而且隨著甘南州旅游市場日益成熟，外地游客逐年增多，甘南州消費品市場完全有可能吸引外地游客大量消費，并將甘南消費品市場由“外流式消費”轉變為“流入式消費”。甘南州消費品市場還可以利用當地濃郁的藏文化氛圍，在藏民族服飾、藏式家具用具、生活用品等民族特需用品方面有所作為，甚至可以確立一個宏大目標———讓它像新疆喀什的大巴扎一樣，成為甘南的地域標志之一。

(三)洞察居民消費傾向，引導居民轉變消費觀念消費傾向是指一定消費者群體在不同時期對商品需求的變動趨向。消費觀念是人們對其可支配收入的指導思想和態度以及對商品價值追求的取向，是消費者對消費對象、消費行為方式、消費過程、消費趨勢的總體認識評價與價值判斷。問卷調查反映出當地居民有較強的改善消費結構的傾向。在調查對待可以任意支配收入的處置態度時，選擇“旅游”的占31．08%;選擇“購置家庭用具”的占25．23%;選擇“教育”的占18．02%;選擇“購買高檔服飾”的占10．36%;選擇“宗教生活”的占3．15%。可見，當消費能力允許時，大多數人會在享受型消費和發展型消費上增加投入，也說明甘南州在享受型消費市場和發展型消費市場方面有較大的發展空間和商業機遇。因此，一方面，要提倡當地居民的消費量入為出，不鋪張浪費、注重消費效益;另一方面，也要提倡居民放棄過度儲蓄的觀念，注重健康消費、綠色消費。同時，要創造條件、利用機會，使他們在消費結構中增加旅游、娛樂、保健等享受型消費，并注重精神消費，提高文化、教育等發展型消費的比例。

(四)關注居民消費動態，培育居民消費熱點在對近1年的同事或親朋好友家最熱門的較高層次的消費情況的調查中，有55．11%的人認為是購買家用汽車;有21．78%的人認為是子女教育、培訓;有17．33%的人認為是旅游;有5．78%的人認為是保健養生。可見，近1年甘南州城鎮居民消費熱點傾向于享受型消費及發展型消費。對此，有關部門一方面應當抓住機遇，努力滿足其現有需求，并倡導居民進一步增加對教育、旅游和保健養生等方面的需求;另一方面，還應當引導其進一步提升生活質量，提高消費層次，并在營養健康食品、文化娛樂、新型電子產品、高檔家具用具、家用電器等方面培育他們的消費興趣和消費熱點，以擴大消費需求。

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1.1協整檢驗根據以上分析，本文采用基于VAR的johansen協整檢驗對LRC、LRI和UR三者進行協整分析。通過綜合考慮AIC、SC信息標準及似然比，選擇滯后階數為4，協整檢驗結果如表2所示，跡檢驗和最大特征根檢驗都說明：三者之間存在兩個協整關系。由方程（1）可知，時間序列LRC、LRI、UR之間存在長期均衡關系，城鎮化水平的發展、農村居民收入的提高對農村居民的消費有正向的刺激作用。

1.2VAR模型的設定經濟理論往往不能為經濟變量之間的動態關系提供一個嚴格的定義，使得在解釋變量過程中出現一個問題，即內生變量應該出現在方程的哪邊。VAR模型基于數據的統計性質，把每個內生變量作為系統中所有內生變量滯后值的函數來構造模型，就避免了結構方程中需要對系統每個內生變量關于所有內生變量滯后值的建模問題，在預測變量之間的動態關系中比傳統方法更準確。LRC、UR和LRI同是一階單整序列，符合建立VAR模型的前提。模型的滯后階數選擇根據AIC和SC取值最小的準則，經過反復試驗，滯后階數選擇為5，即建立LRC、LRI、UR的VAR(5)模型。從表3給出的VAR（5）模型的整體檢驗結果來看，模型的對數似然函數值足夠大（165.9479），AIC(-10.72253)和SC值（-8.3420）值足夠小而且在一個相當的水平上，表明模型整體效果不錯。為了檢驗得到的VAR(5)模型的穩定性，采用AR根的圖表來驗證，如圖1所示。從圖中可以看出，VAR系統中所有根的模的倒數小于1，即位于單位圓內，得出的VAR系統是穩定的。

2脈沖響應與方差分解分析

2.1脈沖響應分析建立了VAR模型，模型系統中的系數非常多，如果考慮整個VAR系統中的互動關系，單個系數往往只反映了一個局部的函數關系，并未能夠捕捉全面復雜的動態過程。基于本文建立的VAR模型是穩定的，因此，采用cholesky分解方法得到正交化的脈沖響應函數，建立與VAR相關的脈沖響應分析，借此全面地反映各個變量之間的動態關系。圖2、圖3分別顯示了農村居民消費對農村居民收入和城鎮化率的隨機誤差項一個標準差沖擊的響應函數。橫軸表示了脈沖響應沖擊的作用的滯后期數，滯后期設定為20年；縱軸表示農村居民消費的變化，實線代表響應函數的計算值，虛線為響應函數值正負兩倍標準差偏離帶。圖4、圖5分別顯示了城鎮化率對農村居民消費和農村居民收入的隨機誤差項一個標準差沖擊的響應函數。橫軸表示圖2、圖3；縱軸表示城鎮化率的變化。圖6表示了農村居民收入對城鎮化率的隨機誤差項一個標準差沖擊的響應函數，縱軸是農村居民收入的變化。首先我們分析農村居民消費對農村居民收入和城鎮化率的響應情況和作用路徑。（1）由圖2可以看出，當給本期居民收入一個單位標準差沖擊時，前2期對農村居民消費的影響基本為0，之后對農村居民消費的影響逐漸增大，在第三期達到峰值，使得農村居民消費增長0.05%，之后又呈現波動狀態，直到第八期下降到0，之后又上升到第15期的0.03%，此后趨向平穩，并出現收斂。說明不論是短期還是長期，對農村居民人均純收入的沖擊，農村居民消費是上升的并最終趨于穩定。（2）當給城鎮化率一個正向標準沖擊時，如圖3所示，農村居民消費前兩期的正向效應為0，此后一直增長，到第四期達到峰值，消費增長0.09%。之后出現波動下降，趨于平穩，到17期又有一個峰值，達到0.08個百分點，表明城鎮化的推動對農村居民消費有明顯的促進作用，短期內迅速增長，長期收斂并呈現明顯的正效應。其次，我們來考察城鎮化率對農村消費和農村居民收入的一個單位標準差沖擊的響應。（1）由圖4可知，本期給農村居民消費一個標準差的正沖擊時，城鎮化率在第一期基本沒有反應，第一期之后，對城鎮化率的正效應逐漸增大到19期的0.019并趨于穩定，這表明農村居民消費的增加促進城鎮化的發展；（2）給農村居民收入一個標準差沖擊時，城鎮化率小幅上升，直到第五期峰值0.007，之后呈現下降和平穩趨勢，也就是說農村居民收入的增長沖擊促進了城鎮化率的提高，但作用有限。最后，本文分析下農村居民收入對城鎮化率沖擊的響應結果。如圖6可知，當給城鎮化率一個正向的標準差沖擊時，對當期農村居民收入基本為0，此后開始有正的響應，第2期為0.05，第三期又下降到0.03，之后又上升到第四期的0.05并接著保持平穩。結果表明，城鎮化率的提高，對農村居民收入有一個穩定的促進作用。

2.2方差分解通過脈沖響應函數能捕捉一個變量的沖擊對另一個變量的動態影響，而方差分解則可以將VAR系統中的一個變量的方差到各個擾動項，以便我們進一步分析特定變量的變化中各種結構沖擊的相對重要性。比較這些相對的重要性隨時間的變化，就可以估計出對特定變量的影響時滯和影響效應大小。本文分析農村居民消費LRC和城鎮化率UR的方差分解結果，通過Eviews7.2在VAR環境下得到的方差分解結果見表4、表5。表4的結果表明，農村居民消費LRC的誤差在前兩期主要受自身沖擊，第二期還在89%左右，隨后有下降的趨勢；農村居民收入LRI和城鎮化率UR對農村居民消費的預測誤差解釋能力越來越強，其中農村居民收入在第七期達到了17.27%，城鎮化率的解釋在第五期更是達到了41%左右，二者在第七期的沖擊能解釋農村居民消費的50%以上。表明了短期下城鎮化率和農村居民收入對農村居民消費的影響不顯著，而在長期中對農村居民消費的影響不可忽視，同時城鎮化率對促進農村居民消費有積極的影響效果，這與脈沖響應分析的結果相同。城鎮化率的方差分解結果顯示，農村居民收入對城鎮化率的預測方差的貢獻在一開始就達到了10%，但短期來看，城鎮化率的變動主要受自己的沖擊，此后有明顯的下降幅度，農村居民消費的貢獻逐漸增加，從第一期的1.78%到第七期的46%左右，超過了城鎮化本身。說明短期城鎮化本身的沖擊是城鎮化率變動的最主要原因，農村居民消費對城鎮化率的長期變動具有很深的影響。不論是短期還是長期，農村居民收入對城鎮化率的變動有一定的貢獻，但有限，這與前面的脈沖的脈沖響應分析的結果一致。

3結論與啟示

篇4

1.1物流需求量不斷的增長城市經濟的不斷發展以及城市城口的不斷增加極大地促進了物流需求的不斷增長，居民生活水平的不斷提高，不斷促進著恩格爾系數的降低，從而進一步促進物流行業的不斷發展。

1.2物流需求的質不斷提高隨著城市居民消費結構的以及消費理念的不斷升級，居民消費品的技術含量不斷增加，有急事隨著單位產品價值量的不斷增加，對物流服務質量提高的需求也不短增強，這主要體現在對物流時間的精準控制、對物流成本的不斷降低以及對物流效率的不斷提高等等。隨著恩格爾系數的不斷降低，城市居民隊伍行業逐漸由量的需求轉變為質的需求，因此運輸已經不再是物流的主要要求，另外隨著物流行業的地域性、時間性、穩定性以及供應服務的可操作性等多方面的影響，物流行業正在向更高層次的方向發展。

1.3物流需求結構的變化城市居民消費結構的變化以及消費理念的變化是影響物流需求變化的重要原因，消費結構以及消費理念的升級刺激了物流需求從簡單的運輸、倉儲轉變為綜合性的物流需求，無形需求的比重更是越來越大。這主要表現在：（1）運輸結構的變化隨著城市居民生活水平的不斷提高以及城市居民消費結構的不斷升級，居民對基本生活資料的依賴程度不斷降低，運輸需求逐漸向體積小、重量輕的方向發展，公路運輸的比重不斷增加、鐵路以及水路運輸的比重不斷下降。（2）設施裝備的變化隨著城市生活水平的不斷提高，居民對貨物的倉儲條件也不斷提高，近年來，逐漸向倉庫的標準化、自動化以及高效率的方向發展。（3）產品包裝的變化近年來，隨著消費品附加值的不斷增大，物流產品的種類、運輸需求也正在向多方面的方向發展，包裝以及加工的需求不斷增加，且出于消費品自身結構升級的影響，包裝與加工越來越復雜。

2城市消費結構的變化給物流需求帶來的挑戰

2.1沒有形成完整的物流服務體系城市居民消費結構的變化給物流行業帶來了更高的要求，對其體系化、規范化的要求也越來越高。但是目前物流行業雖然有了一定的進步，但在很多方面還是差強人意，尤其是在沒有想成完整的物流體系的前提下很多服務無法滿足社會的需求。和其他國家相比，我國的物流企業不僅規模小、水量少，而且在服務上也存在著很大的漏洞，服務方式比較單一、運輸服務不到位，在流通加工、信息服務以及倉儲服務上沒有進行很好的完善，在很多方面還存在著很多不完善的地方。尤其是很多物流企業服務意識不到位，沒有很好的開展增值服務，沒有重視物產業涉及方案以及全程物流跟蹤的意識，物流服務還沒有廣泛的開展起來。

2.2物流企業內部控制會計制度的不健全實現貨物流通是物流行業的主要業務，而貨物的流通涉及了物品的運輸、物品的儲存、物品的配送等環節，所以在整個物品流通的過程中會產生很多與此相應的費用，如運輸費，包裝費，存放費等。同時由于物流企業的財務部門的預算的失誤和決策的不合理，導致在實際運行過程中進行一些不必要的程序，因此增加了物流運輸過程中的總體費用。所以現在大部分物流企業開始實行內部控制會計的制度，從而可以實行對整個工作流程的控制和調整，客觀上是取得了一定的成效，但是，由于改進的理念較為落后，導致制度的改進并不完善，仍存在一些問題需要改進。（1）物流企業對內部會計控制的認識程度不足，還存在財務部門無法提供高質量會計信息的問題。物流行業的主要業務是使貨物流通，因此主管物流的相關部門在企業內部所占的比率較大，相對而言，財務會計部門則較小容易被忽視，此外會計部門也是一個非直接盈利的部門，所以財務會計部門也很難被重視。（2）內部會計控制制度在物流企業的運用不充分，缺乏相應的完善和健全的獎懲審核機制。部分企業雖然建立了內部控制會計制度，但是由于企業內部缺乏相應的完善和健全的獎懲審核機制，從而導致了該制度在經營過程中的濫用，并導致了一些不必要的損失。

2.3物流行業專業化程度偏低城市居民消費結構的變化給物流行業提出了更高的要求，但是我國物流行業由于經營方式以及管理水平的差距，存在著很大的差距，現代物流理念還沒有得以廣泛傳播，許多物流企業還只是提供簡單的運輸服務、倉儲服務，在庫存管理以及信息加工方面海巡在這很多欠缺的地方。許多企業經營粗放、服務質量較低、員工素質又普遍較低，因此在激烈的市場很難占據有利地位，也很難開拓新的市場。

3物流行業應對城市消費結構的對策

3.1加快構建完整的物流服務體系要想進一步的滿足城市居民的消費需求，就必須不斷加強物流服務體系的建立，加強運輸、倉儲、包裝以及流通加工等基礎性工作的建設，重點加強交通基礎設施建設以及倉儲工作建設，營造多方聯合營運、信息共享的新型物流體系，構建具有國際競爭力以及區域輻射力的綜合性物流體系。從而推動整個行業的發展，建立符合國情且又具有國際競爭力的綜合性物流服務體系，形成布局合理、技術適宜、綠色化、集約化且高效率的現代化物流體系，促進物流行業的不斷發函，促進城市生活水平的不斷提高。

3.2努力調整內部會計控制的組織結構，以及人員安排，建立一個運行有序的、可控制的內部會計管理制度組織結構和員工的安排對一個部門的影響很大，一個部門如果人員的安排不當輕則會降低部門的執行效率，嚴重時會影響到企業的正常運行。組織機構中工作人員的正確安排還不能達到現在部門對員工運用的要求。所以，物流企業應該加大對財務會計部門的重視，并通過努力調查與研究，再對其組織結構做出相應合理、有效的調整。此外還應該加大對會計人員的培養，通過這些技能訓練，來提高他們的專業素質。同時還應該要求企業的高層管理者在人員安排上要保持清洗的頭腦，盡量保證“人盡其能，各盡其才”，從而形成一個運行有序的、可控制的內部會計管理制度，實現物流企業成本的降低，進一步提高企業的內部管理效率。

3.3促進物流行業的專業化為了進一步滿足城市居民的消費需求，必須不斷提高物流行業的服務水平，推動物流行業向著更高層次、更專業化的方向發展。物流行業必須明確自身的核心業務發展方向以及目標定位方向，不斷推出符合市場情況以及自身情況的社會需求專業化服務，引進先進的智能化系統，促進物流行業向實現更為系統化、更為規范化的操作。必須有效利用信息技術、提高物流行業的標準化，不斷引進國內外先進經驗，大力培養現代化人才，促進物流行業向更深層次的方向發展。

4結論

篇5

社會保障對居民消費的影響居民消費不僅取決于居民前期和當期的收入，也受對未來收入和支出預期的影響。

社會保障的一般屬性是國民收入社會化消費的一種再分配形式。它通過立法，以強制手段對國民收入進行再分配，以保證社會成員在特殊情況下的基本生活需要。社會保障通過社會保障基金的籌集和給付兩個方面對居民消費產生影響。

通過籌集社會保障基金對居民消費產生的影響，具體表現在以下兩個方面。一是延期消費。它是指將目前取得的消費基金推遲到一定時期以后再使用；二是均衡消費。它有兩層含義。其一是指勞動者在一段時間內獲得的收入在更長的時間內平均使用。社會保障作為一種社會調劑，使收入與消費在時間上銜接起來，使每個勞動者都有一個終生比較穩定的收入。其二是均衡不同收入水平的勞動者的貧富差別，使低收入者獲得基本的生活消費。總之，通過籌集社會保障基金，雖然在一定程度上減少了即期消費，但它卻營造了一個讓勞動者消除后顧之憂的社會消費環境，減少了對未來不確定因素的預期，不用擔心年老、生病、失業等問題，可以在現有的可支配的貨幣收入基礎上放心地去消費。

通過社會保障基金的給付對居民消費的影響則更為直接。由于社會保障基金給付具有選擇性，主要獲得者是老年人、失業者、傷病者、低收入者和其他救濟、優撫對象。它會立即用于消費，使老有所養、病有所醫、殘有所扶、災有所救、貧有所幫，從而得到基本生活保障。

但是，由于我國的社會保障制度還不夠完善，尚在改革探索之中，致使社會保障在促進消費方面的積極作用受到限制。

1、由于社會保障制度改革滯后，加大了人們對未來不確定因素的預期。最近一些社會調查機構對居民儲蓄動機的調查表明，在過去勞動積累如何補償未明和未來收入不確定的情況下，預期的醫療、養老等項支出大增。為此不得不進行防范性儲蓄。這種儲蓄動機在一些地區已經超過“住”、“行”而成為居民儲蓄的頭號動機，阻礙了居民消費結構的順暢升級。

2、社會保險覆蓋面窄，特別是三資、私企和個體參保人數少，這又加大了前述對居民消費的影響。

3、在企業改制中，出現了社會保障管理空白。由于改制的形式不同，下崗分流的措施各異，一些地區對勞動者在不同所有制單位之間流動時社會保障如何銜接的問題還沒有相應的對策，還有的把問題推給了新改制的非國有企業。致使部分勞動者陷入退休無養老金、治病無法報銷的困難境地。

4、失業保險作用小，失業保險基金籌集面窄、來源單一；失業救濟金直接發放到失業者手中的比例雖逐年有所增加，但比例仍偏小。

5、醫療保險制度改革相對滯后。這里需要強調的是，離退休人員更需要醫療保障。當前，因病致貧或因貧致病已嚴重威脅一部分離退休人員的生活。

6、社會救濟尚不能盡如人意。據國家統計局提供的數據，1997年全國城鎮貧困人口1160萬，構成了各級政府實行社會救濟的基本對象。到1998年4月，全國建立城市居民最低生活保障制度的城市達400個，占全國城市總數的60％；有225萬城鎮貧困人口得到最低生活保障，約占全國城鎮貧困人口的20％。這里，一方面社會救濟的面還不大，另一方面一些城市雖落實了幫困資金，但困難職工卻未能領到基本生活費。

完善社會保障制度，促進居民消費增長

一、盡量營造一個讓勞動者沒有后顧之憂的社會消費環境。

要減少人們對未來不確定因素的預期，首先要擴大社會保障的覆蓋面。加快構建適應多種所有制共同發展需要的社會保障體系，把不同所有制的企業職工和城鎮個體勞動者都納入這個“安全網”中。只有這樣，人們才能把手中的錢拿出來，根據自己的需要進行正常、合理的消費，而不必因對未來的種種擔心和憂慮而被迫進行儲蓄，減少即期消費。

要妥善解決國有企業改制過程中出現的問題。國有企業改革走到哪里，社會保障就跟到哪里，解除職工轉制或下崗后的后顧之憂。社會保障部門要參與企業改制的全過程，以利于維護職工的社會保障權益，切實保證他們應享受的社會保障待遇。

二、重點解決社會保障基金不足問題。

一要在擴大覆蓋面的同時，加大征繳力度和提高統籌層次，加快立法進程，強化征繳手段。二要確保社會保障基金的良性循環。解決對中老年職工養老金負債的補償問題，是建立新制度、實現社會保障基金良性循環的基礎。應盡快從國家財政收入、變現部分國有資產存量、發行特種國債等渠道來解決這一問題。同時，國家還應通過強化個人所得稅征繳力度，開征遺產稅、贈予稅、特種消費稅等形式，擴大資金來源，以充實社會保障基金。三要加強對社會保障基金的管理和監督。要將基金收繳、存儲、撥付、管理、監督這一基金動態過程作為一條紐帶，使各相關部門各司其職，各負其責，共同管理，相互監督。四要加快社會保障立法進程。立法滯后使社會保障處于無法可依的被動局面。因此，應盡快出臺《社會保障法》、《社會保險法》、《社會救濟法》，并制定相應的專項法律法規和實施細則，以規范國家、單位和個人的社會保障行為。

三、充分發揮社會保障基金促進消費增長的作用。

一要確保養老金按時足額發放。今后不僅要做到不發生新的拖欠，還要盡快補發以往拖欠的養老金。同時，基金收支方式要改差額繳撥為全額繳撥，以堵塞企業把養老金挪作他用的漏洞。

二要充分發揮失業保險金的作用，全面實施再就業工程。要做到職工隨下崗隨進入再就業服務中心，隨能保證基金生活費的發放。

三要做好國有企業困難職工的解困工作。要建立和完善相關制度，確定合理的標準，以切實保障困難職工的基本生活需要。應根據當地居民最低生活保障水平，加上職工個人繳納各項社會保險費的需要，作為解困標準。

篇6

論文關鍵詞：體育消費，體育市場，消費結構

開展對體育消費結構的研究，可以了解體育消費在我國城市居民生活中的地位，為體育消費市場生產和流通提供寶貴信息，正確引導居民體育消費，拓寬體育消費領域，促進我國經濟和體育事業發展。

l研究對象和方法

對全國30個省市自治區25至50歲的城市有職業居民進行調查研究。采用PPS抽樣方法和簡單的隨即抽樣方法發放問卷，抽取北京、上海、福建(福州)、四川(成都)、吉林(吉林)、廣東(廣州)、甘肅(蘭州)、內蒙(包頭)9個城市。調查樣本量為1170人，回收問卷1085份，回收率92．73％，有效問卷759份，有效率70．41％。經專家鑒定，信度和效度較高，符合本課題研究的要求。

2研究結果與分析

2．1關于分析體育消費結構的理論基礎

西方行為心理學家馬斯洛(A．H．Maskow)強調，人們對不同層次的需要強度是不同的，而且是有序的，即人們首先要求滿足較低層次的需要，在較低層次的需要得到滿足后，較高層次的需要才得以強化。馬斯洛的需要層次理論對于體育消費結構分析，其啟發意義在于隨著人類需要層次的上升，人類消費結構有層次的變化，體育消費結構同樣也有層次的變化，表現為體育勞務消費比重上升，體育實物消費比重下降的趨勢，消費形式也將進一步多樣化。作為基本勞務產品形式之一的體育勞務，將隨著我國居民消費內容的更新和消費結構的變化，成為人們日常勞務消費之一。

2．2城市居民體育消費結構現狀

體育消費的結構是指個人或家庭在生活過程中，不同類型體育消費的比例。為了便于調查研究，最大限度的保證獲得數據的準確性，本文將體育消費的結構分成三大類進行調查：體育健身娛樂、體育比賽表演、體育實物產品(運動服裝、鞋帽、體育器材)，結果見表l。

從表1可以看出，各城市居民體育實物消費、體育健身娛樂消費、體育表演消費的情況。總體上，體育勞務消費水平211．74元(體育健身娛樂、體育比賽表演)高于體育實物消費水平204．45元，符合馬斯洛的需要層次理論，也與我國城市經濟發展現狀相符合。但是，我們也能看到我國城市居民體育消費的結構存在一些的特殊現象。

上海城市居民體育健身娛樂消費年人均高達407．14元，體育比賽表演消費132．14元，是城市體育比賽表演消費總平均數的2．70倍。為了進一步剖析這種現象，我們對本次調查中一些相關數據進行了分析、比較發現，上海市城市居民家庭收入水平均高于其它城市，上海市經常參加體育活動人口數量與體育消費人口數量差異很大，而且，體育消費人口中的體育人口數量低，非體育人口數量高。根據這個結果推斷，上海市城市居民體育娛樂消費水平高。在本次調查中這種現象也得到了證實，上海城市居民經常參加體育的人口在9個城市中排在第6位。

吉林城市居民體育健身娛樂消費相對自己城市經濟發展現狀而言，120元也是一個很高的水平。在調查中了解到吉林城市居民家庭月均收入在9個城市中排在末位，但是體育健身娛樂消費相對比較卻很高，如果將體育健身娛樂消費與體育比賽表演消費相加，認為是體育勞務消費，那么吉林城市居民體育勞務消費占體育實物消費122．21％，占家庭體育消費44．92％。出現這種結果不符合馬斯洛的需要層次理論。

廣州和北京城市居民體育健身娛樂消費相對自己城市經濟發展現狀而言，卻是一個低水平。如果按照上面的計算方法，根據馬斯洛的需要層次理論，這兩個城市體育勞務消費水平都應該高于或等于體育實物消費水平，但是調查結果與推斷恰恰相反。這又是一個違背馬斯洛的需要層次理論的特殊現象，雖然北京和廣州兩個城市經濟發展水平、城市居民生活水平高，但是體育消費的結構與人們推斷的結果不同。

通過以上分析發現，我國城市居民體育消費的結構，并非完全符合馬斯洛的需要層次理論，說明城市居民體育消費的結構不僅僅受城市經濟發展水平的影響，同時也受城市居民社會生活環境、城市自然環境等因素的影響。而且，在城市經濟發展水平、城市居民生活水平達到一定程度時，這些因素對體育消費的結構會起到重要的作用。

2．3體育消費結構的發展趨勢

2．3．1城鎮居民歷年消費的結構情況

從表2可以看出，城鎮居民食品支出比重逐年下降。這種下降趨勢反映出，隨著家庭收入增加，家庭收入或家庭支出中用來維持基本生存條件——購買食品的支出下降，購買其它物品的可支配收入得到相應增加。還可以看出，城鎮居民娛樂、教育文化服務支出逐年增加。此外，90年代以來人們對醫療保健需求開始顯著增加。1999年，我國醫療制度再次改革，人們更加關注自身的健康問題，尤其是食品科學含量的增高，健康問題被推倒人們生活的重要日程中，人們的自我保健意識日益增強，并不斷尋求科學的保健方法，這些為提高體育消費水平帶來了有利的契機，為改變體育消費的結構帶來了強大動力

2．3．2國外家庭體育消費結構發展情況

在經濟發達國家，體育消費已成為人們日常消費的重要組成部分之一。但是，這些國家居民體育消費并非從一開始就形成目前的結構，而是有一個逐漸發展過程。從瑞典家庭體育消費情況可以得到證明，瑞典家庭體育健身的總支出，1992年比1985年增長了43．17億克朗，其中用于體育活動的開支，1992年比1985年增加了17．61億克朗，增長率184．02％；用于購買體育服裝、鞋帽的開支僅增長了15．95億克朗，增長率69、23％；用于購買體育器材的支出也僅增加了8．42億克朗，增長率62．56％。可見，近10年瑞典家庭體育勞務消費增長速度明顯快于體育實物消費。這種趨勢也被多數國家體育消費支出結構變化所證實。

2．3、3城市居民體育消費結構發展趨勢

隨著我國國民經濟持續、快速發展，人民生活水平不斷提高，使居民消費結構更趨合理，即物質消費支出比重下降，服務性消費支出比重不斷增加。人們在滿足基本的生存資料需求基礎上，更加注重享受資料和發展資料的追求，參加體育健身、娛樂活動成為人們追求精神享受的形式之一。隨著人們閑暇時間增多，生活方式改變，體育意識、體育健康觀念增強，對體育需求會明顯增加。據謝瓊桓等人在2010年中國社會體育的戰略構想研究中進行的抽樣調查，“1987年我國體育消費家庭年均體育支出49．67元，1992年54．83元，當時恩格爾系數分別為76％和69％；2010年恩格爾系數如果降到40—45％左右，則意味著有體育消費家庭的體育支出可達目前水平的5——6倍，在300元左右。”21世紀，居民體育需求迅速增加，體育消費結構也向合理化方面轉變，即在90年代體育勞務消費和體育實物消費并重的基礎上，逐步向以體育勞務消費為主，兼顧體育實物消費為輔的方向轉變。從本文調查中也可以看到，城市居民總體體育消費結構是體育勞務消費高于體育實物消費。未來體育消費結構的發展趨勢是以高收入、高文化職業人群為主導，逐步向以體育勞務消費為主，兼顧體育實物消費為輔的方向轉變。

篇7

20世紀后半期以來，人力資本和消費者行為理論在經濟研究中大放異彩。舒爾茨(T.W.Schultz)、貝克爾(G.S.Becker)、明瑟(J.Mincer)等創建了現代人力資本理論，羅默(P.Romer)、盧卡斯(R.Lucas)等進行了進一步發展，并用以解釋技術進步、收入分配和經濟增長的差異性，其影響遠遠超出了經濟學原有邊界而擴展到整個社會科學和政策領域。杜森貝里(J.S.Duesenberry)、弗里德曼(M.Friedman)、莫迪利亞尼(F.Modigliani)、托賓(J.Tobin)等因消費者行為方面的杰出貢獻而折桂諾貝爾經濟學獎，然而人力資本投資和消費者行為的聯系仍是需要加強的研究工作。貝克爾在時間配置理論中雖然建立了人力資本投資、消費和勞動參與的分析框架，但相對于收入效應和增長效應的研究而言，人力資本研究由于忽視消費而不斷地遭到抨擊（貝克爾，1976）。20世紀90年代中后期以來，我國的一些研究認為，人力資本投資不足是有效需求不足的原因，主張通過人力資本投資解決內需不足問題，并據此產生了一些政策實踐。居民用于教育、醫療方面的支出占消費支出的比重大幅度上升，而消費需求的增加并不顯著，投資率持續走高，消費率持續下降。由此使得人力資本因素納入消費者行為的分析框架，成為很有意義的研究課題。

本文以農村為例，試圖對我國高人力資本投資和低消費并存的現象進行解釋，并試圖說明人力資本投資增加帶來即期消費增長的條件及其政策含義。文中的人力資本投資是指居民用來增加人力資本的支出，主要包括教育投資、健康投資和遷移投資，分別由文教娛樂用品及服務、醫療保健和交通通信等支出反映。居民消費是最終消費中扣除政府消費的部分。一般包括食品、衣著、家庭用品、醫療保健、文教娛樂用品及服務、居住和雜項商品與服務等各項用于生活消費的支出。居民消費行為，用消費傾向、消費支出結構等反映，文中使用的數據來源于《中國統計年鑒》（有特殊說明者除外）。

二、人力資本投資影響消費者行為的機制

消費者行為的分析框架自凱恩斯以來得到很大發展。從最初刻畫短視消費者的絕對收入假說轉向刻畫前瞻性消費者的跨時消費理論，跨時消費理論也主要由最初的生命周期－持久收入假說轉向預防性儲蓄假說，研究焦點從確定性消費行為轉向不確定性消費行為，效用函數從二次型發展到了邊際效用函數為凸函數，并在預防性儲蓄理論中刻畫不確定性因素風險。在我國，宋錚(1999)整理了1985-1997年的時序資料，以城市居民的收入標準差和居民收入為解釋變量，對城鄉居民儲蓄余額的年增加值進行回歸。結果表明，中國城市居民收入標準差對城鄉居民儲蓄余額的年增加值有顯著影響，并由此斷言，未來收入的不確定性是1985-1997年中國居民進行儲蓄的主要原因。龍志和和周浩明(2000)利用Dynan(1993)發展出來的理論框架，估計出1991-1998年中國城鎮居民的相對謹慎系數，得出預防性儲蓄動機較強的結論。施建淮和朱海婷對35個大中城市1999-2003年月度數據進行計量分析，發現城市居民的儲蓄行為中確實存在預防性動機，未來收入的不確定性對當前消費產生了負面影響。孟昕(2001)、孫鳳(2002)、羅楚亮(2006)等針對城市居民消費行為的研究也同樣顯示，不確定性對我國居民消費具有顯著的負效應。萬廣華等(2003)運用大樣本農戶調查資料，構建了轉型經濟中對各種類型變量（如勞動人口負擔程度、稅費負擔、受教育年限等16個變量）均有所考慮的儲蓄模型，發現流動性約束、預防性儲蓄動機以及工業化等對儲蓄率的上升貢獻很大，而教育對儲蓄的影響很弱，且表現為兩個相反的方面。田崗(2004)、杭斌和申春蘭(2005)、周建(2005)研究了農村居民的預防性儲蓄行為。田崗認為，在風險預期高的狀態下，本著風險厭惡的前提，為養家糊口、子女教育、娶妻生子、自己養老等，農村居民不得不抑制消費，進行儲蓄。杭斌和申春蘭認為，1997年以來，農村服務項目費用飛漲以及農產品生產價格持續下滑是農戶預防性儲蓄驟然增加、消費與收入的長期均衡關系發生轉折性變化的重要原因。其中，教育、醫療支出價格上漲對消費的負影響遠遠大于農產品價格下跌帶來的負效應。周建的研究也同樣注意到教育、醫療體制的改革對農民經濟安全的沖擊和對現期消費的制約，強調完善包括教育、醫療在內的社會保障制度，增強農民經濟安全感的重大意義。但整個來說，對來自支出不確定性（如教育、醫療保健支出）對消費影響的經驗研究，尚未引起足夠重視。20世紀90年代以來，改革已使教育和醫療等人力資本投資成為中國居民不確定性最大的支出項目之一（李通屏，2005）。因此，對人力資本和消費的關系進行梳理，并尋找相關的經驗證據是有意義的。

（一）人力資本投資和消費具有同一性

馬克思認為，隨技術進步，教育或培訓成為工人必要消費的一部分。舒爾茨(1961)曾經指出，人力資本投資是在消費領域進行的，“好多我們稱之為消費的東西，就是對人力資本的投資”。居民消費包括人力資本型和非人力資本型，對人力資本品的購買是居民消費的重要內容，增加人力資本投資，擴大對人力資本品購買，實際上等于增加現期消費。

（二）人力資本投資對現期消費具有替代性

人力資本投資是對眼前利益的放棄，以獲得未來更大的效用或使生命周期中的消費平滑化。普蘭納布·巴德漢和克里斯托夫·尤迪(2002)認為，受教育者與不選擇受教育者相比，他積累資金來為培訓付費，不得不在一段時間內將其消費降低到低于c[,u]（不選擇受教育者的消費水平）的水平。在這個積累階段，選擇一個低于c[,u]的恒定消費流對他來說是最優的。

（三）不同類型的人力資本投資，對居民消費行為有著不同的影響

根據人力資本投資主體的不同，可將人力資本投資分為社會性人力資本投資和個人性人力資本投資。前者是指人力資本投資來源于個人或家庭以外的政府或企業；后者是指來源于個人或家庭的投資。按照投資動力的不同，可分為積極性或誘致性投資和被動性或強制性投資。前者是投資者通過功利性計算，在有充分選擇基礎上主動做出的投資，后者往往缺乏選擇性，在特定環境下不得不做出的一種行為，前者表現為愿意花錢、想花錢，后者表現為購買同樣的人力資本不得不花更多的錢，沒有選擇性，要么坐以待斃（有病不請醫生只是等死或失學、輟學），要么花更多的錢治病或上學。更進一步地講，前者是面向未來的投資行為，后者是應付現在、求得生存、消費者無可言的純粹“消費”行為，這兩種投資行為雖然理論上不難區分，但統計上很難區分。

1.社會性人力資本投資增加有利于擴大個人消費。家庭或個人以外的社會性人力資本投資，具有增加個人或家庭用于人力資本的收入或免除人力資本方面花費的后顧之憂，在人力資本品價格不變時，可購買較多人力資本，或在購買同樣人力資本的情況下花費個人或家庭較少的收入，因而有較多收入購買其他消費品或者在購買非人力資本品時沒有后顧之憂。

2.個人性人力資本投資增加對消費需求的影響比較復雜。一般而言，個人性人力資本投資是對眼前利益的放棄，是消費者所做的犧牲。在收入一定時，個人用于人力資本投資的越多，用于即期消費的就越少，二者之間存在著此消彼長的關系。但個人人力資本投資對消費需求的影響要視具體情況而定。一是在收入增加的基礎上，個人同時增加對人力資本品和非人力資本品的購買，因此不會對消費需求的擴大產生不利影響；二是在收入增長較慢的情況下，個人大幅度增加人力資本投資，由此必然會減少對非人力資本品的購買，在這種情況下，消費需求的變化方向取決于人力資本品的增加量和非人力資本品減少量的比較，如果前者大于后者，個人人力資本投資的大幅度增加會帶來總消費需求的增加，反之，總消費需求減少；三是由于人力資本品價格上漲而非人力資本品價格下降，為保持同樣的效用水平，消費者會改變支出結構，增大消費支出中用于人力資本品的部分。如果出現這種情況，社會性人力資本投資增加不足以彌補人力資本品價格上漲帶給消費者的損失，將放大消費者的支出上升預期，產生替代效應，即消費者會減少其他方面的消費，特別是在對人力資本品的需求無選擇性的情況下，這種效應會更明顯；在人力資本投資主體發生急劇轉變的情況下，譬如社會性主體迅速退出，消費者支出預期將迅速上升，而在收入預期黯淡的情況下，消費者將謹慎行事，即期消費難以擴大。

三、中國農村居民人力資本投資水平及變化

20世紀90年代以來，隨著社會主義市場經濟體制的逐步建立和改革的推進，我國農村居民的人力資本投資無論是絕對量或相對量都發生了明顯變化。農村居民人力資本投資及其水平變化具有如下特點。

（一）投資規模迅速擴大

1990-2004年農民人均純收入由686.3元提高到2936元，增加3.28倍，人均消費支出由584.63元提高到2184.65元，增加2.74倍，而人力資本投資由58.82元增加到570.82元，增加8.7倍。

（二）隨收入增高，收入戶間差距擴大，各自消費占比差擴大

隨收入增高，不同收入戶之間的差距漸次擴大，收入越高的農戶人力資本投資的總量越大，占消費支出的比重越高。2004年，人力資本投資在不同收入戶之間的分布為：低收入戶為268元，高收入戶為1213元，所占比重從21.5%到29.39%。而用現金支出反映的人力資本投資占消費支出的比重差距不大，低收入戶最低(31.36%)，中高收入戶最高(32.99%)。2004年農村居民的人均純收入，相當于城鎮居民20世紀90年代初期的水平，而人力資本投資占消費性支出的比重則相當于城鎮居民2000年前后的水平。

（三）高人力資本投資和通貨緊縮在時間上同步

從宏觀經濟看，1996年是中國經濟體制的轉折點（樊綱，2003）。在1996年前還屬于通貨膨脹時期，之后發生了轉折，其標志是“信貸萎縮”、物價下降、投資增長率、GDP增長率顯著下降。如物價水平由1994年的21.7%迅速下降到1997年的0.8%，1998年、1999年連續兩年負增長，經濟增長率也成為改革開放以來比較低的時期之一，1996-2000年年均增長率僅8%，比1978年來的平均水平約低1.5個百分點。而與此同時，城鄉居民人力資本投資的相對量則迅速上升，占消費支出的比重，農村由1995年的13.63%上升至1998年的18.12%和2000年的22%，上升了4.5個百分點和8.4個百分點，城鎮由16.78%上升至1998年的22.21%和2000年的28.3%，上升了5.5個百分點和11.5個百分點（見圖1和圖2）。

資料來源：2003年、2004年的數據來自《中國統計年鑒2005》，363頁，北京，中國統計出版社，2005。其他年份的數據來自李通屏：《中國消費制度變遷研究》，152、196～197頁，北京，經濟科學出版社，2005。

圖1農村居民人力資本投資占消費性支出的比重

資料來源：2003年、2004年的數據來自《中國統計年鑒2005》，363頁，北京，中國統計出版社，2005。其他年份的數據來自李通屏：《中國消費制度變遷研究》，152、196～197頁，北京，經濟科學出版社，2005。

圖2按現金支出計算的農村居民人力資本投資占生活消費支出的比重(%)

（四）農村居民人力資本投資表現出“虛假繁榮”

一是人力資本投資品價格總指數上升幅度快于社會消費品零售物價總指數。1995-2004年，商品零售價格指數上升了14.9%，而醫療保健類上升了31.7%，娛樂教育文化類上漲了18.8%，其中的教育類（教材和參考書、雜費和托幼費等）均為有漲無跌。二是政府對農村人力資本投入不足。1991-2000年，政府農村衛生投入比重由12.54%下降至6.59%，社會衛生投入由6.73%降至3.26%，由此導致個人醫療負擔增加，農民個人直接支付的費用從80.73%上升到90.15%（李玲、陳秋霖，2006）。在教育經費中，政府投入的比例持續下降，國家財政性教育經費占全部教育經費的比例由1992年的84.05%下降到2003年的62.02%。居民人力資本投資的增加反映出醫療保健類、文化教育類價格上漲的巨大拉動和投資主體的轉換。三是反映在人力資本投資的主要用途方面，從醫療保健來看，保健僅占20%，①80%的居民主要是用于看病治病，也就是說是“被動”的投資者；在文教用品及娛樂服務方面，主要是應付高漲的學雜費。1993-2003年學雜費由87.15億元增加到1121.49億元，增加了11.90倍，占全部教育經費的比例由8.2%上升到2003年的18.10%，上升了近10個百分點。人力資本品價格的上漲和政府投入比重的下降成了居民人力資本投資比重上升的主要原因。

四、農村居民人力資本投資對消費需求影響的實證分析

（一）居民人力資本支出的大幅度增加導致支出預期增加

由于經濟社會的急劇轉型、傳統福利制度的解體，原來由政府或社會供給的公共物品變成了準公共物品或私人物品，政府在人力資本投資中的地位明顯削弱，使得個人用于人力資本的支出急劇增加。1990-2004年，農村居民人均醫療保健支出由19元增加到130元，用于文教娛樂用品及服務的支出由31元增加到248元，分別增加6倍和7倍。同時過渡性的制度安排和漸進式的市場改革，帶給人們制度的不確定性預期，擔心就業機會減少和收入的下降，醫療、教育方面的改革使支出和支出預期增加。比如20世紀90年代中期試行的教育產業化，強調非義務教育階段的收費僅是培養成本的一部分，以后要逐步提高直到承擔大部分或全部費用。另一方面，教育、醫療作為特殊的消費品，幾乎沒有選擇性。這樣，本來被當作發展需求的教育和醫療保健成了事實上不得不優先滿足的基本消費品（如孩子上學、生病求醫），居民必須用特殊的方式——儲蓄應對變化的環境，以滿足不能選擇的需求，由此形成極強的儲蓄傾向和不斷下降的消費傾向。1998年和1999年，在收入有所增加的情況下，農村居民生活消費支出連續兩年下降，1990-2005年15年間增加不足3倍，而城鄉居民儲蓄存款由7119.8億元增加到147054億元，增加19.65倍。這正如預防性儲蓄假說所指出的，不確定性的存在，可以強化消費者的預防性動機，采取比確定性下更為謹慎的行為，從而推遲消費、增加儲蓄（臧旭恒、裴春霞，2005）。

（二）居民人力資本投資本身是對眼前利益的放棄，從而對擴大即期消費產生不利影響

篇8

論文關鍵詞：關,鍵,詞,農村居民,消費結構,居民收入

重慶直轄以后經濟得到了快速發展，居民生活水平不斷提高，但同時農村居民消費增長緩慢導致城鄉消費差距不斷擴大，居民消費對經濟增長的拉動力明顯減弱。由于農村人口占全市較大比重，挖掘農村居民消費潛力，開拓農村市場，促進農村居民消費和結構升級，將極大地帶動重慶經濟增長。

一、重慶農村居民消費現狀及特點

西部大開發和鼓勵農業政策促進了重慶農村經濟的發展，生產規模和生產效率有了明顯提高，農村居民收入不斷增長，消費水平也逐漸上升。1998-2008年農村居民消費總額從333.41億元增至581.91億元，提高74.53%；人均生活消費從1417.08元上升至2008年的2884.92元，年平均增長7.37%，剔除物價上漲因素實際增長5.8%。但與重慶城鎮居民相比，農村消費水平明顯滯后，在消費層次上相差兩個等級。2008年重慶農村人口占全市總人口的73.8%，而消費總額卻只占居民總消費的20.9%，農村消費明顯乏力。

（一）農村居民消費水平偏低，增長緩慢

重慶農村居民人均消費支出不僅遠遠低于重慶城鎮居民，也低于全國農村人均水平（見表1）。重慶農村與全國農村人均之比從1997年的1.26:1下降至2008年的0.79:1（全國人均為1）；與重慶城鎮人均之比從1997年的0.29:1進一步下降為2008年的0.24:1（城鎮人均為1），農村人均消費還不及城鎮的1/4，而這種顯著落后的差距還有逐漸擴大的趨勢。就是與西部省份相比，2008年重慶農村居民人均消費居四川、云南、陜西、青海和寧夏五省之后，也處于較落后水平。

表1居民人均消費支出單位：元

年份

全國農村居民

重慶城鎮居民

重慶農村居民

1998

1128.16

4894.54

1417.08

1999

1144.61

5352.44

1388.64

2000

1284.74

5475.17

1395.53

2001

1364.08

5765.07

1475.16

2002

1541.83

6360.2

1497.72

2003

1656.32

7118.06

1583.31

2004

1842.75

7973.05

1853.94

2005

2231.14

8623.29

2142.12

2006

2533.91

9398.69

2205.21

2007

2970.65

9890.31

2526.7

2008

3660.68

篇9

［關鍵詞］農村居民消費結構；產業結構；經濟發展方式

一、引 言

當前我國經濟放緩，顯露經濟停滯和通脹并存的跡象。統計數據顯示，2011年一季度GDP增幅降至9.7%，①出口在減速，外儲增加的1412億美元中，經常項目順差僅為298億美元，②投資增幅跌至25%，5月份PMI指數為52.0%，環比回落0.9個百分點。③可見，如何擴大內需尤其是擴大居民消費需求成為當前政策的首要任務。事實表明，城鎮居民消費一直是我國最終消費的主體，但是其發展已步入正軌，發展潛力有限。因此，當前擴大消費內需的關鍵在于擴大農村居民的消費需求。換言之，當前的消費問題，很大程度上就是農村居民消費需求結構問題。

關于農村居民消費結構問題，經濟學界研究成果相當豐富，歸納起來，主要是從以下三視角展開的：一是從農村居民家庭的衣食住行等消費類商品消費

情況的視角來研究其現狀：由于國家各項惠農政策的實施，農村居民家庭消費質量不斷提高，表現為食品和衣著消費支出逐漸降低，文娛、交通通訊、醫療保健等消費支出逐漸增加。二是從轉型的視角來研究農村居民消費結構的特征：農村居民消費結構逐步升級，未來20年居民消費結構將由生存型向享受型和發展型轉變，并且農村消費結構升級滯后于城市。三是從消費差異的視角研究農村居民消費結構的差異：表現為城鄉居民之間的消費結構差距擴大和農村居民群體之間的消費結構差距加大。本研究是從農村居民消費結構與產業結構和經濟增長之間的互動關系視角，利用我國1978 -2010年經驗數據，實證分析我國農村居民消費結構對產業結構和經濟增長的影響，旨在為當前我國經濟轉型尋找原動力。

二、農村居民消費結構與轉變經濟發展方式的機理

（一）居民消費結構變動與轉變經濟發展方式的機理

從產業結構的視角看，居民消費結構是指各產業產品在居民最終消費中所占的比重，［1］因而產品結構是否合理，影響消費結構是否合理，而產業結構在一定意義上又決定了經濟的增長方式。經濟學家庫茲涅茨((Kuznets, 1949)曾提出，一個國家國民收入的度量必須從產業結構的角度去衡量，而一個經濟的產業結構又是由其生產方式所決定的。也就是說，居民消費結構變動與經濟發展方式是相互作用相互影響的。具體地如下圖所示。當居民消費結構發生變動時，首先通過價格機制引起生產消費資料的最終產品產業的生產調整，最終產品產業生產的調整會引起資源在不同產業間的重新分配，以居民消費結構變動為目的的不同產業協調發展必然促進經濟發展方式轉變。然后，經濟發展方式引導和決定三大需求協調拉動經濟發展，收入決定消費，經濟的發展通過收入機制影響消費者行為，從而直接帶動居民消費結構變動。簡而言之，消費結構的變化決定著產業結構的變動，產業結構的變動決定著經濟發展方式的變動，反之，經濟發展方式的變動必須依據消費結構的變動進行調整。

居民消費結構與經濟發展方式的相互作用機理（二）農村居民消費結構升級是我國未來經濟增長的最大原動力

社會經濟發展的終極目標是為了改進或提高廣大人民的福祉，因而人們消費需求的滿足狀況、消費水平和消費結構提高程度成為衡量一個國家經濟發展、國民經濟是否良性循環的關鍵。目前我國有7.4億農民、1.82億農戶，占中國人口的56.1%、世界人口的11.32%，④這是中國乃至世界最龐大的消費市場，具有最大的發展空間。然而，從目前發展現狀看，無論是消費水平還是消費結構，農村居民與城鎮居民相比，都落后10-15年。如，2009年農村居民消費水平為4021元，略高于城鎮1994年的消費水平3852元，不到1995年的4931元。⑤2009年農村居民平均每百戶年度擁有彩電量為108.9臺，大體相當于城鎮居民1999年水平的105.43臺。⑥可見，農村消費市場的發展是我國新一輪經濟增長的契機，農村居民消費結構升級是我國未來經濟增長的最大原動力。

三、農村居民消費結構與轉變經濟發展方式的實證分析

（一）模型的設定、變量的選擇與數據的處理

向量自回歸模型（Vector Auto-regression Model, VAR）模型是一種非結構化的動態聯立方程模型，它可以同時揭示內生變量之間的即期關系和動態影響。基于此，本文采用VAR模型研究我國農村居民消費結構變動與產業結構和經濟增長之間的長期均衡和短期關系，以及在給定單位變化條件下各變量系統內相互影響的綜合動態反應。考慮到統計數據的可得性及其代表性，選擇相關變量和對相關數據進行處理如下。

文中采用農村居民的恩格爾系數(EC) ,即農村居民食品支出占消費總支出的比重，作為農村居民消費結構的代表變量。產業結構是中間變量，用三大產業占GDP比重，即第一產業比重（PFI），第二產業比重(PSI)、第三產業比重(PTI)作為產業結構的代表變量。經濟增長指標用國內生產總值(GDP)指標，為了消除物價水平的影響，用歷年生產總值指數對GDP進行調整，即按可比價計算。所選變量數據均根據《中國統計年鑒（1978-2010）》整理得來。為消除異方差，對以上五個變量做自然對數化處理，于是構建VAR模型為：yt=c+∑Pi=1A變量向量,At是帶估計的參數矩陣， C是常數項，p是自回歸滯后階數，εt是隨機擾動項。

（二）模型的估計與檢驗

1.單位根檢驗

由表1顯示，五個變量都為不平穩的時間序列，經過一階差分后為平穩I（1）過程，因此，可利用1978―2010年農村居民消費結構與產業結構和經濟增長的經驗數據來構建反映它們之間互動關系的VAR模型。表1單位根檢驗結果變量 ADF

檢驗值檢驗類型

注：檢驗類型中的C，T，K分別表示檢驗模型中含有截距項、趨勢項、滯后值；臨界值均為Mackinnon協整檢驗臨界值；表示一階差分。

2.VAR模型估計

在VAR模型估計中的一個重要問題就是滯后階數的確定，通常可采用兩種方法:一是LR(似然比)檢驗法，另一種方法是利用AIC信息準則、SC信息準則和HQ信息準則判斷。根據樣本數據計算相應的統計量，經判斷初步選定滯后階數為2階，VAR模型具體估計式如下：

一般而言，第一個協整向量具有較強的經濟解釋能力，對第一個協整向量進行正規化后可以得到對應的協整關系表達式為:

由協整方程可以看出，農村居民消費結構與GDP的增長呈正相關，即GDP每增長1%，農村居民消費結構升級0.130801%。而三大產業的系數均為負值，顯然，三大產業結構與農村居民消費結構脫節。因此，當前應高度重視農村居民消費升級對產業結構調整的影響，把握擴大農村居民的有效消費需求以及明確經濟結構調整方向，增強產業結構調整的針對性和有效性，促進我國盡快走上消費驅動型經濟發展階段。

4.格蘭杰檢驗

為考察農村居民消費結構變動與三大產業結構和經濟增長之間存在的長期均衡關系是否構成因果關系以及方向如何，選擇滯后期為2的格蘭杰檢驗，結果見表3。表3

由表3可得出如下結論：其一，我國農村居民消費結構演變和第一、二產業結構之間存在單向因果關系，而第三產業與農村居民消費結構不存在因果關系。換言之，三大產業中，只有第一、二產業結構在一定程度上促進農村居民消費結構的升級，而農村居民消費結構升級對第一、二產業結構的拉動作用不明顯。究其原因，三大產業結構與農村居民消費結構不相適應，特別是第三產業的發展與農村居民的消費需求相差甚遠。其二，在0.1的顯著性水平下，農村居民消費結構與經濟增長之間不存在雙向的因果關系。這意味著，經濟增長提高了農村居民的收入水平，促進了農村居民的消費結構從生存消費需求向享受、發展需求層次轉變。但是，農村居民消費結構對經濟增長的促進作用卻不明顯。其三，第一產業與經濟增長不存在雙因關系，而第二、三產業結構與經濟增長都存在雙向因果關系。可見，第二、三產業對經濟增長的貢獻比較大，而第一產業相對較小。

5.脈沖響應分析

為了清晰地反映農村居民消費結構與產業結構和經濟增長的動態影響，在VAR模型的基礎上估計農村居民消費結構的脈沖響應函數，并根據相關指標的比較把響應函數追蹤期設定為15年。由表4顯示：一方面，當本期給第一、二、三產業一個沖擊后，居民消費結構立即作出了響應，并且這一沖擊對農村居民消費結構變動短期內影響較大，呈現一定的波動性，因此，三大產業的協調發展更有利于農村居民消費結構升級。另一方面，經濟增長不僅在短期內對農村居民消費升級有明顯的拉動作用，而且能持續形成對農村居民消費增長的正向響應，不過這種帶動作用將會越來越弱。

6.方差分析

方差分解可將系統的預測均方誤差分解為系統中各變量沖擊所作的貢獻，從而可以進一步考察我國農村居民消費結構與產業結構和經濟增長之間的動態變化。具體分解結果如表5。

由表5可知:一方面，消費結構的沖擊影響呈現先上升后下降的趨勢，在第6期最高點27.14417%。三大產業結構的沖擊影響是遞增的，在第15年分別到達1.438864%、1.460255%和23.53602%。另一方面，在lnGDP的變動中，0.000332%-27.14417%的波動可以由消費結構的變動解釋0.328230%-1.148291%的波動可以由第一產業的變動解釋，0.272053%-1.482778%的波動可以由第二產業的變動解釋，3.709335%-23.53602%的波動可以由第三產業的變動解釋。可見，農村居民消費結構變動對經濟增長的沖擊大于三大產業結構的變動對經濟增長的沖擊，并且第三產業結構變動大于第一、二產業結構的變動。因此，調整產業結構，大力發展第三產業，促進我國農村居民消費結構升級是未來經濟增長的最大原動力，這與理論分析相吻合。

四、結論與政策建議

綜上可知：我國農村居民消費結構與產業結構和經濟增長具有長期的均衡關系；農村居民消費結構變動對經濟增長的沖擊大于三大產業結構的變動對經濟增長的沖擊，并且第三產業結構變動大于第一、二產業結構的變動。然而，目前我國產業結構與農村居民消費結構存在著嚴重“錯位”，經濟增長提高了農村居民的收入水平，促進了農村居民消費結構升級，而農村居民消費結構演變并沒有引起產業結構的改變，對經濟增長的促進作用也不明顯，從而導致農村居民消費慢于經濟增長。因此，在當前和未來時期內，可從如下幾方面促進農村居民消費結構的升級與優化，適時調整三大產業結構，實現經濟增長方式的轉型。

（一）建立農民增收的長效機制，穩定農村居民的消費預期

首先，建立農民增收的長效機制。農村居民消費取決于農民收入增長的長效性，因而要拓寬農民的增收渠道，既要從農業內部挖掘農民持續增收潛力，又要通過市場，增加農民的貨幣收入，從農業外部尋求增收途徑，同時還要通過教育、培訓等方式提高農民自身增收能力。［2］(56-57)其次，穩定農村居民的消費預期。目前我國農村居民面對農業生產、疾 病等方面的不確定性，不得不減少當前消費，增加儲蓄以增強抵御不確定的風險。據調查，農民一次大病的平均花費7000多元，幾乎等于一個家庭一年的全部收入。⑦因此，擴大公共財政向農村傾斜，完善農村教育、醫療等社會保障體制，增強農村居民消費信心，從而促進農村居民消費支出及其支出結構的升級。

（二）把握農村居民消費熱點，引導農村居民消費結構優化與升級

消費熱點反映出消費者新的消費愿望，構成了消費者對未來消費的潛在需求的方向。隨著農民收入水平的提高，農村居民消費逐漸升級。因此，要關注農村居民消費需求的新動向，把握農村消費熱點。一方面，加強輿論導向，引導農村居民合理的消費行為。另一方面，以農村居民消費熱點為增長極，適時調整產業結構，引導農村居民消費結構的升級。這樣既能使企業生產實現有效供給，又能使農村居民消費需求結構的變化成為產業結構優化升級的強大動力。所以，政府可以通過宏觀調控政策培育農村消費熱點，［3］(29)如調整財政資金的使用方向、力度和節奏，采用各種轉移支付手段來改變產品的相對價格，在農村市場培養那些示范效應強，能夠帶動相關產業發展、輻射作用大的消費熱點，引導農村居民消費結構升級。

（三）以農村居民消費結構升級為導向，促進產業結構調整

首先，適時調整農業結構，發展農業生產，增加農產品的有效供給。一方面，把握市場消費需求，合理調整農業生產結構和農業的品種結構；另一方面，根據市場消費結構，發展高產優質高效農業，不斷推出農產品消費熱點；同時，提高農產品的科技含量，構建優勢產業群體，延伸產業鏈條，推進農業產業升級。其次，面向農村消費品市場調整第二產業結構，生產適合農民消費水平的工業消費品。第三，大力發展農村服務業，加大公共財政對農村的基礎設施的投入力度，改善與農民生活消費相配套的“硬”環境和“軟”環境，提高農村居民消費的幸福指數。

（四）縮小城鄉居民消費差距，促進消費公平

消費差距在很大程度上源于收入差距。所以縮小城鄉居民消費差距，應從合理調節城鄉居民收入差距入手。首先，穩定和完善農村稅收政策。繼續通過對農業生產資料從生產到銷售各個環節實行稅收減免，降低農業生產資料的成本；完善現行對農產品征收增值稅制度，應將增值稅延伸到農業生產環節，切實減輕農民負擔。［4］(177-179)其次，完善農村土地產權制度。數據資料分析表明：⑧農村居民土地價值下降是城鄉居民財產占有水平差距擴大的重要原因。因此，應從保護農民土地權益出發，健全土地承包權流轉的方式和程序，緩解農地關系緊張的矛盾，提高資源的利用效率，使農民能夠獲得通過市場化運作土地資產在流轉中帶來增值的收益。第三，建立和完善補償機制，著力改善農村低收入群體的的生產和生活條件，增加低收入者的消費能力。

注 釋：

①中華人民共和國國家統計局.stats.省略/tjsj/jidusj/

②余豐慧.智慧應對中國經濟不確定性風險［EB/OL］.中國宏觀經濟信息網.2011-5-30

省略/xsfx/rdfx/20110530099713.shtml

③中國宏觀經濟信息網.5月中國制造業PMI為52%經濟增速回落［EB/OL］. 2011-6-1省略/news_speed/hgjj/20110601099730.shtml

④中國人民大學課題組.擴大農民消費問題研究――背景和意義(上) ［EB/OL］. hbzyw.省略/xwxx.asp?id=791

⑤中華人民共和國國家統計局. stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm

⑥中華人民共和國國家統計局.stats.省略/yearbook/indexC.htm，stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm

⑦韓 俊，羅 丹.中國農村醫療衛生狀況報告［J］.中國發展觀察, 2005(1):16

⑧張 鑫.中國城鄉居民收入差距及其成因的演化路徑研究［D］.遼寧大學博士論文，2009（11）：183-184．

主要參考文獻：

［1］姜 濤．轉型時期中國居民消費升級的產業結構效應研究［D］．山東大學博士論文，2009．

［2］賀喜燦．人力資源開發視角的農民增收長效機制研究――以江西為例［D］． 南昌大學博士論文，2010(6)．

［3］楊志安，王 娜，張 磊．中國農村居民消費熱點培育問題研究―基于ELES模型［J］．經濟與管理研究,2010(12)．

［4］劉 利．中國城鄉居民收入差距：理論分解•現狀評判•對策思考［D］．吉林大學博士論文，2010（5）．

Rural Resident Consumption Structure and Transforming Economic

Development Model: Evidence from 1978 to 2010

Tang Yueyue1 Zhang Yuxiong2

篇10

關鍵詞：消費性支出 Eviews 多元回歸模型

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2013）03-220-02

一、引言

山西地處西部內陸，盡管經濟發展存在著很大制約，但是在50年的社會主義現代化建設中，特別是黨的以來，隨著改革開放地不斷深入，使山西經濟獲得了長足發展，經濟實力逐漸增強，人民生活水平不斷提高，隨著居民可支配收入的增加，居民的消費支出也隨著增加。但是在發展經濟的過程中，制約經濟增長的因素逐漸顯現。消費、投資和凈出口，是拉動經濟增長的三大馬車。它們之間的比例是否合理，直接影響著宏觀經濟效益和經濟的可持續發展。目前制約山西省經濟發展的關鍵因素是投資與消費比例失衡。尤其是2008年金融危機以來，雖然山西省屬于內陸省份，但是在一定程度上也受到了國際經濟蕭條的影響，從而使得投資和消費失衡的矛盾越來越明顯。因此，通過消費來拉動經濟增長的做法就愈顯重要。因此，研究居民消費支出的影響因素以及變化趨勢對于國民經濟的長足發展是十分重要的。由于影響居民消費支出的因素有很多，比如消費習慣、消費環境、政策等等。通過參考相關文獻并結合山西省的實際情況，本文把人均可支配收入、消費意愿（消費性支出占居民可支配收入的百分比）、城鎮居民消費價格指數CPI和年利率定為影響城鎮居民消費支出的影響因素，其中，可支配收入是影響居民消費支出最直接、最具決定性的因素。

二、原始數據

本文選取的影響山西城鎮居民消費支出的因素有：人均可支配收入、消費意愿、CPI和年利率。相關數據均來源于山西省統計年鑒，如表1所示。

三、模型建立與修正

（一）平穩性分析

所謂時間序列的平穩性，是指時間序列的統計規律不會隨著時間的推移而發生變化。數據的平穩性對于模型的估計具有重要的意義，如果有兩列時間序列數據表現出一致的變化趨勢即非平穩的，即使它們沒有任何有意義的關系，但是進行回歸時也可表現出較高的可決系數。由于在實際中遇到的時間序列數據很可能是非平穩的，而平穩性在計量經濟建模中又具有重要作用，因此有必要對觀測值的時間序列數據進行平穩性檢驗。

首先對人均消費性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、消費意愿（X2）、CPI（X3）和年利率（X4）分別進行ADF單位根檢驗，通過分別觀察各個序列隨時間的走勢來確定是否需要選擇截距和趨勢，各序列的單位根檢驗結果如表2所示。

由表2可知，在原序列中，消費支出、可支配收入和CPI都是非平穩序列，消費意愿和年利率的原序列是平穩的，接下來對各個序列分別取一階差分和二階差分，并分別進行單位根檢驗，檢驗結果如表3所示。

由表3的檢驗數據可知，消費支出和人均可支配收入一階差分仍然不平穩，經過二階差分后，序列成為平穩的序列；消費意愿、CPI和年利率經過一階差分后雖然序列已經平穩，但是所有變量需同階平穩，故對其進行二階差分后再檢驗其平穩性，檢驗結論為二階差分平穩。即人均消費性支出、人均可支配收入、消費意愿、CPI和年利率均為二階單整序列。

（二）協整檢驗

在進行時間系列分析時，傳統上要求所用的時間系列必須是平穩的，即沒有隨機趨勢或確定趨勢，否則會產生“偽回歸”問題。但是，由于本文所選擇的時間序列是非平穩的，對其進行二階差分后變成了平穩序列，但這樣會讓我們失去總量的長期信息，而這些信息對分析問題來說又是必要的，所以用協整來解決此問題。本文所采用的協整性檢驗的方法是基于回歸殘差的協整檢驗，這種檢驗也稱單一方程的協整檢驗。

先對方程序列進行回歸，生成殘差后，對殘差序列進行單位根檢驗。由于輸出結果概率P=0.0847，故在=0.05水平下，殘差存在單位根，即不平穩。再次觀察回歸方程輸出結果報表，由于變量X2（消費意愿）標準誤差較大，而且運用Eviews輸出各個變量的相關系數表，分析表中數據，可知，消費意愿X2與消費支出Y的相關系數為-0.946，即二者呈負相關，但是結合現實生活實際情況，當消費意愿越大時，消費支出應該也隨之增大，故試圖將變量消費意愿X2刪除。

對剩余的變量Y、X1、X3、X4進行回歸生成殘差后，對殘差序列進行單位根檢驗。輸出結果如下圖所示：

由以上輸出結果可知，P=0.0048，ADF檢驗值為-3.157，大于臨界值，故此時殘差序列是平穩的。因此，人均消費性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）存在協整關系。

（三）模型建立與完善

1.模型建立。設人均消費性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）的多元線性回歸為：

Y=C+β0X1+β1X3+β2X4+μi

運用最小二乘法對各系數進行估計，本文運用Eviews的回歸功能，對各序列進行線性回歸，回歸后的輸出報告如下：

回歸后的輸出結果為：

由上述報告結果可知，X3、X4沒有通過t檢驗，很有可能存在多重共線、序列相關和異方差等問題，模型還有待于完善。

2.模型修正。

（1）多重共線性檢驗。所謂多重共線性是指線性回歸模型中的解釋變量之間由于存在精確相關關系或高度相關關系而使模型估計失真或難以估計準確，從而使得運用最小二乘法得出的估計量為無效值。

運用Eviews輸出各變量的相關系數矩陣，如表4所示。

由上表可知，各個解釋變量間的相關系數均小于0.8，故不存在多重共線性。

（2）序列相關檢驗。序列相關性是指隨機干擾之間不再是完全相互獨立的，而是存在某種相關性，又稱自相關，即總體回歸模型的隨機誤差項之間存在相關關系。在回歸模型的古典假定中是假設隨機誤差項是無自相關的，即在不同觀測點之間是不相關的。如果該假定不能滿足，就稱與存在自相關，即不同觀測點上的誤差項彼此相關。

若多元線性回歸模型存在自相關，就違背了線性回歸方程的古典假設，如果此時用最小二乘法進行參數估計，將會產生嚴重后果，故需檢驗模型的自相關。在回歸方程窗口查看殘差的Q統計圖，如下圖所示：

由上圖可知，殘差序列均位于虛線之內，故模型不存在序列相關。

（3）異方差。由于模型不存在多重共線和序列相關，試檢驗是否存在異方差。異方差性是為了保證回歸參數估計量具有良好的統計性質，經典線性回歸模型的一個重要假定是：總體回歸函數中的隨機誤差項滿足同方差性，即它們都有相同的方差。如果這一假定不滿足，則稱線性回歸模型存在異方差性。運用Eviews的BPG異方差檢驗功能來完成，由輸出結果可知，X3和X4的t值在0.05的水平下未通過檢驗，因此，方程存在異方差。

異方差的修正：用增加權重的方法來消除異方差。試選取權重w1為殘差的絕對值，再次進行回歸，此時仍沒有通過相關檢驗，換取權重w2為殘差的平方，再次進行回歸，此時通過了相關檢驗，解釋變量的t值均達到了理想水平，P值在0.05的水平下也通過了檢驗，異方差現象消除，模型得到了修正。

四、模型最終完善結果

由Eviews模型輸出結果，可得出均消費性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）的多元線性回歸模型：

Y=0.609X1+1212.5X3-2657.9X4+924.3

由模型輸出結果可知，該模型的可決系數R2=0.999，F值為6570，模型擬合度較高，年利率（X4）前面的系數為負值，這與經濟意義是一致的，當年利率上升時，居民儲蓄的意愿會比沒上升時強烈，從而消費支出所占的比重會有所下降。可用來進行城鎮居民消費性支出的預測。

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