居民消費水平論文匯總十篇

序論：好文章的創作是一個不斷探索和完善的過程，我們為您推薦十篇居民消費水平論文范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質，帶來更深刻的閱讀感受。

篇（1）

體育產業發展綱要（1995年～2010年）中指出我國體育產業包括三大類別。第一為體育主體產業類，指發揮體育自身的經濟功能和價值的體育經營活動內容，如對體育競賽表演、訓練、健身、娛樂、咨詢、培訓等方面的經營；第二指為體育活動提供服務的體育相關產業類，如體育器械及體育用品的生產經營等；第三類指體育部門開展的旨在補助體育事業發展的其他各類產業活動。根據以上可以得知體育消費是指人們參與體育活動與觀賞運動競賽而對消費資料的使用與消耗。從狹義上講即是直接的體育消費是指參與體育活動與觀賞運動競賽過程中對體育服務產品及與體育消費直接有關的實物產品、精神產品的消費。廣義的體育消費指一切與體育活動有關系（聯系）的個人消費行為。比如在觀看體育比賽過程中購買飲料，去外地觀看體育比賽的交通費、食宿費等等。歸納為兩點就是實物消費和精神消費兩大類。

1.實物消費

我國居民的體育消費中主要以實物消費為主，主要有運動服裝鞋帽、健身器材設備、體育書刊雜志、食品飲料等。經調查表明以運動服裝鞋帽等體育實物消費資料的比重占體育消費支出的81.5％，而用于觀看比賽，參加娛樂活動的勞務性消費比重僅占體育消費支出的10％左右，體育書刊磁帶占7.1％；其他消費品占2.4％。運動服裝鞋帽等體育實物消費占到這么大的比重主要還是人們的消費心理沒有改變，因為大部分人的經濟水平決定了他們的消費結構還沒有脫離傳統，運動服裝鞋帽兼具運動和日常穿著，是生活中的必需品。人們在進行體育消費的同時首先想到的就是對生活的改變，所以這種比例分成也就正好表明了現在我國居民體育消費的結構層次。停留在外表上的消費，因為去買這種運動服裝鞋帽的人民未必會投入到真正的體育運動或鍛煉中，那后續的一些帶動消費就不存在。其次就是少數人購買小型的健身器材，為什么會選擇這些小型健身器材，是因為這些器材占用地方小，人們在家中就可以進行鍛煉，達到健身的目的，而省去了一些去場館的費用。當然后者會比前者在體育消費上面的力度大。但是這些都只是前段消費層次。

2.精神消費

體育消費中的精神消費支出主要是指：觀看體育比賽、表演、展覽，體育文化資訊等，2008年北京奧運會的勝利召開，足以體現人民觀賞體育賽事的熱情，因為以往我們對于體育運動盛會的認識大部分人還是健身，為國爭光的一種理念，但是通過這次的召開，人們發現了體育運動中給人們帶來的不光是健身，為國爭光，還有一種協作、高興、放松的心情。這類消費相對實物消費而言層次較高，在物質生活水平日益提高的情況下，人們會追求精神享受，這類消費的增長于是發展比較快，在廣州，人們用在觀看體育消費占整個體育消費支出的12.4%。隨著經濟的發展，運動水平的提高，觀賞型消費支出會增大。

上述外還有相關的延伸消費如體育彩票和體育勞務消費，體育彩票就不用論述了，體育勞務消費是指人們用貨幣購買各種與體育活動有關的體育勞務或服裝的體育消費資料的消費，也稱參與型體育消費，如為參加各種各樣的體育活動、健身訓練、體育健康醫療等所支付的各項費用，隨著我國工作制度的不斷改變，人們的閑暇時間相對增加，伴隨著生活節奏的加快，人們為了追求更佳的生活質量，必將更加積極地投入到體育運動的實踐中來，這類體育消費也具有很大的市場潛力。

二、影響體育消費的因素分析

滿足體育消費的體育產品泛指能夠滿足人們參與、觀賞各種競技運動、健身運動需要的一切有形、無形的東西?；ㄥX觀看體育賽事,是一種興趣的追求、情緒的宣泄、心理需要的滿足。事精神層面的消費。如果一個消費者的這種心理與情感需要的滿足程度越高,那他不斷地產生這種特殊購買行為的可能性便越大。同樣,當消費者花錢參與到體育鍛煉或者購買與體育相關的服裝及其器材時,他的這種購買行為讓他或她得到的是什么呢?得到的是情感上的愉悅及對身體健康的希望?？梢?體育產品的核心是它能滿足人們的某些需要。中國人口數量多,對體育產品具有消費欲望的潛在消費者在中國人口中占有相當大的比重,因為獲得“健康”、“活力”是人類永恒的追求,觀賞競技體育實現心理與情感的滿足則日益成為當代一部分人的生活方式。造成我國體育消費水平低下的原因是多方面的,歸納起來有:

1.收入水平直接影響著人們對體育消費的投入

根據恩格爾定律,一個家庭收入越少,其收入中用于購買食物的支出所占的比率越大。隨著民民收入的增加,在全部支出中用于食物支出所占的比重會下降,而用于文化娛樂(體育)消費方面的支出會逐漸上升。當較低層的需要初步得到滿足以后，人們就會追求較高層次的需求，那么，體育需求是處于享受需求和發展需求階段，它是滿足人們精神文化生活和增進健康、增強體質的需求，所以，經濟的發展和人們收入水平的提高對于擴大體育消費會起到積極的作用。2.體育場館開放程度及服務水平對體育消費的影響

我國體育場館和設施數量少，20世紀90年代初期，國家規定單位的體育場所要向社會開放，雖然這個規定給人們的健身提供了很多方便，但是，因為這些體育場所歸各單位管理，場館的管理維護、運轉等投入由各單位負擔，所以，為了場館能正常運營，場館的管理者就必須考慮到利益和效益，健身的價格又不能定得過高，會對人們的健身活動有影響，又不能解決場館的日常開銷問題，所以，有的場館出租場地經營非健身項目以達到收支平衡，實際上用于健身的場地縮小了?，F在我國在場館建設和管理方面也加大了投入力度，在大的城市和地區設立比較大的健身中心和文體娛樂中心，從而彌補一些體育場館不足的問題。那么，隨著體育產業的不斷發展，以及經營觀念和經營模式的轉變，體育消費市場存在著的問題會逐漸得到改善。

3.傳統消費觀念的根本改變及對體育功能的重新認識

長期以來，我國一直把體育當做社會主義的一項福利事業來認識，體育與文化、教育、衛生等都屬于上層建筑的范疇，受國家經濟發展水平所制約，體育的發展主要依靠國家財政撥款，而對于體育本身的經濟功能，即：體育的產業性質缺乏足夠的認識。這種體制帶來但就是們對體育的認識始終局限在鍛煉身體、培養意志、為國爭光的觀念中，而體育運動,以及賽事中的娛樂性沒有體現。隨著人們生活水平的提高，對精神生活追求的日益迫切，在體育消費過程所帶來的快樂、成功與協作的感受會對人們傳統的消費結構造成一定的沖擊。體育消費結構以實物消費資料為主逐漸轉向體育賽事及資訊等無形消費。

除了上述因素以外，影響我國居民體育消費的因素還有多方面的，其中有地區經濟發展的不平衡、是否有閑暇時間等影響體育消費，因此，在人們生活水平達到一定程度時，進行全民體育教育，加強全民健身意識是擴大體育消費的主要措施。隨著人們對健康和體育需求的提高，加上體育消費市場管理的不斷完善，體育消費市場必將擴大和發展起來。

三、總結

篇（2）

 

我國目前所呈現出的消費需求相對不足的總體態勢，根源在于長期存在的城鄉二元結構矛盾所造成的居民消費能力的制約，即在二元經濟結構下，我國農村居民的消費需求明顯低于城市居民的消費需求。按照經濟學的理論，在正常條件下，消費需求數量變化首要的受制因素是收入水平。我國居民總體消費水平之所以偏低，主要是由于二元經濟結構導致居民收入差距過大以及由此而帶來的整體收入水平低下造成的。

一、改革開放以來我國城鄉居民收入差距

改革開放以來，我國城鄉居民的收入水平都有了較大的提高，與此同時，城鄉居民之間的收入差距水平在不斷擴大（詳見圖1、圖2）。

資料來源：《中國統計年鑒（2010年）》。

圖1 全國城鄉居民收入差距狀況圖(1978—2009年)

資料來源：《中國統計年鑒（2010年）》。

圖2 全國城鄉居民收入差距比【1】圖(1978—2009年)

可見，改革開放初期我國城鄉居民的收入差距就已經存在。隨著時間的推移，城鄉收入曲線都在迅速上升，但城鎮居民收入曲線上升的速度明顯快于農村居民收入曲線上升的速度。城鄉居民之間的收入差距大致經歷了一個縮小-擴大-縮小-擴大的演變過程，呈現出階段性的態勢。

改革開放初期的1978年到1984年，城鄉差距逐步縮小。這時期，隨著的推行和農產品收購價格幾次調整提高，農業生產有了較快的恢復和發展，農民收入有了較快較大的增加，其增長速度高于城鎮居民收入增長速度經濟論文，城鄉差距在逐步縮小。1978年改革開放初期城鄉居民收入差距比高達2.57，即城鎮居民人均可支配收入是農村居民人均純收入的2.57倍。1978年以后，城鄉居民收入差距逐步縮小，到1983年，城鄉居民收入差距比為1.82，是1978-1984年期間最小的一年。

20世紀80年代中期以后，城鄉收入差距擴大。這時期，我國改革的重點開始從農村轉向城市，城市居民收入增長速度較快。而在農村，由于聯產承包制提高勞動生產率的能量釋放完畢，再加之因農業生產資料價格上升幅度大于農產品帶來的農業貿易條件惡化、農業比較利益下降等因素的影響，農民收入增長緩慢。導致城鎮居民收入增長速度很快越過農村居民收入增長速度，1985-1994年城鄉居民收入差距趨于擴大，到1994年達到最高點，城鄉居民收入差距比為2.86。

1995-1997年，城鄉收入差距短期內縮小。縮小的原因主要是因為城鎮中下崗職工增加，他們的收入減少所致。1985年城鄉居民收入差距比為2.86，到1997年縮小到2.47。1995-1997年期間，雖然城鄉居民收入差距有所縮小，但差距仍然偏大，且沒有形成一個長期穩定縮小的趨勢。

1998年至今，城鄉收入差距繼續擴大。1998年的自然災害和1999年城鎮職工的普遍加薪是城鄉居民收入差距呈繼續擴大趨勢的主要原因，且在這一時期由于教育、醫療、保障等各種福利方面的差距顯露出來，進一步拉大了城鄉間的收入差距。自1998年以來除了個別年份略有起伏外，城鄉居民收入差距的比例一路攀升，由1998年的2.51擴大到2001年的2.90，2007年更是上升到了3.33，為歷年之最，2009年仍保持在3.33。

二、二元經濟結構下城鄉居民的消費差異比較

城鄉收入差距的擴大，逐漸形成了不同的收入階層，也因此形成了城鄉兩種不同的消費階層和消費市場，從而造成城鄉居民在消費水平、消費結構、人均消費性支出等方面均存在著很大的差異。

1、城鄉居民消費水平比較

與城鄉居民的收入差距相似，改革開放以來，我國城鄉居民的消費水平差距也經過了縮小、擴大，短暫的縮小后進一步擴大的過程。圖3表明，1978年，城鄉消費水平比【2】是2.9，1983、1984、1985年縮小到2.2經濟論文，1995年擴大到3.8，短暫的縮小后，1999年以來，我國城鄉居民消費水平之比一直維持在3.6以上，2003年和2004年更是高達3.8。2009年，農村居民的消費水平為4021元，城鎮居民的消費水平為15025元，1個城鎮居民的消費水平相當于3.7個農民的消費水平。目前農村居民的消費水平相當于20世紀90年代初城市居民的水平，農村居民的消費水平比城市居民的消費水平大約落后15年左右。

資料來源：《中國統計年鑒（2010年）》。

圖3 全國城鄉居民消費水平差距比率圖(1978—2009年)

2、城鄉居民人均消費性支出比較

統計數據顯示，改革開放以來，無論是城鎮居民的人均消費性支出還是農村居民的人均消費性支出，都呈現出逐步增加的趨勢。1990年農村居民的人均消費性支出為585元，2008年增加到3661元，2008年比1990年農村居民的人均消費性支出增加了3076元；1990年城鎮居民的人均消費性支出為1279元，2008年增加到11243元，2008年比1990年城鎮居民的人均消費性支出增加了9964元。與此同時，我國城鄉居民之間的消費支出差距在擴大。1985年城鎮消費支出是農村消費支出的2.3倍，是改革開放以來的最低點。此后，城鄉之間的消費支出差距逐漸加大，到2008年城鄉之間的支出比高達3.6，即目前我國1個城鎮居民的消費支出相當于3.6個農民的消費支出。“三個農民抵一個市民”是當前農村低消費的真實寫照。

3、城鄉居民消費結構比較

城鄉居民的消費結構差異較大。首先，城鎮居民用于食品的支出比農村居民相對比例小，并隨收入增加呈下降趨勢，即恩格爾系數下降，表明城鎮居民的消費已從以食品類消費為主的生存性消費加速向質量型消費過渡。其次，衣著、家庭設備用品等的支出，在城市基本趨于飽和，但因為農村居民收入增長緩慢，而未形成新的消費熱點，當城鎮居民消費向空調、攝像機、家用電腦等新一代高檔耐用消費品轉移的時候，農村居民的消費仍停留在以生存為主的消費水準上。再次，城鎮居民用于交通通訊、文化、娛樂教育等的支出有增長趨勢，城鎮居民將來的消費熱點將是住房、汽車、現代化的通訊設備及教育，但城市新消費熱點產品在農村的消費量還相當少，農村居民耐用消費品的擁用量僅相當于城鎮居民20世紀90年代初期的水平(見表1)。

表1 20世紀90年代以來我國城鄉居民消費結構對比 單位：%

 

指標

1990年

1995年

2000年

2007年

2009年

農村

城鎮

農村

城鎮

農村

城鎮

農村

城鎮

農村

城鎮

食品

58.80

54.25

58.62

50.09

49.13

39.44

43.08

36.29

41.0

36.5

衣著

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

家庭設備用品及服務

5.29

10.14

5.23

7.44

4.52

7.49

4.63

6.02

5.1

6.4

醫療保健

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

娛樂服務

5.37

11.12

7.81

9.36

11.18

13.40

9.48

13.29

8.5

12.0

其他商品

及服務

0.74

0.94

1.76

3.25

3.14

3.44

2.30

篇（3）

中圖分類號：F124.7；F127.9 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）006-000-01

引言

跟據國家統計局海南調查總隊抽樣調查的資料顯示，2013年海南農村居民的人均純收入達到8343元，同比增加了935元，名義增長了12.6%，扣除價格因素的影響，實際增長了9.7%。近年來隨著農村經濟的發展以及城鎮化進程的推進，越來越多的農民進城務工或從事非農經營，農民非農產業收入占總收入的比重不斷提高，而農業收入占農民總收入的比重不斷降低，農民的收入結構已向更穩定的方向轉變。2013年海南農村居民人均生活消費支出為5467元，同比增加了731元，名義增長了15.4%，扣除掉價格因素，實際增長了9.3%。從消費類別看，享受型、發展型等非食品類支出增長快于食品類支出，農民生活質量繼續改善。

雖然海南農村居民收入有所提高，但是增長速度緩慢，農村消費環境改善緩慢，農村消費水平難有提高。我國農村的消費市場具有很大的潛力，因此一個很重要的問題是如何去挖掘農村的消費潛力。分析海南省農村居民消費水平的主要影響因素，對于提高海南省農村居民消費水平，促進海南省經濟的發展有重要意義。

一、建立模型

1.模型估計

分析1993-2013年海南省農村居民收入、農村家庭人均純收入、商品零售價格指數的時間序列數據。

由數據分析，建立模型：

Yt=β0+β1X1+β2X2+μt

β0為沒有任何因素影響下農村居民的消費水平；β1為農村居民家庭人均純收入對農村居民消費水平的影響；β2為商品零售價格指數對農村居民消費水平的影響；μt是隨機擾動項。

根據以上數據，估計結果以下：

Yt=1387.978+0.793391 X1C13.14005X2

（704.3340） （0.024215） （6.597850）

t=（1.970625） （32.76379） （-1.991566）

R2=0.984346 Adjusted R-squared=0.982607

F=565.9392 DW=0.698484

根據以上模型，R2=0.984346，Adjusted R-squared=0.982607，可決系數高，擬合度較好。說明了海南省農村居民家庭人均純收入與商品零售價格指數對農村居民消費水平的影響比較顯著。

參數β1=0.793391，β2=-13.14005，而且0

由H0：β1=β2=0，設顯著性水平α=0.05，通過F分布表可查出自由度為k-1=2， n-k=18的臨界值Fα（2，18）=19.4，由上表知F=565.9392> Fα（2，18）=19.4，所以應拒絕原假設H0：β1=β2=0，回歸方程顯著，農村居民家庭人均純收入和與商品零售價格指數連結起來對“農村居民消費水平”有顯著影響。

針對H0：βj=0（j=1，2），給定顯著性水平α=0.05，查t分布表的自由度為n-k=18的臨界值tα/2（n-k）=1.734.由上表知β1、β2所對應t統計量分別是32.76379、-1.991566，它的絕對值均大于tα/2（n-k）=1.734，可以分別拒絕各個H0，說明了在其他解釋變量不變下，解釋變量商品零售價格指數與農村居民家庭人均純收入分別對被解釋變量農村居民消費水平的影響都顯著。

2.計量經濟意義的檢驗

（1）多重共線性的檢驗

令Y分別對X1、X2做回歸

計算各解釋變量的相關系數，選擇X1、X2的數據，相關系數矩陣如圖：

Y和X1的組合是最優方程，雖然X2跟Y的擬合度不好，但是引入了X2后，R2=0.984346，大于Y和X1回歸后的R2=0.980897，對整體模型來說X2這個解釋變量具有改善作用，并且t檢驗也符合，因此解釋變量X2不能舍棄，模型可認為不存在多重共線性。

（2）異方差檢驗

對模型進行White檢驗

可得出nR2=8.606542，由White檢驗知，在顯著水平α=0.05下臨界值χ20.05（5）=11.0705，比較統計值與臨界值，nR2

（3）自相關檢驗

由上得DW=0.698484，若給定α=0.05，查表得DW檢驗臨界值dL=1.125、du=1.538，因為du

二、結論

通過模型說明了農村居民家庭人均收入對消費水平有很大的影響，因此提高消費水平的重要手段就是要增加農村居民的收入。商品零售價格指數對于消費水平來說也有一定的影響，但它受到通貨膨脹率以及經濟發展水平等因素的影響。

參考文獻：

[1]國家統計局.中國統計年鑒.

[2]王真.農村居民消費主要影響因素分析.學年論文.2011（5）.

[3]肖毅.石海峰.海南省農村居民消費需求影響因素分析.

[4]龐浩.《計量經濟學》.科學出版社..

篇（4）

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。

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篇（5）

一、引言

國民生產總值（GDP，Gross Domestic Product），作為國民經濟核算的核心指標，是指在一定時間內一個國家（或地區）所生產出的全部最終產品和勞務的市場價值。它由什么所影響呢？國內很多論文都對此做過相應研究，對象為中國國民生產總值，也有的為部分省的國民生產總值，但湖南省的情況存在空缺，尚未進行研究。本文就以湖南省為研究對象，探究其國民生產總值的影響因素，并進行計量分析，得出結論。

二、預處理

（一）變量選擇

選擇湖南省生產總值Y作為被解釋變量。其影響因素很多，本文不能全面地給予說明分析，參考相似論文選取的變量，再根據模型本身的需要、數據獲取難易等，本文選擇了五個指標作為模型的解釋變量：居民消費水平X1、固定資產投資X2、進出口總額X3、財政支出X4，稅收收入X5。其中，居民消費水映了居民總體經濟水平；固定資產投資的增長是GDP增長的主要保障；進出口總額和前兩項一起構成經濟發展的三駕馬車；財政支出在中國處于經濟建設時期的背景下對GDP有快速促進作用；而稅收的多少直接影響市場中的消費投資情況，因而也會對GDP有所作用。因此，上述解釋變量的選取符合經濟發展的實際情況。

（二）數據收集

最后是計量經濟檢驗中的異方差檢驗，通過Eviews進行異方差檢驗，得出P值均遠大于5%（取95%為置信區間），可見基本不存在異方差性，不需進行異方差修正。

四、結論

最終確立湖南省生產總值影響因素模型如下：

Y=199.4517+（0.755417）X1+（0.000109）X3+3.815589X4+（-4.486782）X5

可以看出，根據近30年的數據，對于湖南省GDP，固定資產基本不產生作用，這也與湖南的低房價和房產過剩情況相符；進出口總額的影響較弱，因湖南不是主要的進出口貿易城市；起較大影響作用的是居民消費水平和政府的財政支出，且財政支出的效果更為突出。具體量化可以估計，當居民消費增加l%，湖南GDP增加0.755417%；進出口總額增加l%，湖南GDP增加0.000109%；財政支出增加1%，湖南GDP增加3.815589%。比較特別的是稅收，影響同樣極大，但對湖南省GDP起負向作用，具體為稅收增加l%，湖南GDP約降低4.486782%。這可能是因為政府一旦提高稅收，居民將可能降低消費和投資，這將導致GDP的降低。

這也可給提高湖南省生產總值以一定啟示：要重視居民消費、財政支出的作用，調整房地產結構，同時控制向居民的征稅額度。

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篇（6）

中圖分類號：F323.8 文獻標識碼：A

1 消費支出增長加快

據江蘇省統計局網站2011年12月14日公布的數據顯示，江蘇農民消費支出2010年人均達6543元，比2001年翻了一番多，年均增幅10.8%。社會消費品零售總額也能說明農民消費水平的提高。2010年，江蘇社會消費品零售總額中鄉村地區實現1516.79億元，比2000年增長了85.2%，反映最近10a來鄉村地區的消費需求呈增長趨勢。

2 收入水平對消費的影響

收入是消費的基礎。自20世紀90年代末期至2003年，農民收入始終低速增長。1997年至2002年，農民人均純收入6年只增加549.5元，每年平均增長不到4%。盡管2003年以后，農村居民收入有所增加，但仍然十分有限，只有農民收入大幅增加，農村居民消費才能同步增長。

3 收入分配差距對農民消費的影響

目前，農村的收入和消費水平遠低于城市。江蘇省統計局2011年12月份公布的數據顯示，按收入5等份分組計算的高收入戶與低收入戶的差距由2000年的5.4：1變為2010年的6.7：1，絕對差距從2000年的6452元變為2010年的16983元，擴大了2.6倍。這個結果表明，農村居民中只有一部分人的消費可望得到擴大。

4 消費結構逐漸轉型

消費結構是反映居民生活消費水平、生活質量變化狀況以及內在過程合理化程度的重要指標。一般所指的消費結構就是衣食住行和文教、醫療等幾大類消費支出占生活消費支出的比例。目前，農民的教育消費太高，以高等教育為例，教育改革前，全國高校年人均學費僅為200元，1997年教育改革后，學費從1998年的1000余元攀升至目前的5000元左右。國家統計局的《2004年國民經濟和社會發展統計公報》表明，2004年全國農村居民人均純收入實際增長6.8%，但農村家庭的教育支出年增長率超過20%。教育費用的昂貴，是農民進行現期消費的“后顧之憂”。

5 農村社會保障機制不健全

預防性儲蓄理論認為，當消費者面臨收入的不確定性越大的時候，他更多的是依據當期收入來進行消費。而且，未來的風險越大，他越會進行更多的預防性儲蓄。當前，雖然農民收入有所增加，但出于謹慎動機，用于預防意外事件的貨幣量也隨之增加。例如，農村中“看病難”“養老難”仍是目前農民反映最強烈的問題。不久前，國務院發展研究中心組織專家實地調查顯示，52%的人頭痛感冒就自己買藥吃，有近20%的人是自我治療或者硬挺著等病好。農村社會保障機制不健全，使得農民有錢也不敢大膽增加現期消費。

6 農村消費環境較差

主要表現在：

6.1 鄉村道路建設問題突出

尤其是山區農村，農民有特產運不出，工業品也難以進入，形成一道較難逾越的鴻溝。

6.2 我國當前電視廣播

通訊設施雖然發展很快，但在農村尤其是廣大偏僻山區仍然是盲區，限制了廣播電視及手機等產品的消費。

6.3 因缺乏對消費品質量的有效監督

大量劣質產品擁入農村市場，農民深受其害，消費積極性嚴重受挫。

7 消費水平總體偏低

從總趨勢上看，江蘇農村居民消費支出不斷增長，但農民消費水平總體仍然偏低。2001～2010年江蘇地區生產總值使用額中，居民消費從3027.67億元增加到10942.82億元，年均實際遞增12.4%。其中：農村居民消費從1373.31億元增加到2676.41億元，年均僅遞增5%；而城鎮居民消費從1654.36億元增加到8266.41億元，年均遞增16.7%。由此可見，在江蘇近10a的經濟發展中，來自農民消費的貢獻非常小。

8 消費心理因素對農民消費的影響

現實生活中，農民的消費行為還受到傳統消費習慣和消費觀念的影響，如平時省吃儉用，到節假日過度消費，重視人情消費、非科學消費，消費方式講究從眾與求同，造成實際改善生活的支出受到擠占，使得農民消費增長乏力。

9 財政與金融市場的支持力度對農民消費需求的影響

近幾年，國家財政、金融在支持農村消費上做了很多工作，但相對于對城市消費的支持，還是很小的。就金融信貸來說，一來因農民金融信貸觀念相對落后，在生產生活消費時，如自有資金不足，大多數選擇向親戚朋友等個人借款，甚至向不法高利貸者借貸。其次是銀行等金融機構不太愿意向回報率較低、風險相對較大的農村或農民貸款。另外，宏觀經濟環境、就業機會等因素同樣會對農村消費產生作用，或將成為制約消費需求的阻力。

篇（7）

一、我國消費需求的現狀

（一）消費需求受到投資需求的嚴重擠壓

投資需求與消費需求作為國內需求的兩大支柱，一定程度上存在此消彼長的關系。一筆資金用于投資的同時卻不能用于消費。盡管投資可使建筑業建材、工程機械等行業工資增長在一定程度上緩解投資對消費的擠壓程度，但這不會使二者此消彼長的局面發生根本性的改變。我國自上世紀80年代以來這種情況愈演愈烈。

表1GDP、消費及投資的增長狀況（單位：億元）

年份

1995年

1996年

1997年

1998年

1999年

GDP

60794

71177

78973

84402

89677

消費

28369

33955

36921

39229

41920

投資

25470

28784

29968

31314

32951

年份

2000年

2001年

2002年

2003年

2004年

GDP

99215

109655

120333

135823

159878

消費

45854

49213

52571

56834

63833

投資

34842

39769

45565

55963

69168

年份

2005年

2006年

2007年

2008年

2009年

GDP

183217

211923

257306

300670

335353

消費

71217

80476

93602

108392

125343

投資

80646

94402

篇（8）

一、引言

改革開放以來，我國經濟取得了巨大的跨越式發展，居民消費水平得到了極大的提高。統計數據顯示，我國居民消費額由1990年的833億元增加到2012年的14098.21億元;城市恩格爾系數由0.54降低到2012年的0.36，農村恩格爾系數由1990年的0.55降低到2012年的0.39。這說明我國經濟發展取得了巨大的進步，居民消費水平得到了顯著提高。

關于居民消費，國內外學者做了很多研究。按區域劃分，有全國性的，也有區域性的;按內容劃分，主要研究消費的影響因素，消費結構的變化及演變趨勢等等。本文建立居民消費額與國民生產總值、固定資產投資與財政收入之間的多元線性回歸模型，通過多元回歸分析探討國民生產總值、固定資產投資與財政收入與居民消費的關系。

二、數據來源與處理

本文選取我國1990～2012年居民消費額、國民生產總值、固定資產投資與財政收入的數據，數據來源于《中國統計年鑒》。搜集數據之后，先對數據進行歸納整理，接著對數據進行取自然對數處理。本文中，居民消費額、國民生產總值、固定資產投資和財政收入分別用C、G、K和I來表示。最終數據處理結果如表1所示：

三、模型構建與求解

（一）構建多元線性回歸模型

本文構建多元線性回歸分析模型，以居民消費額（C）為因變量，國民生產總值（G）、固定資產投資（K）和財政收入（I）為自變量，構建的模型如下：

ln（C）=α?ln（G）+β?ln（K）+γ?ln（I）+ln（μ）

對模型進行變形可得：

C=Gα?Kβ?Iγ?μ

其中，α，β，γ分別表示國民生產總值、固定資產投資和財政收入對居民消費額的彈性系數。

（二）模型參數估計

將處理好的數據輸入到eviews軟件中，運用多元線性回歸方法對數據進行多元線性回歸分析。Eviews分析結果如圖1所示：

通過圖1各變量的散點圖可以看出ln（C）與ln（G）、ln（K）與ln（I）之間具有很明顯的線性相關關系，這說明原模型的選取是可靠的。

1. 模型參數估計

運用eviews軟件對多元線性回歸模型進行回歸分析，可以很直觀地得出結果。本文運用eviews軟件進行參數估計，結果顯示見表2：

由表2得出，本文的模型參數方程為：ln（C）=1.27ln（G）-0.22ln（K）-0.12ln（I）-2.89。同時，擬合優度為0.999，調整后的擬合優度為0.998，這表明方程擬合效果非常好。

2. 模型估計評價

由上述結果可得，模型估計的方程為ln（C）=1.27ln（G）-0.22ln（K）-0.12ln（I）

-2.89，在這個模型中，α=1.27，β=-0.22，γ=-0.12，這表明國民生產總值與居民消費是正相關，固定資產投資和財政收入與居民消費是負相關關系，這個符合預期。同時α，β，γ表示的是彈性系數，不考慮數據的正負，可以看出國民生產總值對居民消費的影響最大，其次是固定資產投資對居民消費的影響，最低的是財政收入的影響。

3. 對變量進行t檢驗

由于本文要對三個變量進行檢驗，故應該設立三個假設：

①H0：α=0 H1：α≠0

②H0：β=0 H1：β≠0

③H0：γ=0 H1：γ≠0

由eviews結果可知，ln（G）、ln（K）和ln（I）的t統計量分別為15.17、-3.35和-2.63。查表可得在5%的顯著性水平下，t0.05（23）=2.069，由于三個變量的t統計量均大于2.069，即表明在很小的顯著性水平下拒絕原假設，這意味著三個變量都是顯著的。

4. 對變量進行聯合檢驗

依據上述結論，三個變量都是統計顯著，但是這并不意味著多個變量聯合顯著。本文接著檢驗三個變量的聯合顯著性。假設：

H0：α=β=γ=0

H1：α≠β≠γ=0

三個變量的檢驗結果要服從F分布，臨界值為F（2，19）=3.52。

本文運用eviews軟件進行F統計量的分析，分析結果如表3所示：

由表3的分析結果可知，三個變量的F統計量為86.29，這遠遠大于F（2，19）=3.52，表明拒絕原假設，也即三個變量是聯合顯著的。

四、結論

本文運用多元線性回歸模型，將居民消費額作為因變量，國民生產總值、固定資產投資和財政收入作為自變量，并對各個變量進行t檢驗，同時將三個變量聯合起來進行聯合檢驗。通過計量分析，可以得到以下結論國民生產總值對居民消費是正向影響，固定資產投資和財政收入對居民消費是負向影響。結果顯示，國民生產總值越多，居民消費額越高;反之，固定資產投資和財政收入越多，居民消費額越少，這符合人們的預期。當固定資產投資增多時，人們用于消費的收入減少，消費減少;當財政收入增加時，意味著從居民手中“拿”的越多，居民用于消費的越少。

國民生產總值對居民消費的影響最大，財政收入對居民消費的影響最小。分析結果表明，國民生產總值對居民消費影響彈性系數最大，這表明一單位國民生產總值的變化會影響比較大的居民消費;財政收入由于對居民消費的彈性系數較小，一單位的財政收入變動對居民消費的變動不是很大。

各個變量不僅單獨顯著，還聯合顯著。通過對各個變量進行t檢驗，檢驗結果表明各個變量都是顯著影響的;不僅如此，本文通過構建聯合檢驗，檢驗結果表明三個變量聯合顯著，表明這三個變量都是影響居民消費的要素。

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篇（9）

1.引言

改革開放以來，我國經濟取得了巨大的發展，人民生活水平得到很大的提高。然而，我國過去三十年的經濟發展主要依賴于出口與投資拉動，消費不足成了制約著國民經濟持續發展的首要問題。為此，國家提出了“擴內需、保增長”的宏觀經濟政策，以促進國家經濟持續發展。由于浙江省城鎮居民消費是居民消費的主要力量，分析研究城鎮居民消費水平及其影響因素，對于浙江省制定恰當的消費政策，提高居民消費水平以及刺激經濟增長具有重要的現實意義。

2.研究意義

消費是人類社會經濟生活中的重要行為和過程，任何社會都離不開消費。在我國，隨著社會主義市場經濟體制的確立，消費在全民經濟生活中的作用更顯重要?？梢哉f，消費活動是經濟活動的終點，一切經濟活動的目的就是為了滿足人們不斷增長的消費需求；但另一方面，消費活動又是經濟活動的起點，是拉動經濟增長的動力。國家一系列決策和尚待解決的問題很大程度上是既源于消費，又回歸到消費。要使我國經濟長期增長，啟動消費需求，就要正確解決“潛在需求很大”與“有效需求不足”的矛盾。

消費水平的提高對經濟發展有很大的影響。社會再生產總是以生產為起點運行的，生產是消費的基礎，并為消費提供了對象，決定消費水平。但消費也能反作用于生產，首先它是生產的歸宿和目的，它使產品得以最終完成和實現，其次它把生產者的勞動能力再生產出來，為生產提供生產主體，三是它充當產品的價值、使用價值的鑒定者，四是它為再生產提供動力和投入的導向，從而促進再生產在規模結構和布局上的優化、合理化。在市場經濟條件下，消費水平的提高會促進消費增長和擴大，加快經濟運行，增加投資和進出口貿易，推動國民經濟的快速增長，國家對此也提出了擴內需、保增長的宏觀經濟政策。

本文利用浙江省1986年到2009年統計年鑒上的相關數據，對影響城鎮居民消費水平的因素進行了實證研究，首先找出可能影響消費水平的因素，然后采用多元線性回歸模型其進行分析和檢驗，最終得出結論，并根據分析結果提出幾點提高消費水平的建議。

3.理論假設、數據來源和分析方法

根據大量的消費理論文獻的借鑒和研究可知，影響居民消費水平的因素有很多，如居民人均可支配收入、對收入的預期、消費心理、消費偏好、消費慣性、消費者年齡性別及全社會人均固定資產投資、人均生產力水平、消費價格指數等等。由于消費心理等一些因素是不可度量的，因而本文排除這些不可測量的變量，從浙江省居民人均可支配收入、人均固定資產投資、人均生產力水平、消費價格指數等四個可度量的方面來考察其對浙江省城居民消費水平的影響狀況，其中本文以浙江省城鎮居民人均消費支出來代表人均消費水平。通過對大量相關文獻的參閱，本文選擇四個對消費水平可能存在顯著影響的因素，具體如下：

第一個因素，浙江省城鎮居民家庭人均可支配收入，指居民家庭在支付個人所得稅之后所得的實際收入。收入和消費的關系非常的緊密，城鎮居民的收入水平的高低決定消費水平的高低，是制約消費的基本因素，近年來隨著改革開放的深入，人民生活水平的提高，城鎮居民的收入普遍增加，所以居民消費水平也相應地提高。

第二個因素，全社會人均固定資產投資。它是反映固定資產投資規模、結構和發展速度的綜合性指標，用我省全社會固定資產投資額除去全省人口數就得出人均固定資產投資額。根據西方經濟學的基本理論可知投資具有乘數的效應，較小的投入可以引起大的資產流動。投資乘數的放大作用體現在對生產的拉動和引發居民消費上。因為固定資產投資增加必然使企業擴大生產規模，這樣社會各部門的勞動者收入也會隨之增加，從而消費增加。

第三個因素，消費價格指數指居民支付所購買生活消費品和獲得的服務項目的價格。CPI提高，則通貨膨脹率提高，居民實際消費水平下降。CPI提高，則居民可分配收入減少，恩格爾指數上升，生活水平下降。CPI提高，刺激居民減少儲蓄，增加消費，

第四個因素，全社會人均生產力水平。生產力水平提高，促進勞動生產率的提高，同時降低產品生產成本，因此這將導致產品的價格的下降，從而促進消費者進行消費支出。

變量選取及數據收集主要來自于《浙江統計年鑒》，本文共選取5個變量：浙江省城鎮居民人均生活消費支出（Y）；居民人均可支配收入（[x1t]）；人均固定資產投資（[x2t]）；消費價格指數（[x3t]）；人均生產力水平（[x4t]）。通過《浙江省統計年鑒》收集有關數據（1986-2009年），整理后得到所需數據。

本文將城鎮居民人均消費支出作為被解釋變量，城鎮居民家庭人均可支配收入、全省社會人均固定資產投資、全省社會人均生產力水平和消費價格指數等作為解釋變量，除了以上幾個主要因素做解釋變量外，其余的因素都歸到隨機項中。

4.分析結果

4.1　數據描述性統計

通過spss軟件，對變量進行描述性統計其結果如下：

從表1可以看出，人均生產力水平均值大于城鎮居民人均消費支出、人均可支配收入、人均固定資產投資與消費價格指數。同時，各變量的標準差較大，1986年至2009年隨著經濟的飛速發展，全社會人均生產力水平、人均消費支出，人均可支配收入，人均固定資產投資與消費價格指數都在穩定增長。

4.2　回歸分析結果

根據表2可以看出，R2=0.998，模型整體擬合較好，則模型系數不全為0。且城鎮居民人均可支配收入及消費價格指數系數在1%水平內顯著不為0，人均固定資產投資在5%水平內也顯著不為0。城鎮居民人均消費支出與城鎮居民人均可支配收入，人均固定資產，消費價格指數間存在正相關，即收入與固定資產投資及消費價格指數的增長將導致消費支出的增長。但人均生產力水平與城鎮居民人均消費支出存在負相關關系，這與經濟理論不符，且以人均生產力水平為被解釋變量，做對城鎮居民人均消費支出的回歸，可以看出，二者呈正相關關系，系數為0.357，在1%水平內顯著不為0，因此本次回歸中人均生產力水平的回歸系數不具有經濟意義。

4.3　多重共線性的檢驗與消除

從表2可以看出各系數的方差膨脹因子（　variance　inflation　factor，　VIF）均遠大于10，因此認為各變量間存在多重共線性，且對各變量間做pearson相關系數，得表3。

表3　變量相關系數矩陣（　N　=　24）

[＼&1＼&2＼&3＼&4＼&5＼&城鎮居民人均消費支出＼&1.000＼&＼&＼&＼&＼&城鎮居民人均可支配收入＼&.997＼&1.000＼&＼&＼&＼&人均固定資產投資＼&.976＼&.987＼&1.00＼&＼&＼&消費價格指數＼&.878＼&.848＼&.760＼&1.000＼&＼&人均生產力水平＼&.986＼&.995＼&.994＼&.800＼&1.000＼&]

從表3可以看出各變量間存在較嚴重的多重共線性，且城鎮居民人均可支配收入與城鎮居民人均消費支出相關系數最大，因此根據經濟理論與統計檢驗，收入是最重要的解釋變量，選出最優簡單回歸方程為[yt=f（x1t）]，

5.結論與建議

通過分析，本文得出城鎮居民的人均可支配收入和消費價格指數都是影響消費水平的因素，對其具有顯著的正相關作用。從實際情況來說，我國城鎮居民的相當一部分都是工薪階層，收入主要來源于工資，是消費的來源及基礎，只有滿足基本的生活需要以后才會去消費，而消費水平的提高其實很大程度上是受該部分消費的制約，因為剩余的可支配收入越多時，由其而帶動的引致消費就會越高，引致消費對消費水平的貢獻較大，所以消費水平也會相應得到提高。與此同時，消費價格指數間存在正相關，即收入及消費價格指數的增長將導致消費支出的增長。

為了使我省經濟快速持續發展，必須增加人們的消費。通過增加消費，拉動經濟增長，通過經濟增長帶動消費的增加。這樣才能使我區經濟不斷向前發展。因此，從上面分析可知，我們可以通過以下幾種方法來增加人們的消費。

第一，要著力增加居民收入。把增加城鎮中低收入居民作為重點和中長期目標加發確立；逐年提高收入分配在國民收入總分配中的比例，使居民收入保持一個合理的、較快的增長速度，使其與經濟發展速度相適應。綜合運用財政、稅收、貨幣等政策，努力增加就業機會，縮小收入差距，重視對有發展前景的勞動密集產業的大力扶持，增加就業人數，提高居民收入，從而提高居民的消費能力。

第二，建立健全的社會保障制度。要盡快建立覆蓋現更廣、更規范、更透明的社會保障制度，提高保障水平。當前，要采取經濟、行政、法律等措施，保證居民養老、醫療保險和失業救濟等款項足額到位，及時發放，盡最大努力減少對居民消費預期的負面影響。

第三，發展消費信貸。發展消費信貸是促進內需擴大的必然選擇。發展消費信貸，可以聯通生產與消費，疏導巨額儲蓄適當向消費領域分流，解決現實購買力與消費需求不匹配的矛盾，這里的信貸不僅包括耐用消費品及住房方面，還指居民對子女教育信貸的程度。只有這樣，才能減少居民對本期收入的嚴重依賴性。

第四，拓寬消費領域、發展消費熱點、開辟新的消費方式。隨著社會的發展與進步，涌現出大量的新的消費熱點，比如旅游、住房、汽車等。當然上述的消費品必然要有政府的一系列的配套改革，推進城市住房、用車信貸的制度。還要調整在短缺時期與消費一般水平內限制性消費措施，如高消費稅等，調整社會的消費水平偏離度。

第五，強化輿論引導。轉變人們的消費觀念，引導合理消費。傳統觀念制約著居民消費的傾向，間接導致消費結構的不合理，消費不足，倡導科學消費、文明消費、適度消費。可以從輿論引導和典型示范兩個方面入手。要堅持“適度超前消費”的輿論導向。媒體要加大宣傳力度，努力提高實際效果。在全社會廣泛開展消費者教育。消費者教育是指對廣大消費者所進行的有目的、有計劃、有組織地傳授有關消費知識和技能，提高消費者自身素質的一種社會活動。在全社會廣泛開展消費教育，不僅可以直接增長消費者的科學文化知識，而且可以培養消費者形成各種必要的消費技能。

參考文獻：

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篇（10）

體育消費水平 

論文摘要：運用文獻資料法、調查法、數理統計法、邏輯分析法等方法，以地域為研究視角，從性別、年齡、文化程度、消費總體水平等方面分析了長、株、潭經濟圈社區居民的體育消費水平。認為：女性與男性都喜歡參與體育運動，但在消費觀念上，女性比男性節約，使女性整體體育消費水平低于男性；居民體育消費水平的高低并不與參加體育鍛煉的人數成正比；體育消費是文化消費的一種，具有消費能力的層次性；體育消費水平與經濟發展成正比；居民消費潛力巨大。 

體育消費水平是指一定時期內按人口平均實際消費的各種體育物質產品和服務(或勞務)產品的數量。本文從地域的角度對長、株、潭經濟圈社區居民體育消費水平進行分析研究，有利于保障其健康的消費行為和理念，同時也可以為城市社區體育產業的發展提供一個良好的機遇。 

1研究對象與方法 

1．1研究對象 

本文在研究對象的選取上采用簡單隨機抽樣的方法，在長、株、潭三市的各社區中隨機抽取了韭菜園辦事處、朝陽街辦事處(長沙芙蓉區)、金盆嶺辦事處、城南路辦事處(長沙天心區)、麓山南路辦事處、銀盆嶺辦事處(長沙岳麓區)、望麓園辦事處、伍家嶺辦事處(長沙開福區)、左家塘街道辦事處、井灣子街道辦事處(長沙雨花區)、中洲路街道辦事處、五里堆街道辦事處(湘潭岳塘區)、雨湖路街道辦事處、中山路街道辦事處(湘潭雨湖區)、宋家橋街道辦事處、仙庾鎮街道辦事處(株洲荷塘區)、建寧街道辦事處、五里墩鄉街道辦事處(株洲蘆淞區)、田心街道辦事處、清水塘街道辦事處(株洲石峰區)天臺科技園、金德工業園(株洲高新區)等22個社區，然后在抽取的每個社區中再隨機抽取各年齡段的居民進行體育消費現狀調查。 

     1．2研究方法 

    1．2．1調查法 

(1)問卷調查法。根據本課題的研究任務設計了《長、株、潭經濟圈社區居民體育消費水平的現狀調查問卷》，共發放問卷2200份，調查居民共分5個年齡段(16—30歲、31—4O歲、41—5O歲、51—59歲、6O歲以上)，每個年齡段發放440份問卷，平均每個社區每個年齡段發放2O份?；厥諉柧?970份，回收率89．55，有效問卷1922份，有效率97．56。問卷的回收率和有效率均滿足社會學分析和統計學樣本量的基本要求。 

(2)訪談法。對長、株、潭三市部分社區的居民進行訪談，調查了解了居民的日常消費及體育消費的支出情況；在體育方面花錢是否值得；錢都花在了哪些方面；社區居民的體育態度；影響其參加體育鍛煉的因素及日?；顒忧闆r等。這些內容也是設計本論文普查問卷的理論依據。 

1．3數理統計法 

對調查所獲得的各項數據，運用SPSS11．0統計軟件進行統計分析。 

2研究結果與分析 

2．1不同性別的社區居民體育消費水平的分析 

長、株、潭經濟圈社區居民體育消費支出在性別上存在一定差異，在過去的一年中，體育消費平均在100元以下的女性居民占54．65，男性是53．83，這個比率基本相等．但平均消費100—300元的女性居民與男性居民相比呈上升趨勢，體育消費在300元以上的呈下降趨勢。男性居民去年的平均體育消費金額為157．85元，而女性的平均體育消費金額為123．96元，見表1。 

從以上結果可以看出，在“健康第一”的影響下，女性與男性都喜歡參與體育運動，但在消費觀念上，女性比男性節約，以致女性500元以上的體育消費的比率是男性的5O，使女性整體體育消費水平低于男性。 

2．2不同年齡段的社區居民體育消費水平的分析 

從調查的數據中可知，16-30歲的居民群體在體育消費支出上明顯高于其他年齡段的居民群體(見表2)。16—30歲的群體體育消費平均消費金額為222．38元，而31—4O歲的群體體育消費平均消費金額為143．25元，41—5O歲的群體體育消費平均消費金額為130．73元，51-59歲的群體體育消費平均消費金額為107．57元，60歲以上的群體體育消費平均消費金額為90．67元。 

從表2可知，3卜4o歲、41—5O歲的社區居民參加體育鍛煉的比率低于51—59歲、6O歲以上的居民，而體育消費支出卻高于51—59歲、6O歲以上的居民群體，這說明體育消費水平的高低并不與參加體育鍛煉的人數成正比，這種消費水平的差距在一定程度上是由于消費動機造成的。

2．3不同文化程度的社區居民體育消費水平的分析 

因為“體育消費盡管也包含少量對物質產品的消費，但就整體而言，它屬于服務產品消費，是文化消費的一種”，它“具有能力的層次性”。在物質消費活動中，一般來說只要擁有，就能消費，只是因為，最基本的物質消費是人的本能。但體育消費則不同，它要求具有很高的消費能力，即必須具備與體育消費相適應的知識、經驗和技能。體育消費能力強的消費者，能夠消費多樣化的體育產品，而體育消費能力弱的消費者則只能消費淺顯、單一的體育產品，這種文化程度的不同造成了體育消費水平的差異(見表3)。 

2．4長、株、潭經濟圈社區居民體育消費水平的總體分析 

通過對數據的分析可看出(表4)，年平均體育消費在100元以下的人群占整個長、株、潭經濟圈城市居民的53．65，也就是說：長、株、潭經濟圈城市居民群體中有超過一半的人群每月用于體育的花費低于9元，平均到每天低于0．3元，這個數據令人堪憂。根據世界衛生組織的調研報告，當前人類健康狀況非常嚴峻，約15為健康者，15為病患者，7O左右的人處于“亞健康狀況”，我國近期的調研結果與上述結果相似，且“亞健康狀況”的比例有進一步攀升的跡象。處于“亞健康狀況”的以中年人為最多，造成這一現狀的原因主要是因為缺乏體育鍛煉。 

從表中可看出，年體育消費金額在100—500元之間的群體，隨體育消費金額的增長數量呈上升趨勢，而到500元以上又呈現下降的趨勢：年消費在500元以上城市居民占總人數的8．65％，這一群體在體育產業學中被稱為體育高消費群體，雖然這一部分人的比率不高，但是，這足以說明全國性健身運動的蓬勃興起給體育產業帶來的巨大影響。由于城市居民家庭年收入快速增長，使他們在經濟上具備進行體育消費的能力，隨著我國整體消費結構的提升，人們對健康和生活質量的追求會進一步提高，并且我國改革開放的力度不斷加大，經濟全球化對居民消費的影響會進一步增大，體育消費將會成為人們日常消費中的一個重要內容。