導語：如何才能寫好一篇居民消費結構論文，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。

篇1

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2

內容摘要：理論上消費結構與產業結構相互推動，基于我國1999-2011年間面板數據，論文實證檢驗城鎮居民消費結構與產業結構的互動關系，進而得出二者在我國東、中、西部的區域效應差異。全樣本的研究結果表明，城鎮居民消費結構與產業結構間互動關系并不成立;從區域效應上看，城鎮居民消費結構升級對產業結構的推動作用在中部地區不成立，而產業結構升級對城鎮居民消費結構的推動作用僅在中部地區成立。最后，文章指出應努力推進兩者良性互動，促進經濟持續健康發展。

基金項目：本文得到江蘇省社科研究應用精品課題“推動公共支出轉型增強經濟增長消費驅動力—以江蘇省為例的研究”(編號： 12SYC-100)資助

中圖分類號：F205 文獻標識碼：A

引言與文獻回顧

改革開放以來中國經濟高速發展， 國內生產總值(GDP)由1978年的3605.6億元增長到2011年的465731.3億元，增長了約128倍;城鎮居民的人均可支配收入由343.4元增長到21810元，增長了約63倍。經濟發展帶來了城鎮居民收入水平的提升，而收入水平的提升則增強了城鎮居民的消費能力。城鎮居民的人均消費支出由1978年的311.2元增長到2011年的15161元，增長了近50倍。在消費結構方面，城鎮居民家庭恩格爾系數由1978年的0.575下降到2011年的0.363，食品支出占消費總支出的比重持續下降，表明隨著收入水平的提高，城鎮居民減少其基本消費支出，消費結構由“溫飽型”向“發展型”和“享受型”轉變。“配第-克拉克定理”認為，隨著經濟的發展，國民收入(勞動力)的布局會由一、二、三產業向三、二、一產業轉移。產業結構方面數據顯示：1980年我國一、二、三產業分布情況分別是30.2%、48.2%和21.6%，2011年我國一、二、三產業分布情況變為10.0%、46.6%和43.4%。我國第一產業比重持續下降，第二產業比重在波動中穩定，第三產業比重持續上升，產業結構在持續升級。

理論上，“恩格爾定律”同“配第-克拉克法則”存在相互推動的內在聯系，學者們進行了大量的實證研究，文啟湘等(2005)、吳定玉等(2007)和周輝(2012)分別以河南省、湖南省和上海市為例，研究消費結構和產業結構的協調性，提出消費結構要與產業結構相協調的觀點。莊燕君(2005) 基于區域層面實證檢驗了區域產業結構與區域消費結構的關系。鄔德政(2008)則運用協整檢驗實證研究了我國農村居民消費結構與產業結構的關系。考慮到城鎮居民和農村居民的消費層次不同，再加上地區經濟發展水平差距，我國產業結構和消費結構的關系具有很大的城鄉差異性和地區差異性(孟范昆等，2012)。由此，本文采用城鎮樣本，基于面板數據模型實證檢驗城鎮居民消費結構與產業結構間的互動關系，考察兩者的協調發展問題，以推動我國經濟的持續健康發展。

模型、變量與數據說明

(一)計量模型

面板數據模型一般形式為：

(1)

i為省區標志，t為時期標志。本文建立如下分析城鎮居民消費結構與產業結構關系的面板數據模型：

模型一： (2)

模型二： (3)

其中，α、β、Γ、φ、ν、λ均為待估系數，模型一可以分析產業結構(IR)對城鎮居民消費結構的影響，模型二則可以分析城鎮居民消費結構(CR)對產業結構的影響。要使理論上的城鎮居民消費結構和產業結構相互推動關系成立，則相關系數 和 應為負值。

(二)變量與數據說明

樣本數據包括31個省市。基于數據完整性的考慮，本文數據均來自于2000-2012年各年《中國統計年鑒》。由于使用的是相對量指標，并不需要剔除價格的影響。具體指標選取如下：

產業結構指標(IR)：衡量產業結構升級的程度可以用第二產業增加值/GDP、第三產業增加值/GDP和(第二產業增加值+第三產業增加值) /GDP這些指標，本文選用產業結構升級程度的指標為當年第二、三產業增加值之和/GDP，其值越大，說明產業結構層次越高。

城鎮居民消費結構指標(CR)：恩格爾系數是其通用的指標，本文選擇恩格爾系數(食品支出占消費支出的比重)衡量居民消費結構，其值越小，說明消費結構層次越高。

實證分析及結果

(一)單位根檢驗

為確保估計有效性，避免偽回歸現象，首先需要對各面板序列的平穩性進行檢驗，本文采用的是LLC、IPS、ADF和PP四種檢驗方法。由于各原始變量均存在時間趨勢，故采用含截距和含時間趨勢的檢驗方式，對一階差分后序列則采用含截距的檢驗方式，滯后期數根據SC準則自動選取。單位根檢驗結果如表1所示。

檢驗結果表明，對于消費結構LLC、IPS、ADF和PP四種檢驗方法均拒絕其存在單位根的原假設，而對于產業結構IPS檢驗未拒絕其存在單位根的原假設，對其變量一階差分后則顯著地拒絕有單位根的原假設。由此，CR和IR滿足I(1)。

(二)面板協整檢驗

由于面板數據滿足I(1)，需要進一步判別變量間協整關系是否存在。本文采用Pedroni的7個統計量和Kao的ADF統計量進行判斷(見表2)。根據Pedroni的檢驗方法，群rho未拒絕沒有面板協整關系的原假設，面板rho等其他的統計量都在10%的顯著性水平上拒絕了原假設。根據Kao面板協整檢方法，ADF統計量顯著地拒絕沒有面板協整關系原假設。綜合分析后本文認為城鎮消費結構和產業結構間存在面板協整關系。

(三)回歸結果

由于本文側重分析城鎮居民消費結構與產業結構相關性的區域差異，考慮東、中、西部地區內部的差異性相對較小，回歸模型選用變截距模型。為減少或消除截面異方差的影響，本文估計時采用截面加權法。表3和表4的Ad-R2和A-D值顯示，各回歸模型擬合效果較好，都通過整體性檢驗。

從表3的估計結果可知，基于全國樣本，城鎮居民消費結構升級對產業結構影響的系數通過5%的顯著性水平檢驗，且系數值為負，表明城鎮居民消費結構升級對產業結構具有顯著的推動作用。從東、中、西部的樣本來看，中部地區的城鎮居民消費結構升級對產業結構的影響不顯著，東部和西部地區城鎮居民消費結構升級顯著推動產業結構的發展，相關系數分別約為-0.02和-0.06，東部地區的影響相對較弱。從表4的估計結果可以看出，基于全國樣本，產業結構升級對城鎮居民消費結構影響的系數并未通過10%的顯著性水平檢驗，表明產業結構升級對城鎮居民消費結構并無顯著推動作用。從東、中、西部的樣本來看，東部和西部地區產業結構升級對城鎮居民消費結構的推動作用不顯著，但中部地區產業結構升級對城鎮居民消費結構具有顯著推動作用，相關系數約為-0.11。

結論與政策含義

第一， 理論上消費結構和產業結構相互影響、相互推動，我國城鎮居民消費結構與產業結構相互推動關系并不成立，需要構建起城鎮居民消費結構和產業結構間的互動關系，使兩者協調發展。近年來，我國城鎮生活水平不斷提高，居民消費結構發生巨大變化，轉向追求生活質量。總體上城鎮居民消費結構升級相應地刺激或限制相關行業的發展，進而對產業結構產生影響。由于我國的“外向型”經濟發展模式，產業結構升級相對緩慢，產業結構升級對城鎮居民總體上并沒有創造新的消費需求，進而促進其消費結構攀升。

第二，城鎮居民消費結構和產業結構之間的關系存在區域性差異，構建城鎮居民消費結構和產業結構的良性互動關系，需要考慮兩者關系的區域差異。實證研究表明，東、西部地區城鎮居民消費結構升級顯著地推動產業結構攀升，而產業結構對城鎮居民消費結構的影響不顯著。中部地區產業結構升級顯著地推動城鎮居民消費結構攀升，而城鎮居民消費結構對產業結構的影響不顯著。由于城鎮居民消費結構與產業結構間關系存在區域差異性，構建城鎮居民消費結構和產業結構的和諧關系應依據區域性差異有所偏重。

當前，我國經濟進入“次高”經濟增長階段，盡管外部環境不容樂觀，但中國東、中、西部地區經濟的差距和城鄉“二元”經濟結構在一定時期內為中國保持“次高”經濟增長提供了條件。我國產業結構將持續攀升，城鎮居民收入水平，特別是中西部地區的居民收入水平將持續得到提升。因此，應努力按照城鎮居民消費結構升級的市場需求配置資源，按照產業結構升級的經濟增長模式引導城鎮居民消費，促進消費結構和產業結構良性互動，推動我國經濟持續健康發展。

1.文啟湘等.消費結構與產業結構的和諧：和諧性及其測度[J].中國工業經濟，2005(8)

2.吳定玉等.居民消費結構與產業結構的關聯性分析—以湖南省為例[J].消費經濟，2007(5)

3.周輝.消費結構、產業結構與經濟增長—基于上海市的實證研究[J].中南財經政法大學學報，2012(3)

4.莊燕君.區域產業結構與消費結構關聯分析[J].統計與決策，2005(1)

5.鄔德政.我國農村居民消費結構與產業結構相關性分析[J].學術論壇，2008(4)

6.孟范昆等.消費結構升級與產業結構升級互動關系實證研究[J].商業時代，2012(32)

作者簡介：

篇3

論文關鍵詞：城鎮居民,消費結構,灰色關聯分析,模型

一、引言

在拉動經濟增長的三駕馬車中，消費對經濟的拉動作用最大。隨著經濟的快速發展，黑龍江省城鎮居民的生活水平得到了很大的改善，消費結構也隨之發生了較大的變化。本文首先運用灰色關聯分析方法對黑龍江省城鎮居民生活消費支出結構進行量化對比分析，從而較科學地測度城鎮居民生活消費支出與其構成因素之間關系的密切程度，揭示城鎮居民消費結構的變化，在此基礎上，運用模型對黑龍江省城鎮居民消費支出及其構成因素進行預測分析，揭示其動態演變過程。該分析對于適時調整和正確引導居民消費方向，促進經濟的長期穩定發展具有重要意義。

二、建模機理

（一）灰色關聯分析的建模機理

灰色關聯分析的基本思想是根據序列曲線幾何形狀的相似程度來判斷其聯系是否緊密。曲線越接近，相應序列之間關聯度就越大，反之就越小。具體而言,就是通過計算參考序列和比較序列之間的關聯系數、關聯度,確定影響參考序列的主要因素和次要因素,從中找到最為關鍵的因素。

本文運用灰色綜合關聯模型進行消費結構的分析。序列和的灰色綜合關聯度，其中，和分別為和0的灰色絕對關聯度和灰色相對關聯度，，一般取0.5。它既反映了和幾何形狀的相似程度，又反映了和相對于始點的變化速率的接近程度，是較為全面地表征序列之間聯系是否緊密的一個指標。

（二）模型的建模機理

該模型的基本思想是對原始數據序列進行累加，用指數曲線對累加生成的數據序列進行擬合并建立模型，然后根據時間進行外推，從而進行預測。

1．數據的檢驗

若參考序列的所有級比都落在可容覆蓋內，則該數列可以作為模型的數據進行灰色預測。

2．建立模型

對參考數列0作1-AGO：，其緊鄰均值序列為

建立的灰微分方程：

相應的白化微分方程為：

白化微分方程的解為：

3．檢驗預測值

分別檢驗預測值的絕對誤差和相對誤差，如果相對誤差小于0.2，則認為達到一般要求；如果相對誤差小于0.1，則認為達到較高要求。

4．結合實際問題的需要，給出相應的預測預報。

三、黑龍江省城鎮居民消費結構變化的實證分析

（一）數據來源及階段性劃分

分析對象為黑龍江省城鎮居民人均全年生活消費支出及其八個構成因素——食品、衣著、居住、家庭設備用品及服務、醫療保健、交通和通訊、文教娛樂用品及服務、雜項商品和服務。原始數據來自于歷年《黑龍江統計年鑒》和《中國統計年鑒》。由于年鑒中城鎮居民的消費支出構成項目在1992年發生了變化，所以，分析時間段確定為1992年至2008年。由于在此10多年時間內黑龍江城鎮居民的收入水平發生了巨大的變化，消費結構也會隨之發生變化，這就需要根據不同時期的特征，對這一時期進行進一步的劃分。從《黑龍江統計年鑒2009》中可以發現，在2000年前后，黑龍江城鎮居民的恩格爾系數發生了根本性的變化（見表-1），所以以2000年為界，把分析數據分為1992-1999年和2000-2008年兩個階段。

表-11992-2008年黑龍江城鎮家庭恩格爾系數（%）

年份

1992

1993

1994

1995

1996

1997

1998

恩格爾系數

49.9

49.2

50.8

48.2

46.2

45.9

43.5

年份

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

恩格爾系數

40.5

38.4

37.2

35.5

35.6

篇4

［關鍵詞］消費結構 因子分析 浙江

消費一直是人們永恒的話題，是經濟增長的根本動力。消費結構對消費需求的總量有重大影響。近年來，國家一直都強調要拉動內需，部分地區有效需求不足，嚴重制約了國民經濟的持續、穩定、健康發展。所以浙江省作為國家的一部分，同樣必須要改變消費結構，促進經濟發展，本文在這個大前提下運用因子分析試圖對浙江省居民消費結構進行分析。

一、因子分析模型

因子分析( Factor Analysis) 的概念是由英國著名統計學家、心理學家查爾斯•皮爾遜于1904 年提出的。其是根據相關性大小把指標（或樣本）分組，使得同組內的指標（或樣本）之間相關性較高，但不同組的指標（或樣本）相關性較低。每組指標（或樣本）代表一個基本結構，此基本結構稱為公共因子。用最少個數的公共因子的線性函數與特殊因子之和來描述原來觀測的問題的每一分量。下面我們利用數學模型表示因子分析的主要過程[2]。

設有m個原始變量，表示為X1，X2，…，Xm，根據因子分析的要求，假設這些變量已經標準化(均值為0，標準差為1)，假設m個變量可以由n個因子f1，f2，…，fn 表示為線性組合，即

上式為因子分析的數學模型，如果利用矩陣形式則表示為X = AF +e。其中X為可觀測的n 維變量向量，它的每一個分量表示一個指標或變量；F 稱為因子向量，每一個分量表示一個因子，由于它們出現在每個原始變量的線性表達式中，所以又稱為公共因子；矩陣A 為因子載荷矩陣，其元素aij稱為因子載荷，e稱為特殊因子，表示原始變量中不能由因子解釋的部分，均值為0。

二、實證分析

1.數據采取

本文利用1995年-2009年浙江省城鎮居民家庭平均每人全年消費性支出資料，以因子分析方法提取影響居民生活的公共因素，對浙江省居民生活水平進行綜合評價。選取的8 個指標分別是食品(X1)、衣著(X2)、家庭設備用品及服務(X3)、醫療保健(X4)、交通和通訊(X5)、娛樂教育、文化(X6)、居住(X7)、雜項商品和服務(X8)。

2.運用因子分析對上述數據進行分析

本文用SPSS16.0統計軟件對數據進行分析，相關系數矩陣的特征值、貢獻率如下表所示：

由表1可知，前3個因子特征值的累計貢獻率已高達93.759%，所以選前3個因子即可，取前3個特征值建立因子載荷矩陣，由于初始因子綜合性太強，難以找出因子的實際意義，所以所建立的因子載荷矩陣進行方差最大正交旋轉。因子載荷矩陣和因子得分系數矩陣見表2和表3。

由表3可知，衣著、醫療保健、娛樂教育及文化、居住在第一個因子上有較高的載荷，我們將他們歸為一類，稱之為享受消費因子；而雜項商品和服務在第二個因子上有較高的載荷，我們將它稱為發展消費因子[4]；食品、交通和通訊在第三個因子上有較高的載荷，可以將其歸類為生存消費因子，最后由于家庭設備用品及服務在第二個因子和第三個因子上都有較大載荷，對照表1，我們把家庭設備用品及服務歸類為基本生存因子。

由表4得到旋轉后的因子得分函數：

F1=0.075X1-0.443X2+0.045X3+0.387X4-0.216X5+0.212X6+0.165X7-0.004X8

F2=-0.298X1-0.057X2+0.326X3-0.186X4+0.098X5-0.269X6+0.295X7+0.725X8

F3=-0.645X1+0.216X2-0.026X3-0.285X4+0.564X5-0.142X6+0.369X7+0.463X8

圖1 各年因子得分

3.結果分析

(1)各因子的載荷系數(見表2)反映了該因子與原始變量的關系及解釋能力。

Fl的載荷系數絕對值大小表明,自1995年以來,浙江省城市消費結構變動最大的是衣著消費比重,其次是醫療保健、居住、娛樂教育文化，而醫療保健、居住、娛樂教育文化在F1的載荷系數都為正，表明從1995年到2009年浙江省居民在這幾個方面消費總體是遞增的，當然會有幾年的波動期。例如居住這方面，隨著2002年房地產被炒熱,人們在居住上面的支出大增,2003年達到最大比例為9.81。但是衣著在F1的載荷系數是負的，表明這幾年浙江居民在衣著上面的消費從總體上說是遞減的，這是由于隨著人們生活水平的提高，對于其他方面的的要求會隨之增加，相對于著裝方面變化不大的情況下居民在這方面的消費就顯得比較少了。

F2只在雜項商品和服務上有較大載荷,主要反映了這方面的變動。由表3可以知道，雜項商品和服務在F2的載荷系數是正的，居民在這方面的支出增加是因為隨著人們生活水平的提高，比如會比較在意自己的形象，居民家庭用于購買各種化妝品、美容美發用具等支出較大，使得雜項商品和服務費支出明顯增加。

F3在食品、交通和通訊、家庭設備用品及服務方面有較大的載荷,由表3可以看出，居民在食品、家庭設備用品及服務上的消費是減少的，而在交通和通訊的消費是增加的，在這個高科技的時代，交通和通訊在人們中顯示出了其重要的地位，這直接注定了其消費的增加。

(2) 各年因子得分情況反映其變化趨勢

從圖1看出,自1995年以來,浙江省城市居民的消費結構發生了顯著變化。 第一個因子的變化趨勢從上升再到下降，在2000年到2004年之間變化不大，而第二個因子在2002年有個很強的下降趨勢，第三個因子雖然有些波動，但是總體來說還是趨于上升的。這些變化是由于隨著我國經濟的發展，近幾年來居民已經減少吃、穿的消費比重,而是更多的開始追求精神上面的享受，另外國家政策的出臺也在一定程度上影響了居民的消費結構，比如醫療改革，人們看病和購買藥品變得更加方便,從而導致了藥品消費的增加等。

三、結論與政策建議

從上面分析可以看出近年來，各項消費均表現出強勁的上升勢頭，居民消費結構從過去單一型向生存、發展、享受并重的多層次消費結構轉移。因此需要提供優化消費結構的物質基礎。優化產業結構, 讓市場上有更多的適應不同層次居民消費的商品。所以例如娛樂行業需要加大開發力度, 規劃好健身、美容、旅游等行業的發展滿足居民享受性的消費需求。還應該大力發展教育產業, 開辦不同層次的教育, 滿足居民要求提高自身文化水平的消費需求。另外為了保持并加強居民消費的增長，拉動內需，促進浙江省經濟更快的發展，更是提出以下建議:

1.切實增加居民收入，要改善居民消費結構，首先增加居民收入是第一要素，居民收入過低，改善居民消費結構將無從提起，同時，只有收入可觀了，人們的消費觀念才會從追求物資消費向追求精神消費和服務消費轉變。

2.進一步加大實施積極的消費政策力度。有效的消費政策在很大程度上都能促進居民消費，例如近幾年的醫療改革，使得居民看病更加方便、省心，帶動了居民在此方面的消費。

3.繼續整頓市場經濟秩序，改善消費環境，增強消費信心。良好的消費環境對于居民的消費具有直接的影響作用，所以努力整頓和規范市場秩序，堅持不懈地打擊造假賣假行為，創造良好的消費環境。

4.分層次加快居民消費結構的升級。當前應細分消費群體的消費層次，維持升級的漸進性。對中高收入者可以消費信貸等方式，引導其首先購房買車，對中等收入者可增加其娛樂文化消費，對中等偏下收入者可增加其耐用消費品的消費與換代。

5.盡快建立和規范信用體系，推動消費信貸的全面普及。居民消費要達到全面升級，還應借助消費信貸的快速發展，才能促進儲蓄轉化為現實消費，使消費升級加快。而目前信貸消費制度不健全，大多數居民的思想還未從“量入為出”、“無債一身輕”的傳統消費觀念和模式中轉變過來。同時，由于目前銀行對個人的資信評估制度不夠健全，貸款手續繁瑣、貸款條件苛刻，操作時間較長，居民很難從資金市場獲得消費所需資金，阻礙居民消費信貸。

參考文獻:

[1] 李.因子分析在我國農村居民消費性支出中的應用[J].科技經濟市場，2006.3.

[2] 李雪,王莉華.基于聚類和因子分析的農村居民消費結構實證研究[J].遼寧石油化工大學學報.2008.6.

[3]盧紋岱.Spass for Windows 統計分析[M].北京：電子工業出版社，2006.6.

[4]周發明,楊婧.基于ELES模型的中國城鄉居民消費結構實證研究[J].中國科技論文在線,2009.9.

篇5

（1吉林交通職業技術學院，長春130012；2長春大學管理學院，長春130022）

摘要：首先對研究吉林省地市區域的農村居民消費特征的必要性進行了分析，利用空間經濟學模型對1986—2012 年吉林省9 個地市的面板數據進行分析，并得出結論，即不同地市的農村居民消費呈現空間集聚現象，9 個地市的農村居民消費具有空間自相關性，在此基礎上，提出各級政府在制定促進吉林省農村居民消費時，要考慮消費引導的空間作用機制等建議。

關鍵詞 ：地市區域；農村居民消費；空間自相關檢驗模型

中圖分類號：F126 文獻標志碼：A 論文編號：2014-0938

基金項目：吉林省教育廳項目“吉林省農村居民消費不足問題研究”（吉教科文合字[2013]第382 號）；吉林省教育廳項目“居民收入分配差距對吉林省經濟增長影響研究”（吉教科文合字[2013]第505 號）；吉林省教育科學“十二五”規劃課題“吉林省高等教育投入與經濟發展協調研究”(ZC12092)；吉林省社會科學基金項目“吉林省農業機械化發展的系統分析與對策研究”(2012B324)。第一作者簡介：劉子玉，男，1969 年出生，吉林蛟河人，副教授，博士后，研究方向：居民消費。通信地址：130012 長春市新電臺街63 號吉林交通職業技術學院管理工程分院，E-mail：lzy9818@126.com。

通訊作者：肖靜，女，1974 年出生，吉林長春人，副教授，博士后，研究方向：物流和消費。通信地址：130022 長春市衛星路6543 號長春大學管理學院 物流系，E-mail：jingxiao662006@126.com。

收稿日期：2014-09-25，修回日期：2014-11-27。

The Research about Characteristics of the Rural Residents’Consumption

Based on City Area in Jilin ProvinceLiu Ziyu1, Xiao Jing2, Li Jing1(1Changchun University Management School, Changchun 130012, Jilin, China2Changchun University Management School, Changchun 130022, Jilin, China)Abstract: This paper firstly analyzes the necessity of the research about characteristics of the rural residents’consumption based on city region in Jilin Province, and then it uses the spatial econometric model to analyzethe panel data about 9 cities from 1986 to 2012 in Jilin province, and draws a conclusion that the rural residents’consumption appears the phenomenon of the spatial concentration in different cities, and has spatial correlationin 9 country-side. Based on this foundation, the government should consider the mechanism of the spatialfunction guided by consumption, when it puts forward to the strategy about promoting and developing thestandard of rural resident s’consumption in Jilin Province.

Key words: City Area; The Rural Residents’Consumption; The Test Model of Spatial Autocorrelation

0 引言

近年來，國際經濟形勢受到歐債危機和全球經濟低迷等一系列因素影響，中國或多或少的受到了沖擊，吉林省作為中國的農業大省，也不同程度感受到全球需求暴跌的沖擊，就業壓力加劇，這些都直接影響到吉林省民眾的生活。為了應對這種沖擊，吉林省應該從發展方式轉變上看待問題，要積極擴大內需，特別是要加快形成主要依靠消費需求拉動經濟增長的格局。吉林省通過改變三駕馬車中，從前將投資作為第一位的格局，把消費放到了首位，統括擴大居民消費需求實現吉林省經濟增長的長期目標。吉林省是農業大省，擁有1492.7 萬農村居民，因此如何解決吉林省農村居民消費問題是擺在吉林省各級政府面前的一個關鍵問題。因為吉林省農村居民的消費長期低迷，其消費率一致持續在60%以上，明顯高于全國平均水平及鄰省[1]。而吉林省的農村居民消費所占比重卻持續降低，從1980—2012 年的32 年間下降了近26 個百分點，因此，如何提高吉林省農村居民的消費水平，引導吉林省的農村居民朝著正確的消費方向前進，也是促進吉林省農村經濟增長，調整好經濟結構，促進吉林省更好的改善民生的重要決策。吉林省的農村居民消費又存在著區域性的不同特點，特別是吉林省不同地市的農村居民消費水平不同，消費結構也不一樣，如何破解吉林省不同地市之間的農村居民消費水平不同的問題，防止經濟在不同地市之間的不均衡和集聚現象，同時也是吉林省各級政府改善民生，制定相應經濟政策和消費政策的重要內容之一。筆者根據吉林省的省情，并對吉林省地市區域的農村居民收入和消費價格指數的空間依賴性進行分析，分析吉林省不同地市的農村居民消費的區域差異和集聚特征，為吉林省制定相關政策提供有價值的參考。

1 文獻回顧

理論界認為，消費是一個國家不斷向上發展的根本動力，消費是現階段投資、消費、出口等“三駕馬車”中最重要的一部分，是社會再生產總過程中的重要組成部分。關于居民消費問題的研究已不鮮見，一般是通過消費函數對某一個地區的消費進行估測[1]；通過擴展性線性支出系統模型來計算當地的恩格爾系數[2]；也有的通過擴展性線性支出系統模型來計算消費傾向，進而進行消費結構的彈性分析等[3]。學者王進[4]對中國的農村居民消費進行了不同區域的分類，并總結出不同區域的消費特征；韓爽[5]分析了世界金融危機對中國不同區域的影響，通過對拉動區域經濟增長的主要動力的具體分析，闡述擴大內需政策對促進區域經濟發展的意義；學者Ravallio[6]通過對區域性經濟與農村居民消費的經濟模型的研究來分析不同地域的農村居民消費問題；鮮祖德[7]利用消費函數探討了擴大內需的辦法，通過消費力度來解決農村地區的經濟發展滯后問題；相麗馳等[8]為了研究浙江的農村居民消費需求問題，使用了擴展線性支出系統模型；林江鵬等[9]采用經濟計量函數模型研究中國不同區域的城鄉居民收入與消費的支出關系；鄭春梅[10]、胡燕京等[11]、張錦宗等[12]也利用不同的計量模型，對不同區域的農村居民消費進行了探討。

但是，作者通過中國知網上的相關文獻查找可知，通過空間相似性、消費空間分布格局等方面進行研究農村居民消費的文獻并不是很多。調查顯示，吉林省地市區域的農村居民消費即存在顯著的差異，同時又存在著顯著的集聚現象，農村居民消費存在著明顯的不平衡。根據吉林省各地市的統計公報可知，長春市2012 年的農村居民家庭平均每人全年生活消費支出為5855 元，比上一年增長了9.3%，是白城的3.69 倍，可見吉林省地市區域農村居民的消費空間區域差異比較顯著，而且還存在著集聚現象，分析吉林省地市區域的農村居民消費與收入之間是否存在著空間的依賴性，分析吉林省地市區域的農村居民消費是否會產生空間差距現象，以及分析產生空間差距現象的原因，等等這些分析都是為提高吉林省各個地級市的消費水平、解決各個地級市消費不均衡，從而提高整個吉林省的消費水平。

2 空間計量模型的相關理論

筆者利用空間自相關檢驗模型(Global SpatialAutocorrelation)[13-14]，根據變量選擇不同的數據并進行處理，對吉林省地市區域的農村居民消費特征進行分析研究。全域空間的自相關是從整個區域空間來探討吉林省不同地市的農村居民消費的空間分布情況[15-17]。Moran I 的基本公式見式(1)。

利用式(4)和式(6)的差值來檢驗吉林省n 個地市區域的農村居民消費是不是存在著全域空間的自相關關系。根據文獻[12]中資料可知，空間計量模型主要分成兩種，一種是空間滯后模型，它的形式是y=pWy+xβ+ε，另一種是空間誤差模型，它的形式為y=Xβ+ε，這里的ε是隨機誤差項向量，而且ε=Wε+μ，限于篇幅，這里就不再贅述。

3 吉林省地市區域農村居民消費特征研究的實證本論文把吉林省地市區域農村居民人均消費作為被解釋變量，把吉林省地市區域的農村居民收入水平、價格水平為解釋變量，建立模型，取吉林省的長春市、吉林市、四平市、遼源市、通化市、白山市、松原市、白城市、延邊市9 個地級市進行回歸分析，以此來驗證凱恩斯的絕對收入假說。數據來源吉林省各年統計年鑒和吉林省各地市的各年年鑒。有的可能缺少某年的居民價格指數，就用居民消費價格指數代替，因為分析的空間狀態，所以利用消費價格指數不會影響具體的分析結果。為了檢驗吉林省各地市區域的農村居民消費的差異與集聚的規律，本文擬提出2 個假設作為檢驗的工具，第一個就是假設吉林省各個地市的農村居民消費行為滿足于凱恩斯絕對收入假設理論。第二個就是假設吉林省地市區域的農村居民消費存在著空間集聚的特征。

模型如式(6)。

Cit =αit +β1Yit +β2Pit +μr,t =1,2,?,T ……… (6)這里的C表示消費額，Y 表示收入，P 表示消費價格指數，α與βi(i=1,2)為待估參數，βi表示為邊際消費傾向，通過分析模型形成整體上是否成立來研究吉林省各地市區域的農村居民的消費支出是否取決于收入的絕對水平。筆者選擇2012 年的數據進行分析，所獲得的9 個地市區域的計算結果參見表1 所示，擬合優度為0.8725，大于0.8，F值為135.847，伴隨概率為1.774e-0.21，說明模型總體上成立，又由于收入變量的參數βi 是0.8014，P 是0，這也說明了吉林省地市區域農村居民收入決定消費，而且邊際消費傾向還比較大，所以，滿足第一個假設吉林省農村居民消費符合凱恩斯的絕對收入假說的原理。

根據表1 的結果可以看出來，模型是成立的，但是模型中還反映出來模型中應該有的常數項沒有顯現出來，再有就是價格變量的假設檢驗接受了原假設為0，說明該模型反應的結果與現實生活相違背，這不符合常理，這可能是因為吉林省不同地級市所處的地理環境不同，經濟發展不同，消費文化和消費偏好不同等緣故。所以如果利用傳統的消費截面數據分析解釋不了顯著的區域空間差異對消費的影響范圍和程度的。因此對解釋地市區域農村居民的消費與收入、價格間的復雜關系如果采用一般的截面回歸分析是難以解釋的。

下面利用Moran I 的統計量和零假設檢驗來估算吉林省各地市區域之間農村居民消費的相關性。從表2 的結果來看，1986—2012 年期間9 個地市區域消費（根據常理，為了不出現偽回歸，ECQ 取對數）的Moran I 平均值是0.42748，而且每一年的無空間相關假設的概率也都在0.05 以下，說明了吉林省內相鄰的地市區域的消費水平存在著一般意義的正相關，從這一點來看第二個假設是成立的。

最后再以2001 年和2010 年為例進行分析。圖1和圖2 是2001 年和2010 年吉林省各地市區域人均消費Moran I 指數散點圖，根據空間自相關檢驗模型計算得到Moran I 的2001 年和2010 年統計值，吉林省9個地市區域農村居民消費指數2001 年Moran I 為0.4307，2010 年Moran I 為0.4425。通過計算結果可知，吉林省農村居民消費行為表現為，消費水平較高的地市是相鄰的，相鄰地市的消費水平也相近。

圖1 和圖2 是2001 年和2012 年吉林省9 個地市區域的農村居民消費位于四個象限內的空間Moran I 散點分布情況，圖中反映了地市區域農村居民消費行為的空間集聚特征，下面來驗證第二個假設。由圖1 可知，2000 年長春位于第一象限，屬于高-高的自相關關系的集群，松原和四平屬于第二象限是低-高的負空間自相關關系集群，白城、通化、白山、遼源等地市在第三象限，是低-低的空間自相關關系的集群，吉林市和延邊朝鮮族自治州在第四象限，是高-低的空間自相關關系。通過圖2 可知，2012 年，長春、吉林、延邊朝鮮族自治州在第一象限，是高-高的自相關關系的集群，松原在第二象限是低-高的負空間自相關關系集群，白城、通化、白山、遼源4 個市位于第三象限，也是低-低的空間自相關關系的集群；四平在第四象限，屬于高-低的空間自相關關系。

因為本論文中線性回歸模型中的最小二乘估計忽略了空間效應，導致了所設定的模型不合理。為了進一步驗證是否存在著空間的自相關性，在吉林省范圍內進行了地市區域農村居民消費的空間滯后和空間誤差模型檢驗，檢驗方法詳見

參考文獻[12]，檢驗結果詳見表3。

最后要把表1 和表4 中的檢驗結果進行對比分析，通過分析可知，SLM和SEM的R-squared 都大于ols 回歸的擬合優度，并且SEM的R-squared(0.9572)的值大于的R- squared(0.9019) 的值，也大于ols 回歸的Rsquared(0.8725)；比較Logl，AIC 和SC 的值也發現，SEM 模型的Logl 值為- 234.664，大于SLM- 237.557，SEM 模型的AIC 和SC（分別為460.854 和469.578）也小于SLM 的（分別為469.570 和491.57），因此SEM 模型是相對較優的模型。再從參數的估計結果來看，SEM模型的常數項為4497.62 元，是吉林省9 個地市區域農村居民的一年基本消費的平均水平，價格指數前的參數為-45.9921，表明價格的上升對于農村居民的消費下降有強烈的反映，但是SLM模型的常數估計結果為負數，價格指數前的參數為正數，不符合經濟事實，綜合上面的分析，SEM模型是最優的模型。

從表4 中可以看出，吉林省的各個地級市的農村居民消費在各個市域之間存在空間的擴散效應，說明吉林省相鄰地級市之間消費是互相影響的，而且地市區域的消費也具有空間的相互影響現象。雖然在表4中顯示的價格變量通過了顯著性水平為5%的顯著性檢驗，可是卻沒有通過1%的檢驗，這也充分證明了吉林省的物價還是比較穩定的，農村居民消費的物價彈性小，這是主要是因為吉林省各個地市區域的農民消費基本上都集中在生活必需品，價格方面的作用不是很強，因此對消費量的影響不是很大。

4 結論

筆者借助空間經濟計量模型，在考慮到空間因素影響的條件下，探討了吉林省地市區域的農村居民消費所具有的特征，通過研究表明：

（1）吉林省不同地市間的農村居民消費呈現出空間集聚現象。經濟發展水平決定了消費水平，由于吉林省相鄰地市的經濟水平相當也就導致了相鄰地市的消費水平也接近，消費模式也是伴隨著當地經濟發展而定的。自從吉林省實行了長吉圖開發開放先導區的國家戰略，國家給予很多政策支持，更為長吉兩市的經濟聯動增長提供了動力支持，只有農村居民的收入水平提高了，才能提高消費水平。農村居民的消費環境不好，消費理念、消費文化也比較低，導致消費性價比也比較低，不僅如此，農村居民還存在著習慣于維持性消費和示范和攀比的現象。

（2）吉林省9 個地市的農村居民消費具有明顯的空間自相關性。利用空間滯后模型，通過對吉林省地市區域的農村居民消費特征進行分析，反映出吉林省地勢區域的農村居民消費具有明顯的空間依賴性，地理空間效應對吉林省9 個地級市的農民消費起著一定的作用。通過前文中的檢驗可知，空間誤差模型還是能夠很好地解釋吉林省不同地級市的農民消費的變化規律及其影響因素的空間作用機制。

（3）吉林省在制定農村居民消費政策時應該考慮空間的相關性。根據吉林省的地圖來看，地域狹長，區域跨度較大，各個市域的發展各不相同，從地市區域的范圍來看，每個地級市的消費結構都不一樣，消費存在著空間的正向依賴性，鄰近地市的農民可以說有著傳染性，存在著溢出效應，基于此，吉林省在制定農村居民消費政策時就應該把空間相關性考慮進來，同時制定政策時要向發展比較落后的地市傾斜，通過穩定物價，建立完善的社會保障機制，增強消費信心，改進農村地區銷售網絡，完善農村基礎設施問題等下功夫。

5 討論

（1）針對居民消費方面的研究有很多，以往的文獻主要是針對收入與消費之間的關系進行分析，如果說采用計量經濟模型進行分析，一般采用的都是利用誤差修正模型或者是采用擴展的誤差修正模型進行研究，如果針對多個地區進行不同時序的研究就會采用面板數據模型，但是面板數據模型只能反映出各個主體之間的差別，不能反應某一主體發生變動時對周圍各個主體帶來的影響以及相互之間的依賴性，而空間相關模型就解決了這一問題。

（2）根據空間經濟學理論，任何經濟活動都不能脫離其特定的空間載體。本論文采用Moran I 的統計量對吉林省9 個地市的農村居民消費的空間性進行了分析，可以認為，該理論不僅應用于消費，而且還可以應用到金融、氣候、投資等各個方面。

參考文獻

[1] 劉子玉.吉林省農村居民消費問題研究[D].長春:吉林大學,2010(6):90-120.

[2] 耿晉娟.基于改進的ELESM法的城市居民最低生活保障標準測算——以山西省為例[J].蘭州學刊.2013(12):99-107.

[3] 車茹雅.陜西城鎮居民消費結構的ELES 模型分析[J].統計與決策.2008(13):84-87.

[4] 王進.中國農村消費區域分類及其特征分析[J].農業經濟,2011(10):87-89.

[5] 韓爽.擴大內需與區域經濟發展[J].科技信息,2008(32):241-242.[6] Ravallion. Geographic poverty traps A mico model of consumptiongrowth in rural China[J].Journal of Applied Econometrics,2002,8(17):329-346.

[7] 鮮祖德.從農民消費行為看擴大內需的對策[J].統計研究,2003(8):8-12.

[8] 相麗馳,金曉彤.基于擴展線性支出系統的浙江農民消費需求研究[J].統計與決策,2006(8):60-61.

[9] 林江鵬,劉旺霞.中國城鄉居民收入與消費支出關系的實證研究[J].經濟問題探索,2007(4):116-119.

[10] 鄭春梅,孫穎.范丙文.中國農民消費特征實證分析[J].經濟問題,2008(3):78-80.

[11] 胡燕京,董迎迎.中國農民消費問題的計量分析[J].西安財經學院學報,2006(2):59-65.

[12] 張錦宗,朱瑜馨.山東省各市地農村居民消費結構差異性對應分析[J].中國農學通報,2010(8):91-95.

[13] 曹娜.基于ELES模型的河南省城鄉居民消費結構比較分析[J].懷化學院學報,2014(2):67-70.

[14] 孫愛軍.中國省域農民消費的空間計量分析[J].農村經濟,2009(8):52-56.

[15] 曾國平,羅航艷,曹躍群.我國農業區域經濟發展的空間計量分析[J].統計與決策,2011(9):100-102.

[16] 吳玉鳴.空間計量經濟模型在省域研發與創新中的應用研究[J].數量經濟技術經濟研究,2006(5):144-150

[17] 姚建平.中國城市最低生活保障標準水平分析[J].中國軟科學,2012(11):57-67.

[18] 楊立雄.最低生活保障制度存在的問題及改革建議[J].中國軟科學,2011(8):72-84.

篇6

【摘要】擴大國內需求是我國應對經濟危機必然選擇,擴大以人為本的消費需求是科學發展觀的內在要求,培育以人為本的消費需求是實現國民經濟又好又快的重要舉措。

【關鍵詞】消費;以人為本;培育

面對世界金融危機,我國提出了擴大國內需求戰略舉措。目的在于彌補外需萎縮、解決生產過剩、扭轉經濟下滑、避免經濟危機。因此擴大國內需求,特別是擴大消費需求好似為了生產、為了發展,擴大的是以物為本的消費需求,而不是以人為本的消費需求。按科學發展觀的要求,我們應該是為了滿足消費需求,提高消費水平,增加居民福址,實現消費效用最大化,擴大以人為本的消費需求。

1背景:外需萎縮不得不擴大內需

投資、消費、出口是拉動經濟三駕馬車。出口導向型的經濟增長模式,是以出口為主要力量來拉動經濟增長的一種模式。2007年美國的次貸危機引發了2008年世界金融危機,國際市場對中國的產品需求開始萎縮。我國企業特別是大量的沿海出口導向型企業,因為沒有國際市場、國外需求不足,紛紛收縮經營,甚至關門倒閉。造成大量工人下崗失業,特別是大量的農民工從沿海工廠回到了內地農村無業可就,經濟增長快速下滑。我國面對如此嚴重的經濟問題,不得不選擇擴大國內需求的方針,采取擴大國內需求,特別是擴大居民消費的措施,來彌補國外需求不足、消化國內生產過剩、保持國民經濟增長。這也是一種倒逼機制,外需萎縮不得不采取擴大內需的方針。

2目標:滿足以人為本的消費需求

國內需求有消費需求和投資需求,擴大內需關鍵是要擴大以人為本的消費需求。我國的實踐證明,計劃經濟是短缺經濟,是供不應求的經濟、政府配置資源、企業進行生產、農民進行種養,都是為了滿足居民生活需要,可謂以人為本的消費需求。雖然,消費需求目標、目的是以人為本的,但是沒有實現目標、目的的體制動力,就是計劃經濟條件下不可能生產、提供足夠、足質的產品和服務來滿足人們的消費需求。所以在滿足以人為本消費需求中,計劃經濟是一種心有余而力不足的經濟體制。我國經過30年的改革開放,通過建立和完善社會主義市場經濟體制,推動了經濟快速發展,產品和服務逐步豐富,從供不應求的短缺經濟轉變為供過于求的過剩經濟。我國在當今供過于求的過剩經濟條件下,總是擴大消費、增加需求,來消化生產過剩、實現供需平衡、促進經濟發展。這樣就變成了消費是為了生產,消費的目的是生產,我生產什么你就得消費什么,我生產多少你就得消費多少。現在生產多了,消費少了,就要求擴大消費。我國在建立、完善社會主義市場經濟體制中,解決了計劃經濟無力滿足以人為本的消費需求,但同時沖淡、模糊了滿足以人為本消費需求的目標,強化、彰顯實現以物為本消費需求的目標。

消費是人類生產的目的。在社會再生產中,生產必須圍繞消費需求來進行,消費對生產起引導作用。生產與消費相互依存、相互制約、相輔相成。生產決定消費,消費也反作用于生產;生產只是手段,消費才是目的。消費的數量、規模、檔次、速度,決定生產的數量、規模、檔次、速度;消費能否順暢實現,決定生產的循環能否順利完成。可以說,產品能否被消費者接受、接受數量大小,決定著生產者的興衰。所以說,宏觀調控者政府、生產投資者企業、生活消費者居民三者在擴大國內消費需求上,目的要協調一致,要以擴大以人為本的消費需求為中心目標,才能獲得三贏的效果。

3舉措:培育以人為本的消費需求

要擴大以人為本的消費需求,必須培育以人為本的消費需求。消費本是一個穩定遞進甚至長期處于穩態的經濟行為。消費水平主要受收入水平、生產供給、消費環境的影響和制約。消費與投資相比,其變動率尤其是擴大性的變動理應更小,指望消費水平一夜之間“大幅擴大”,要么根本不可能,要么就是拔苗助長。只能通過循序漸進地提高收入水平、調整生產供給、改善消費環境、完善社會保障來培育以人為本的消費需求

3.1從收入方面培育:消費與收入之間關系十分緊密。凱恩斯的絕對收入假說認為,當前消費主要依賴于當前收入。高收入高消費,中收入中消費、低收入低消費、沒有收入不消費。這說明,收入增長是拉動消費的基礎,是決定我國居民消費能力的根本因素。

3.2從供給方面培育:優化城鄉居民消費支出的內部結構、大力提升服務性消費水平是實現消費可持續增長的必然要求。生產企業既要適應消費需求的變化,積極調整供給結構,提高供給能力,以適銷對路的產品和服務滿足城鄉居民多層次、多方面的需求;又要合理引導消費結構的升級,積極拓展和培育消費熱點,把潛在的消費需求變為現實的消費能力,不斷增強其對經濟增長的拉動作用,不斷提高居民物質生活和文化生活質量。

3.3從環境方面培育:目前,我國的消費環境雖然有了一些改善,但是消費環境問題是產業政策、消費體制和消費政策的集中表現,是長期積累的結果,問題的解決不可能一蹴而就,現在的改善只是初步的,消費環境仍然是居民消費結構升級的瓶頸。政府擴大居民需求政策目標與消費政策仍然不配套,城市建設和相關消費政策相對滯后,與居民消費升級要求不相適應,造成政策不銜接的斷層現象。

3.4從保障方面培育:國內消費市場低彌的原因不是居民沒有消費的需求和愿望,主要是由于相應的社會保障體制還不夠完善。長期以來,我國實行的是一種“低工資、高福利”的分配制度,社會福利由政府統籌統包,使居民在工資水平較低的情況下,能夠感受到社會福利方面收入帶來的安全感,城鎮居民的邊際消費傾向反而較高。20世紀90年代以來,特別是最近幾年,我國對舊的社會保障制度進行了較大幅度改革,老百姓過多的承擔了這個社會改革的成本。過度市場化的住房、養老、醫療、教育等負擔讓老百姓不得不進行積蓄。在傳統的福利體制被打破,新的社會保障制度還有待完善的情況下,社會保障制度大大限制了居民消費需求擴大。要改變這種局面就必須應盡快完善社會保障制度,在擴大社會保險覆蓋范圍、完善居民基本養老保險制度、推進醫療保險制度改革、健全失業保險、完善城市居民最低生活保障等方面還需加大投入,加強引導,使廣大消費者形成更加樂觀的未來預期,增強其消費意向;使居民從不斷完善的社會保障制度中找回消費信心,敢于消費,滿足其必要的基本生活需求和獲得相應的社會服務。

3舉措:培育以人為本的消費需求

要擴大以人為本的消費需求,必須培育以人為本的消費需求。消費本是一個穩定遞進甚至長期處于穩態的經濟行為。消費水平主要受收入水平、生產供給、消費環境的影響和制約。消費與投資相比,其變動率尤其是擴大性的變動理應更小,指望消費水平一夜之間“大幅擴大”,要么根本不可能,要么就是拔苗助長。只能通過循序漸進地提高收入水平、調整生產供給、改善消費環境、完善社會保障來培育以人為本的消費需求

3.1從收入方面培育:消費與收入之間關系十分緊密。凱恩斯的絕對收入假說認為,當前消費主要依賴于當前收入。高收入高消費,中收入中消費、低收入低消費、沒有收入不消費。這說明,收入增長是拉動消費的基礎,是決定我國居民消費能力的根本因素。

3.2從供給方面培育:優化城鄉居民消費支出的內部結構、大力提升服務性消費水平是實現消費可持續增長的必然要求。生產企業既要適應消費需求的變化,積極調整供給結構,提高供給能力,以適銷對路的產品和服務滿足城鄉居民多層次、多方面的需求;又要合理引導消費結構的升級,積極拓展和培育消費熱點,把潛在的消費需求變為現實的消費能力,不斷增強其對經濟增長的拉動作用,不斷提高居民物質生活和文化生活質量。

篇7

[論文摘要]近年來，經濟的發展使人們的消費需求得到不斷滿足，但是投資與消費關系不協調的問題也更加突出，消費需求不足的狀況亟待改善。本文在分析影響消費需求財政因素的基礎上，提出了具體的政策建議。

近年來，我國經濟以兩位數增長速度在發展，僅2007年GDP達到24.66萬億元，比2002年增長65.5%，從世界第六位上升到第四位[1]。經濟的發展使人們消費需求得到不斷滿足，但是投資與消費關系不協調的問題也更加突出。2007年全社會固定資產投資為137239億元，占GDP比重55.6%，高于2006年的52.5%。可見，近兩年我國經濟過度依賴投資，消費需求不足的狀況亟待改善。

一、影響消費需求的財政因素

（一）收入分配政策

目前中國貧富差距有擴大趨勢，最高與最低收入者收入差距達到18倍左右，我國20%的高收入家庭擁有80%儲蓄存款。城鄉收入也從1978年的2.58：1提高到2007年的3.32：1，如果再加上醫療、教育、失業等保障等非貨幣因素，城鄉居民收入差距可能達到六七倍。如果用基尼系數衡量城鄉居民收入分配差距，根據一般市場經濟國家提供的標準：基尼系數在0.4以上為差距過大，而我國2007年基尼系數為0.48。收入差距與居民總體的平均消費傾向是負相關關系，中等收入群體的收入在居民總收入中的比重越高，居民總體的平均消費傾向就越高[2]。

（二）稅收政策

在不考慮進出口條件下，社會總需求由居民消費需求、廠商投資需求與政府購買支出三部分組成，其中消費需求是國民收入和稅收的函數，投資需求是真實利率的函數。假設廠商投資需求與政府購買支出不變，只改變稅收，在居民消費需求是稅收減函數的情況下，減少稅收可以使居民消費需求擴大。

不同的稅種的影響方式與程度不盡相同：個人所得稅。增減個人所得稅，是調節居民收入水平、從而調節居民消費和儲蓄行為最直接的手段。提高個人所得稅，減少個人的可支配收入，削減居民消費支出，具有抑制消費需求的效應；企業所得稅。企業所得稅增加，通過減少股利所得而具有抑制居民消費支出的作用。在公司所得稅可以轉嫁的情況下，產品價格上升，導致實際收入下降，因而具有抑制消費需求的作用；消費稅。消費稅增加，使產品的含稅價格上升，導致消費者實際可支配收入減少，造成居民消費支出減少。消費稅增加對低收入階層的課稅負擔加重，由于低收入階層的消費傾向一般較高，故消費稅的增加將會降低消費者需求總量。

（三）社會保障政策

從上世紀90年代開始，我國打破了傳統的“廣就業、低工資、高福利”以及由政府和企業“統包”的社會保障制度，改革的戰略從補貼和福利轉向市場，公費醫療、義務教育、全面就業等都面臨著解體的危脅。這既降低了居民對未來收入的預期，又直接要求規避風險內生化，人們必須調整收支結構及消費與儲蓄的比例，可能推遲消費而增加儲蓄。社會保障收入的再分配有利于提高邊際消費傾向和擴大消費需求，而且其再分配的效果是明顯的，如1982年英國收入最高的20%的家庭與收入最低的20%的家庭稅前收入比為120:1，經過社會保障等的再分配后，最終收入比變為4:1，收入差距縮小幅度相當大。

二、刺激消費需求的政策建議

（一）調整收入分配政策，努力增加居民，尤其提高中低收入群體的收入，增強居民的消費能力

提高城鎮居民的收入水平。一方面，要加強對城鎮困難群體和低收入者的補助，完善城鎮“低保”制度，全面落實最低工資制度，根據物價上漲情況，適時調整和提高“低保”與“最低工資”的補助標準。另一方面，要加大對再就業工程的投入。我國低收入人口占城鎮居民20%以上，而下崗是低收入階層形成的最主要原因，下崗職工的安置和再就業培訓應成為各級政府工作的重中之重[3]。

農民增收的根本出路在于“非農化”。一方面，要延長農產品加工鏈條，實現生產產品的“非農化”；另一方面，要加快戶籍制度的改革步伐，鼓勵農村居民進城務工和定居，實現農村居民的“非農化”。要加大對農業基礎設施和水利設施的投入，實行對農民種糧和購買化肥的直補政策。要加強農村商品流通設施和商業網點、水電路以及通訊設施等建設，進一步改善農民的居住和消費環境，為農村居民擴大消費創造良好條件。

（二）強化稅收杠桿對居民收入分配的調控、平抑和監督作用

可以考慮在現有稅制的基礎上進一步提高個人所得稅扣除標準，擴大累進程度，實行綜合與分類相結合的征稅辦法，加大收入由高收入階層向中低收入階層轉移力度。2006年元月起我國個人所得稅費用扣除標準由800元提高到1600元，有專家估計，僅此一項政策可使居民當年消費的增長速度提高0.5個百分點[4]；調整和完善消費稅。適當調整征收范圍，將普通消費品逐步從稅目中剔除，將一些高檔消費品、資源消耗品、不利于環保的產品納入消費稅征稅范圍。同時，要優化稅率結構水平，根據經濟發展和消費結構的變化情況，對需要加大調節力度的適當提高稅率。通過開征物業稅、燃油稅，規范房地產、汽車交易環節等相關稅費征收政策，以減輕消費者購買汽車、住房等稅費負擔，抑制房地產投機等各項措施，將潛在的消費轉化為現實的消費行為，刺激居民消費需求[5]。總之，要加強稅收對收入分配的調節作用，保護合法收入，取締非法收入，調節過高收入，緩解社會貧富懸殊矛盾，體現社會公平。

（三）建立健全符合我國國情的社會保障制度

本著“低水平、廣覆蓋”的原則，建立統一的社會保障制度，其重點是要構建覆蓋城鄉貧困人口的全國統一的社會救助制度，將社會保障制度覆蓋到全體社會成員。

完善社會保障體系。首先，完善養老保險制度。對于城鎮企業職工基本養老保險制度，堅持社會統籌與個人賬戶相結合，逐步做實個人賬戶；對于農村養老保險制度，有條件的地方可以按照“個人繳費為主、集體補助為輔、政府給予政策”的原則，建立個人賬戶積累式的養老保險。其次，加大財政對科技、教育事業的支出比重。要適當加大中央和省級財政對義務教育和職業培訓支出比重，要完善義務教育的免費教育和非義務教育學生的資助制度，要建立中央對中西部地區基礎教育轉移支付力度。最后，穩步推進城鎮醫療衛生體制改革，將市場競爭機制引入醫療衛生系統，加強管理，提高醫療服務。在農村，進一步完善以大病統籌為主的新型農村合作醫療制度，對患病的農村困難群眾進行醫療救助。此外，建立重大公共傳染疾病的防治保障制度，也是完善醫療保障制度急需解決的問題。

參考文獻

[1]2008年政府工作報告

[2]黃久美，居民收入差距影響消費需求的實證研究，商業時代，2006年6期

篇8

[關鍵詞]山西省 農村 居民消費

一、引言

近年來，國家采取了積極的財政貨幣政策，擴大內需，啟動消費。但是，山西省農村消費市場的發展仍有待提高。截止2011年底農村人口1828.5萬人，占全省總人口的53%，但農村消費只占全省消費的30%。農民收入和生活消費支出仍不及城鎮居民的二分之一，農民提高生活消費水平的能力和行為受到了限制。這說明山西省農民消費需求明顯不足，市場升值空間大。因此，大力開拓農村消費市場，擴大農村居民合理消費需求成為統籌城鄉發展，發展山西省經濟、實現中部崛起亟待解決的問題。

二、山西省農村居民消費現狀研究

1.山西省農村居民消費水平變化研究

根據表1，可以看出1978年～1990年間，山西農村居民和城鎮居民的收入差距逐漸增大，消費差距也逐漸增大。1990年～2010年間，收入差距逐步縮小，而從2000年開始消費差距則反而呈擴大的趨勢。可見，從2000年至今經濟高速增長,但山西農村居民并沒有享受到和城市居民一樣的待遇，生活質量一直落后于城鎮居民，而且有愈演愈烈的趨勢。由于山西省農村人口比重較大，農村居民滯后的消費水平以及與城鎮居民消費水平越來越大的差距，進一步導致了居民總體消費支出水平低下。

2.山西省農村居民消費結構變動狀況分析

表2顯示了 1978年～2010 年山西省農村居民的消費結構，由表可以看到，項消費支出中食品和衣著的比重是逐漸下降的，而居住、設備用品、醫療保健、交通和通訊和教育文化娛樂消費支出占總支出的比重呈現不斷增長的趨勢。

食品支出方面，1978 年山西省農村居民在食品方面的支出為61.02元，2010年上升到1372.49元，增加了21倍。隨著農民收入水平的不斷提高，農村居民用于食品方面的支出也在不斷增加，但消費比重不斷下降。這表明農村居民的消費水平在不斷提高，但是與城鎮居民相比，食品支出占總消費支出的比重仍然較高。山西省農村居民在衣著方面的支出也發生了很大的變化。農村居民對衣著的需求層次越來越高，并以購買為主，手工自制已越來越少。但衣著支出增加的幅度低于總消費支出的增長幅度，所以衣著支出在消費支出中的比重呈下降趨勢。居住支出方面，隨著農村居民收入水平的不斷提高，對住房的要求也更高，2010年農村居民在居住方面的人均支出是614.7元，是 1978年的69.53倍，1990 年到 1995年居民的居住支出占總支出的比重由 0.16下降到 0.08，2000年~2010 年又由 0.13上升到 0.17，說明這一階段農村居民在居住方面的消費需求有所增加。設備用品及服務支出方面，1978年~2010 年山西農村居民用于家庭設備用品和服務支出占總支出比重在波動變化，且其增長幅度小于整體消費支出的增長。在醫療保健、交通通訊和文教娛樂用品及服務支出方面，其比重都是不斷增加的，說明在隨著農村居民收入水平的提高，他們越來越重視身心健康、文化修養、教育和科技水平的質量。

三、開發山西省農村消費市場面臨的主要困難

1.山西省農村居民增收緩慢且收入不穩定

農民收入的主要來源是家庭經營收入，大部分農民依靠農產品的出售和勞務輸出增收，渠道比較單一。當農產品價格發生波動，或者外出務工機會減少時，農民增收便會受到極大影響。據統計，2001年～2005 年山西農民人均純收入平均增長率為 8.69%，而 2006年～2010 年則降為8.23% ，呈逐年下降的趨勢。這表明農民收入水平不高且增長緩慢，購買力不足。而且農民的增收預期不穩定，也是影響農民即期消費的一個重要因素。農產品價格不斷波動，農產品生產資料價格持續上揚，而且外出務工競爭激烈，農民對未來收入預期下降。同時，隨著農民對子女教育費用和醫療費用的支出預期不斷增長，加之農民對防災、防病、防老意識的增強，使他們對消費持相當謹慎的態度，更進一步強化了農民的儲蓄意識。預期收入的下降與預期支出的增長，勢必影響農民的即期消費，使農村購買力難以得到進一步提高。

2.消費環境差，市場體系建設滯后

消費環境差是制約農村居民消費的重要因素。不僅影響農村居民的消費意愿，還會影響農村居民擴大購買力。例如，一些偏遠地區，交通不便利，生產的農產品賣不出去。農村通信設施建設落后，電價高且電壓不穩，這些情況導致農民對一些耐用消費品買得起用不起，在某種程度上限制了農民消費尤其是對家電、農用機械、信息商品的追求。另外農村消費信貸環境欠佳。由于農產品市場不景氣，農民生產經營貸不到款，只好把大量的現金用于生產和擴大投資，造成消費現金緊缺，抑制了消費。此外，農村市場體系建設嚴重滯后。例如，農民缺乏交換的場所，“以路代市”現象十分普遍。

3.消費觀念落后，市場難以啟動

農村居民受傳統消費觀念影響較深，養成了勤儉節約的消費心理，形成了輕消費、重積累的消費模式。平時的消費都是省吃儉用，購物時一般只買必需品，對非必需品很少買，主張“勤儉節約”。農村居民一旦有收入有了節余，往往首先會把它存起來，等到以后辦大事用，比如婚嫁、子女上學、建房等。偏重遠期消費，輕視近期消費，長此以往就造成了個人消費支出的不合理配置和消費結構的畸形發展。

4.農村市場管理不到位，市場信息閉塞

目前，山西農村市場上的經營企業小而散、經營品種雷同、商品檔次低、業態單一，滿足不了不同的農村消費群的需要。同時由于農村市場地域廣，分散嚴重，政府有關部門無法實行有效的監管，廣闊的農村市場成了假冒偽劣產品的主要市場。另外，市場信息渠道不靈也影響到農村居民的消費。不少地區農民反映，由于不太了解市場信息常常不知道買什么好，怎么買，如何用。條件好的農村也只有依靠電視了解一些市場信息，有了錢也不知道怎么消費。

四、開拓山西省農村市場的對策和建議

1.拓寬農民增收渠道，確保農民收入穩定增長

擴大農民的消費需求是開拓農村市場的著眼點。而要促進農村消費需求的增長，使潛在的需求轉化為現實的需求，關鍵又在于提高農民收入。只有農民收入增加了，才能提高農民的購買力。因此，要采取各種措施增加農民收入。第一，切實落實國家的各項惠農政策，加強在投資、信貸、稅收、價格等方面給予政策上的重點扶持，努力提高農民收入。第二，大力發展鄉鎮企業，為農民提供就業機會，增加農民收入來源渠道。第三，大力開展多元化經營。多元化經營通過開辟更多的就業途徑和財源，達到合理利用農村剩余勞動力，增加農民收入的目的。因此，山西省地方政府應積極支持農村居民自主經營，走多業經營的路子，合理地配置人力資源，通過多種經營手段，增加農民的非農產業收入的來源。

2.加大財政投入，完善農村消費市場的硬件設施建設

作為開拓農村市場中不可缺少的一個重要環節，基礎設施的建設與消費環境等硬件設施的改善至關重要。而基礎設施的建設和消費環境硬件條件的改善離不開政府的財政投資。因此，政府應加大對農村交通、通訊等基礎設施的建設力度，使更多的農村地區通水、通路、通話，從而推動農村消費市場的發展。此外，還應加強農村綜合服務中介組織的建設，通過建立良好的服務體系來解決農民賣難、買難、用難、維修難的問題，從根本上解除農民的后顧之憂，增強農民消費的意愿。

3.引導農民消費觀念，鼓勵合理消費

農民收入的增長，可以促進農民消費水平和生活質量的提高。但是，農民的消費行為還會受傳統消費觀念的影響。因此，要加強對農民消費觀念的引導，幫助農民建立合理的消費理念，逐漸丟棄抵制消費和盲目消費的畸形消費理念。引導農民追求與自身的實際收入水平相匹配的消費需求，增加發展性、智力性消費，摒棄那些低層次、低質量甚至愚昧落后的消費方式。此外，還應讓農民學會自我保護，使其免受“坑農、騙農、害農” 等不法之徒的傷害。因此應運用多種形式加強法制宣傳教育，幫助農民了解消費者的權利和義務，掌握法律武器，提高自我保護的意識和能力。

4.加強法制建設，規范農村市場交易秩序，保護農村消費者利益

為使農民免受假、冒、偽、劣商品的傷害，還要運用經濟、法律和行政等多種手段，加大對損害農民消費權益行為的打擊力度，規范市場經濟秩序，為農村市場創造一個良好的運行機制和環境。對于農業生產資料市場，更要加大監管力度，保護農民的合法利益。通過對農村市場軟環境的建設，真正降低農村市場的交易費用，保護農村消費者利益。

參考文獻：

[1]山西省統計局.1979-2011山西統計年鑒[M].北京：中國統計出版社,1979-2011

[2]劉敏,方亞峰,馮旭芳.山西省農村居民消費狀況分析.安徽農業科學,2010(38)：19101-19102

篇9

論文摘要：文章運用調查法，對四川省樂山市城市居民體育消費水平進行了詳細的調查、分析，旨在為我國中小城市居民體育消費研究提供范例和參考；并為促進為樂山市城市居民體育消費水平提供一些建議，引導居民體育消費，促進體育產業發展。

目前，隨著我國社會生產力的發展，人民生活水平的不斷提高，閑暇時間的增長，體育意識的增強以及全民健身活動的推廣，體育消費已經成為現代人生活消費的重要組成部分。體育消費作為滿足體育需要而使用體育物品和體育勞務的一種經濟行為，它不僅是指人們買票去觀看各種體育比賽或體育表演，而且也包括人們為了取得身心的健康、陶冶情操、提高生活質量，促進人們身心健康的全面發展而花錢去從事各種各樣的與體育有關的個人消費行為。樂山市作為我國西南地區的一個重要中心城市，在中小城市中，有一定的代表性。本文研究采用問卷調查的方法，對四川省樂山市城市居民進行抽樣調查，隨機選取本市的大中小學各一所及部分機關、廠礦企事業單位的部分工作人員發放問卷。樣本標本總數1000份，收回882份，有效問卷814份。排除作廢問卷后，有效卷回收率81．4％。在問卷調查的基礎上，又注意比較了樂山市統計局的相關數據以反映實際情況。

1體育消費的排位

在被調查者所填寫的一道有關您的家庭主要的消費支出的選擇中(表1)，我們不難發現樂山市城市居民各類消費中列前三位的消費支出分別是購房、子女教育費和醫療保健的支出，體育消費排在第六位，僅僅有不足兩成的受訪者認為體育消費是其自身消費的一個重要的方面。

值此一提的是居民用于走親訪友的消費支出排在第四位，高出體育消費支出5．3個百分點。

在被調查者所填寫的一道有關您的個人主要的日常文化生活消費支出的多項選擇中(表2)，樂山市城市居民體育消費排在第三位，大約有35％左右的受訪者認為體育消費是其個人文化消費支出的主要方面。這進一步肯定了體育本身所具有的健身、娛樂、益智、育德、社會價值功能得到了1，3以上受訪者的贊成。此外，參加過體育活動的人群中有一半以上到過體育經營場所消費。這說明體育消費已經成為滿足人們享受和發展需要的重要內容之一已成為越來越多人的共識。

2體育消費的水平

體育消費水平是居民消費所達到的、并能維持的一種狀態，是以貨幣購買力表示的人均體育消費資料和勞務的數量，它直接反映了居民體育消費狀況。【lJ目前，樂山市城市居民用于體育消費方面的支出，還沒有確切的專項統計數據，但根據調查統計顯示，樂山市城市居民年均體育消費為94．5元，包括購買運動服、體育器材、體育圖書和觀看體育比賽等費用。其中，居民用于購買運動服裝等消費所占比例較大，約占體育消費總支出的74％左右，而用于購買體育器材的健康型投資消費則明顯減少，約占10％左右，主要是由于體育器材太過昂貴，相比之下人們更樂于體育實物性消費的支出。并且，在這類消費中男性高于女性，其中男性占74％。此外，居民用于觀賞體育比賽、表演的消費都不高，這主要是由于樂山市舉辦的體育比賽和體育表演相對較少。

調查表明，參加體育消費的城市居民人數為704人，占被調查總數的88％，沒有參加體育消費的居民人數為99人，占被調查總數的12．3％。根據樂山市統計局最新數據，樂山市城市職工月平均工資收入為1105元，將居民收入按收入水平高低分為三類．低收入戶，人均月收入低于600元沖等收入戶，人均月收入600—1500元；高收入戶，人均收入1500元以上。數據顯示：這部分被調查者中，低收入水平的居民參加體育消費的大約占7．9％；在中等收入居民中，參加體育消費的大約占37％；高收人居民中參加體育消費的大約占66％。與此同時，在對所有的被調查者的有關體育消費調查中，以城市居民年體育消費數額分為三種類型：第一類。消費在5O元以下的占了33．6％，其中低收入者占64％，中收入者占33％，高收入者僅占6％；第二類，消費在50～150元的占48．2％，其中低收入者占5％，中收入者占79％，高收入者占16％；第三類，僅有18．8％的被調查者的體育消費為150元以上，中收入者占37％，高收入者占63％。

經過對調查結果進行的理論分析表明(表3)，樂山市城市居民參與體育消費的主要群體集中在個人月收入在1400元以上較高收入的階層中，月收入在800左右的工薪階層群體居民體育消費還處于一個較低的水平，處于體育消費的起步階段。由此可見，收人水平的高低直接制約著居民體育消費水平，并與消費水平呈正向關系。并且，按照凱恩斯的消費函數理論翻，居民的收入支出與其收入之間存在著一種穩定的函數關系：收入增加消費支出也會增加，但消費的增量小于收入的提高，居民消費支出在收人中所占的比例(即平均消費傾向APC)遞減。

3體育消費結構

體育消費結構是指人們在體育消費過程中的多種消費資料和勞務的構成或比例關系，它是反映居民體育消費質量變化狀況以及內在構成合理化程度的重要標志。四按照體育消費的實質和內容來分，可以將體育消費分為體育實物性消費和體育勞務性消費。其中體育勞務性消費又可分為觀賞性體育消費和參與性體育消費。調查顯示，樂山市城市居民體育消費結構仍然不夠合理。

經過對調查結果進行的理論分析表明(表4)，樂山市城市居民體育消費結構呈現以下兩個主要特征：第一，體育勞務型消費遠遠低于體育實物性消費，體育實物性消費的比例整整是勞務型消費的三倍；在體育實物性消費中，又以購買體育服裝、運動鞋的消費支出最多；第二，在體育勞務性消費中，觀賞型消費支出比例偏低，僅為7％，這就暴露出樂山市競技體育職業化和競賽市場的發展相對滯后。而參與型消費支出比例相對較高，這從一個側面反映了樂山市城市居民用貨幣購買參加體育活動權力、享受相應服務的消費行為在不斷提高。

4體育消費的動機和目的

體育消費的動機是在消費需要的基礎上產生的、引發消費行為的直接動因和動力，它具有發動和終止消費行為，指導和選擇行動的方向，維持和強化消費行為的功能。但從制約樂山市城市居民體育消費的因素分析，由于居民的具體收入不同，可支配的時間有所差異，以及受到文化、心理、愛好和所處環境條件的不同，居民表現出需要的動機和消費內在的行為方式也不盡相同。同時它也是人們體育意識的清晰流露和更為明確具體的體現，它集中表現在人們參加體育活動所要達到的目的上，本文分別選擇幾個主要因素進行問卷調查，結果如表5所示。

我們由此發現，城市居民體育消費的目的主要以強身健體、追求運動中的快樂和調節的需要為主，尋求歸屬感、自我滿足及了解體育知識、掌握運動技能的需要為次要因素。而城市居民進行體育消費同時受到各方面社會因素的影響，激發不同職業居民進行體育消費的緣由何在?調查表明，在學校期間養成的體育興趣、愛好和習慣起著重要的作用(占34．5％)；其次是大眾傳播媒介的影響(其中電視、廣播體育新聞占26．6％，體育書籍占13．4％)；再次是周圍人群的影響(其中家人為11％，朋友為15．5％)。可見，體育消費已經走進了城市居民的日常生活、工作之中，和居民的工作、家庭、生活的方方面面都息息相關。可以預見，隨著工業化進程的不斷加速，城市化水平將越來越高，第三產業所占的比重將越來越大，體育消費拓展的空間和發展速度也會隨之不斷加大。

5結論與建議

(1)體育消費已經成為樂山市城市居民生活消費的一個組成部分，但體育消費的總體水平比較低。居民體育消費水平與經濟狀況是成正比的。一般來講，經濟收入較高的居民，各種體育消費支出相應較高，這主要反映在體育勞務型消費遠遠低于體育實物性消費，體育實物性消費的比例整整是勞務型消費的三倍。

(2)樂山市城市居民家庭的體育消費支出結構不太合理，體育消費類型以簡單的實物型為主，而且比較單一，但已經逐漸向較高層次的服務型消費發展。

(3)樂山市城市居民具有一定的體育消費意識，居民體育消費的目的主要以強身健體、追求運動中的快樂和調節的需要為主，尋求歸屬感、自我滿足及了解體育知識、掌握運動技能的需要為次要因素。

篇10

【關鍵詞】區域CPI；CPI影響因素；面板數據

1 緒論

眾所周知，我國各地區在自然資源察賦、經濟發展水平、居民收人和消費水平、產業結構和消費結構、市場發育程度等方面存在著明顯差異，而這些方面又是影響市場價格變化的重要因素，因此如何準確研究區域CPI波動差異及其影響因素，必須考慮到各地區的實際情況，從而更好地發揮價格配置地區間經濟資源的作用。基于以上情況，本論文就針對西部12個省份來進行CPI的影響因素分析，縮小了范圍，更具體、更具有針對性和全面性。

2 不同省份的面板數據實證分析

2.1 指標的選取

影響CPI的因素眾多，其影響特點、影響機制也不盡相同。在洋蔥模型中，將CPI的眾多影響因素按照對CPI影響程度的大小進行分層處理，如內層有利率、匯率、GDP等，中層有進出口總值、股票指數、PPI等，外層有可支配收入、人口數量、貧富差距等。本文根據實際情況選取了三個指標，分別為區域GDP、進出口總額和城鎮居民可支配收入。

2.2 確定面板數據模型類型

一般情況下，根據面板數據待估參數的不同特性，我們將其分為隨機效應模型還是很固定效應模型，判斷該模型屬于那一種用Hausman檢驗。通過計量專業軟件Eviews進行Hausman檢驗，我們可以得到模型的P值為1，所以可以認為該模型為固定效應模型。

除此之外，對面板模型進行估計時，我們還要判斷被解釋變量y的參數αi和βi是否對所有的截面都是一樣的，據此分為不變系數模型、變截距模型和變系數模型。在此過程中，我們主要檢驗如下兩個假設：

假設：H1：β1=β2=……=β1 H2：α1=α2=……=α12 β1=β2=……=β12

如果接受假設H2則可以認為樣本數據符合情形3，即模型為不變參數模型，無需進行進一步的檢驗。如果拒絕假設H2，則需檢驗假設H1。如果接受H1，則認為樣本數據符合情形2，即模型為變截距模型，反之拒絕H1，則認為樣本數據符合情形1，即模型為變參數模型。利用軟件可直接求得S1=357.3044，S2=509.5926，S3=520.2143，我們可以計算得F2=0.00014392F1=0.00017938。因為F2

CPI1=m+GDP1β11+IE1β21+INCOME1β31+u1+α1*

i=1，2，…，12 t=1，2，…，10

m反映模型中的個體影響的跨成員方程變化的截距項被分解成在各個體成員方程中都有相等的總體均值截距項（m）和跨成員方程變化的表示個體對總體均值偏離的個體截距項（α1*）。個體截距項α1*表示的是個體成員i對總體平均狀態的偏離，可以反映省之間的結構差異。

最后利用固定影響變截距模型的GLS法對模型進行估計，估計結果為：

從估計結果我們可以看出，對于本文中的西部地區12個省來說，其自發消費沒有大幅度的變化，且偏離平均自發消費的幅度均偏小，最大的是青海，最小的是重慶。

面板數據雖然減輕了數據的非平穩性，但是還有可能存在單位根，造成偽回歸，如本案例中居民可支配收入可能與GDP相關，所以，進行偽回歸的檢驗，檢驗結果為P值均為0，所以我們可以認定該模型為平穩序列，即這幾個變量之間存在長期穩定關系。

3 政策建議

3.1 促進實際GDP增長

從固定影響變截距模型的估計，我們可以看出，GDP對CPI呈現出很小的負相關關系，而論文采用當年價格計算的GDP的方法。因此，政府可以考慮制定相關的經濟政策保障實際GDP的增長，而抑制名義GDP的過快增長，不僅可以保障經濟持續有效的增長，而且對物價水平影響不大。

3.2 西部地區加強生產資料價格的管控

目前，西部地區物價與生產資料得價格密切相關，主要原因在于粗放式增長模式在“投資推動”的模式下容易造成物價的大幅波動。此模式下會對石油、煤炭和電力造成價格大幅波動，經過層層傳輸，最終導致物價全面上漲，使可支配收入得絕對值減少，進一步造成CPI的波動。

3.3 調整收人分配格局，增強城鄉居民收人預期和價格上漲承受能力

居民收人和消費水平是影響居民消費價格變化最直接的因素。有關部門應調整收人分配格局，提高勞動報酬在初次分配中的比重，同時提高最低工資標準，著力提高低收人群體的收人水平。繼續完善關系廣大人民群眾切身利益的現實問題，降低城鄉居民支出的不確定性，防止因價格上漲而導致的生活水平明顯下降。

參考文獻：