居民消費(fèi)水平論文匯總十篇

序論：好文章的創(chuàng)作是一個不斷探索和完善的過程，我們?yōu)槟扑]十篇居民消費(fèi)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(zhì)，帶來更深刻的閱讀感受。

篇（1）

體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展綱要（1995年～2010年）中指出我國體育產(chǎn)業(yè)包括三大類別。第一為體育主體產(chǎn)業(yè)類，指發(fā)揮體育自身的經(jīng)濟(jì)功能和價值的體育經(jīng)營活動內(nèi)容，如對體育競賽表演、訓(xùn)練、健身、娛樂、咨詢、培訓(xùn)等方面的經(jīng)營；第二指為體育活動提供服務(wù)的體育相關(guān)產(chǎn)業(yè)類，如體育器械及體育用品的生產(chǎn)經(jīng)營等；第三類指體育部門開展的旨在補(bǔ)助體育事業(yè)發(fā)展的其他各類產(chǎn)業(yè)活動。根據(jù)以上可以得知體育消費(fèi)是指人們參與體育活動與觀賞運(yùn)動競賽而對消費(fèi)資料的使用與消耗。從狹義上講即是直接的體育消費(fèi)是指參與體育活動與觀賞運(yùn)動競賽過程中對體育服務(wù)產(chǎn)品及與體育消費(fèi)直接有關(guān)的實物產(chǎn)品、精神產(chǎn)品的消費(fèi)。廣義的體育消費(fèi)指一切與體育活動有關(guān)系（聯(lián)系）的個人消費(fèi)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(fèi)、食宿費(fèi)等等。歸納為兩點就是實物消費(fèi)和精神消費(fèi)兩大類。

1.實物消費(fèi)

我國居民的體育消費(fèi)中主要以實物消費(fèi)為主，主要有運(yùn)動服裝鞋帽、健身器材設(shè)備、體育書刊雜志、食品飲料等。經(jīng)調(diào)查表明以運(yùn)動服裝鞋帽等體育實物消費(fèi)資料的比重占體育消費(fèi)支出的81.5％，而用于觀看比賽，參加娛樂活動的勞務(wù)性消費(fèi)比重僅占體育消費(fèi)支出的10％左右，體育書刊磁帶占7.1％；其他消費(fèi)品占2.4％。運(yùn)動服裝鞋帽等體育實物消費(fèi)占到這么大的比重主要還是人們的消費(fèi)心理沒有改變，因為大部分人的經(jīng)濟(jì)水平?jīng)Q定了他們的消費(fèi)結(jié)構(gòu)還沒有脫離傳統(tǒng)，運(yùn)動服裝鞋帽兼具運(yùn)動和日常穿著，是生活中的必需品。人們在進(jìn)行體育消費(fèi)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(xiàn)在我國居民體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)層次。停留在外表上的消費(fèi)，因為去買這種運(yùn)動服裝鞋帽的人民未必會投入到真正的體育運(yùn)動或鍛煉中，那后續(xù)的一些帶動消費(fèi)就不存在。其次就是少數(shù)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(jìn)行鍛煉，達(dá)到健身的目的，而省去了一些去場館的費(fèi)用。當(dāng)然后者會比前者在體育消費(fèi)上面的力度大。但是這些都只是前段消費(fèi)層次。

2.精神消費(fèi)

體育消費(fèi)中的精神消費(fèi)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(yùn)會的勝利召開，足以體現(xiàn)人民觀賞體育賽事的熱情，因為以往我們對于體育運(yùn)動盛會的認(rèn)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(fā)現(xiàn)了體育運(yùn)動中給人們帶來的不光是健身，為國爭光，還有一種協(xié)作、高興、放松的心情。這類消費(fèi)相對實物消費(fèi)而言層次較高，在物質(zhì)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(fèi)的增長于是發(fā)展比較快，在廣州，人們用在觀看體育消費(fèi)占整個體育消費(fèi)支出的12.4%。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，運(yùn)動水平的提高，觀賞型消費(fèi)支出會增大。

上述外還有相關(guān)的延伸消費(fèi)如體育彩票和體育勞務(wù)消費(fèi)，體育彩票就不用論述了，體育勞務(wù)消費(fèi)是指人們用貨幣購買各種與體育活動有關(guān)的體育勞務(wù)或服裝的體育消費(fèi)資料的消費(fèi)，也稱參與型體育消費(fèi)，如為參加各種各樣的體育活動、健身訓(xùn)練、體育健康醫(yī)療等所支付的各項費(fèi)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(jié)奏的加快，人們?yōu)榱俗非蟾训纳钯|(zhì)量，必將更加積極地投入到體育運(yùn)動的實踐中來，這類體育消費(fèi)也具有很大的市場潛力。

二、影響體育消費(fèi)的因素分析

滿足體育消費(fèi)的體育產(chǎn)品泛指能夠滿足人們參與、觀賞各種競技運(yùn)動、健身運(yùn)動需要的一切有形、無形的東西。花錢觀看體育賽事,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(fèi)。如果一個消費(fèi)者的這種心理與情感需要的滿足程度越高,那他不斷地產(chǎn)生這種特殊購買行為的可能性便越大。同樣,當(dāng)消費(fèi)者花錢參與到體育鍛煉或者購買與體育相關(guān)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。可見,體育產(chǎn)品的核心是它能滿足人們的某些需要。中國人口數(shù)量多,對體育產(chǎn)品具有消費(fèi)欲望的潛在消費(fèi)者在中國人口中占有相當(dāng)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(xiàn)心理與情感的滿足則日益成為當(dāng)代一部分人的生活方式。造成我國體育消費(fèi)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(fèi)的投入

根據(jù)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(fèi)方面的支出會逐漸上升。當(dāng)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(fā)展需求階段，它是滿足人們精神文化生活和增進(jìn)健康、增強(qiáng)體質(zhì)的需求，所以，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和人們收入水平的提高對于擴(kuò)大體育消費(fèi)會起到積極的作用。2.體育場館開放程度及服務(wù)水平對體育消費(fèi)的影響

我國體育場館和設(shè)施數(shù)量少，20世紀(jì)90年代初期，國家規(guī)定單位的體育場所要向社會開放，雖然這個規(guī)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(hù)、運(yùn)轉(zhuǎn)等投入由各單位負(fù)擔(dān)，所以，為了場館能正常運(yùn)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(jīng)營非健身項目以達(dá)到收支平衡，實際上用于健身的場地縮小了。現(xiàn)在我國在場館建設(shè)和管理方面也加大了投入力度，在大的城市和地區(qū)設(shè)立比較大的健身中心和文體娛樂中心，從而彌補(bǔ)一些體育場館不足的問題。那么，隨著體育產(chǎn)業(yè)的不斷發(fā)展，以及經(jīng)營觀念和經(jīng)營模式的轉(zhuǎn)變，體育消費(fèi)市場存在著的問題會逐漸得到改善。

3.傳統(tǒng)消費(fèi)觀念的根本改變及對體育功能的重新認(rèn)識

長期以來，我國一直把體育當(dāng)做社會主義的一項福利事業(yè)來認(rèn)識，體育與文化、教育、衛(wèi)生等都屬于上層建筑的范疇，受國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平所制約，體育的發(fā)展主要依靠國家財政撥款，而對于體育本身的經(jīng)濟(jì)功能，即：體育的產(chǎn)業(yè)性質(zhì)缺乏足夠的認(rèn)識。這種體制帶來但就是們對體育的認(rèn)識始終局限在鍛煉身體、培養(yǎng)意志、為國爭光的觀念中，而體育運(yùn)動,以及賽事中的娛樂性沒有體現(xiàn)。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(fèi)過程所帶來的快樂、成功與協(xié)作的感受會對人們傳統(tǒng)的消費(fèi)結(jié)構(gòu)造成一定的沖擊。體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)以實物消費(fèi)資料為主逐漸轉(zhuǎn)向體育賽事及資訊等無形消費(fèi)。

除了上述因素以外，影響我國居民體育消費(fèi)的因素還有多方面的，其中有地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡、是否有閑暇時間等影響體育消費(fèi)，因此，在人們生活水平達(dá)到一定程度時，進(jìn)行全民體育教育，加強(qiáng)全民健身意識是擴(kuò)大體育消費(fèi)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(fèi)市場管理的不斷完善，體育消費(fèi)市場必將擴(kuò)大和發(fā)展起來。

三、總結(jié)

篇（2）

 

我國目前所呈現(xiàn)出的消費(fèi)需求相對不足的總體態(tài)勢，根源在于長期存在的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)矛盾所造成的居民消費(fèi)能力的制約，即在二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下，我國農(nóng)村居民的消費(fèi)需求明顯低于城市居民的消費(fèi)需求。按照經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論，在正常條件下，消費(fèi)需求數(shù)量變化首要的受制因素是收入水平。我國居民總體消費(fèi)水平之所以偏低，主要是由于二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)導(dǎo)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(xiāng)居民收入差距

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

資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒（2010年）》。

圖1 全國城鄉(xiāng)居民收入差距狀況圖(1978—2009年)

資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒（2010年）》。

圖2 全國城鄉(xiāng)居民收入差距比【1】圖(1978—2009年)

可見，改革開放初期我國城鄉(xiāng)居民的收入差距就已經(jīng)存在。隨著時間的推移，城鄉(xiāng)收入曲線都在迅速上升，但城鎮(zhèn)居民收入曲線上升的速度明顯快于農(nóng)村居民收入曲線上升的速度。城鄉(xiāng)居民之間的收入差距大致經(jīng)歷了一個縮小-擴(kuò)大-縮小-擴(kuò)大的演變過程，呈現(xiàn)出階段性的態(tài)勢。

改革開放初期的1978年到1984年，城鄉(xiāng)差距逐步縮小。這時期，隨著的推行和農(nóng)產(chǎn)品收購價格幾次調(diào)整提高，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有了較快的恢復(fù)和發(fā)展，農(nóng)民收入有了較快較大的增加，其增長速度高于城鎮(zhèn)居民收入增長速度經(jīng)濟(jì)論文，城鄉(xiāng)差距在逐步縮小。1978年改革開放初期城鄉(xiāng)居民收入差距比高達(dá)2.57，即城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是農(nóng)村居民人均純收入的2.57倍。1978年以后，城鄉(xiāng)居民收入差距逐步縮小，到1983年，城鄉(xiāng)居民收入差距比為1.82，是1978-1984年期間最小的一年。

20世紀(jì)80年代中期以后，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大。這時期，我國改革的重點開始從農(nóng)村轉(zhuǎn)向城市，城市居民收入增長速度較快。而在農(nóng)村，由于聯(lián)產(chǎn)承包制提高勞動生產(chǎn)率的能量釋放完畢，再加之因農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格上升幅度大于農(nóng)產(chǎn)品帶來的農(nóng)業(yè)貿(mào)易條件惡化、農(nóng)業(yè)比較利益下降等因素的影響，農(nóng)民收入增長緩慢。導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民收入增長速度很快越過農(nóng)村居民收入增長速度，1985-1994年城鄉(xiāng)居民收入差距趨于擴(kuò)大，到1994年達(dá)到最高點，城鄉(xiāng)居民收入差距比為2.86。

1995-1997年，城鄉(xiāng)收入差距短期內(nèi)縮小。縮小的原因主要是因為城鎮(zhèn)中下崗職工增加，他們的收入減少所致。1985年城鄉(xiāng)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(xiāng)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(wěn)定縮小的趨勢。

1998年至今，城鄉(xiāng)收入差距繼續(xù)擴(kuò)大。1998年的自然災(zāi)害和1999年城鎮(zhèn)職工的普遍加薪是城鄉(xiāng)居民收入差距呈繼續(xù)擴(kuò)大趨勢的主要原因，且在這一時期由于教育、醫(yī)療、保障等各種福利方面的差距顯露出來，進(jìn)一步拉大了城鄉(xiāng)間的收入差距。自1998年以來除了個別年份略有起伏外，城鄉(xiāng)居民收入差距的比例一路攀升，由1998年的2.51擴(kuò)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(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)差異比較

城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，逐漸形成了不同的收入階層，也因此形成了城鄉(xiāng)兩種不同的消費(fèi)階層和消費(fèi)市場，從而造成城鄉(xiāng)居民在消費(fèi)水平、消費(fèi)結(jié)構(gòu)、人均消費(fèi)性支出等方面均存在著很大的差異。

1、城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平比較

與城鄉(xiāng)居民的收入差距相似，改革開放以來，我國城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)水平差距也經(jīng)過了縮小、擴(kuò)大，短暫的縮小后進(jìn)一步擴(kuò)大的過程。圖3表明，1978年，城鄉(xiāng)消費(fèi)水平比【2】是2.9，1983、1984、1985年縮小到2.2經(jīng)濟(jì)論文，1995年擴(kuò)大到3.8，短暫的縮小后，1999年以來，我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平之比一直維持在3.6以上，2003年和2004年更是高達(dá)3.8。2009年，農(nóng)村居民的消費(fèi)水平為4021元，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平為15025元，1個城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平相當(dāng)于3.7個農(nóng)民的消費(fèi)水平。目前農(nóng)村居民的消費(fèi)水平相當(dāng)于20世紀(jì)90年代初城市居民的水平，農(nóng)村居民的消費(fèi)水平比城市居民的消費(fèi)水平大約落后15年左右。

資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒（2010年）》。

圖3 全國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平差距比率圖(1978—2009年)

2、城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)性支出比較

統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，改革開放以來，無論是城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)性支出還是農(nóng)村居民的人均消費(fèi)性支出，都呈現(xiàn)出逐步增加的趨勢。1990年農(nóng)村居民的人均消費(fèi)性支出為585元，2008年增加到3661元，2008年比1990年農(nóng)村居民的人均消費(fèi)性支出增加了3076元；1990年城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)性支出為1279元，2008年增加到11243元，2008年比1990年城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)性支出增加了9964元。與此同時，我國城鄉(xiāng)居民之間的消費(fèi)支出差距在擴(kuò)大。1985年城鎮(zhèn)消費(fèi)支出是農(nóng)村消費(fèi)支出的2.3倍，是改革開放以來的最低點。此后，城鄉(xiāng)之間的消費(fèi)支出差距逐漸加大，到2008年城鄉(xiāng)之間的支出比高達(dá)3.6，即目前我國1個城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出相當(dāng)于3.6個農(nóng)民的消費(fèi)支出。“三個農(nóng)民抵一個市民”是當(dāng)前農(nóng)村低消費(fèi)的真實寫照。

3、城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)比較

城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)差異較大。首先，城鎮(zhèn)居民用于食品的支出比農(nóng)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(shù)下降，表明城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)已從以食品類消費(fèi)為主的生存性消費(fèi)加速向質(zhì)量型消費(fèi)過渡。其次，衣著、家庭設(shè)備用品等的支出，在城市基本趨于飽和，但因為農(nóng)村居民收入增長緩慢，而未形成新的消費(fèi)熱點，當(dāng)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)向空調(diào)、攝像機(jī)、家用電腦等新一代高檔耐用消費(fèi)品轉(zhuǎn)移的時候，農(nóng)村居民的消費(fèi)仍停留在以生存為主的消費(fèi)水準(zhǔn)上。再次，城鎮(zhèn)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(zhèn)居民將來的消費(fèi)熱點將是住房、汽車、現(xiàn)代化的通訊設(shè)備及教育，但城市新消費(fèi)熱點產(chǎn)品在農(nóng)村的消費(fèi)量還相當(dāng)少，農(nóng)村居民耐用消費(fèi)品的擁用量僅相當(dāng)于城鎮(zhèn)居民20世紀(jì)90年代初期的水平(見表1)。

表1 20世紀(jì)90年代以來我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)對比 單位：%

 

指標(biāo)

1990年

1995年

2000年

2007年

2009年

農(nóng)村

城鎮(zhèn)

農(nóng)村

城鎮(zhèn)

農(nóng)村

城鎮(zhèn)

農(nóng)村

城鎮(zhèn)

農(nóng)村

城鎮(zhèn)

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(shè)備用品及服務(wù)

5.29

10.14

5.23

7.44

4.52

7.49

4.63

6.02

5.1

6.4

醫(yī)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(wù)

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(wù)

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(xiàn)識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）006-000-01

引言

跟據(jù)國家統(tǒng)計局海南調(diào)查總隊抽樣調(diào)查的資料顯示，2013年海南農(nóng)村居民的人均純收入達(dá)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(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展以及城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)，越來越多的農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工或從事非農(nóng)經(jīng)營，農(nóng)民非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入占總收入的比重不斷提高，而農(nóng)業(yè)收入占農(nóng)民總收入的比重不斷降低，農(nóng)民的收入結(jié)構(gòu)已向更穩(wěn)定的方向轉(zhuǎn)變。2013年海南農(nóng)村居民人均生活消費(fèi)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(fèi)類別看，享受型、發(fā)展型等非食品類支出增長快于食品類支出，農(nóng)民生活質(zhì)量繼續(xù)改善。

雖然海南農(nóng)村居民收入有所提高，但是增長速度緩慢，農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境改善緩慢，農(nóng)村消費(fèi)水平難有提高。我國農(nóng)村的消費(fèi)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(nóng)村的消費(fèi)潛力。分析海南省農(nóng)村居民消費(fèi)水平的主要影響因素，對于提高海南省農(nóng)村居民消費(fèi)水平，促進(jìn)海南省經(jīng)濟(jì)的發(fā)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(nóng)村居民收入、農(nóng)村家庭人均純收入、商品零售價格指數(shù)的時間序列數(shù)據(jù)。

由數(shù)據(jù)分析，建立模型：

Yt=β0+β1X1+β2X2+μt

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

根據(jù)以上數(shù)據(jù)，估計結(jié)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(jù)以上模型，R2=0.984346，Adjusted R-squared=0.982607，可決系數(shù)高，擬合度較好。說明了海南省農(nóng)村居民家庭人均純收入與商品零售價格指數(shù)對農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響比較顯著。

參數(shù)β1=0.793391，β2=-13.14005，而且0

由H0：β1=β2=0，設(shè)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(yīng)拒絕原假設(shè)H0：β1=β2=0，回歸方程顯著，農(nóng)村居民家庭人均純收入和與商品零售價格指數(shù)連結(jié)起來對“農(nóng)村居民消費(fèi)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(yīng)t統(tǒng)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(shù)與農(nóng)村居民家庭人均純收入分別對被解釋變量農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響都顯著。

2.計量經(jīng)濟(jì)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(guān)系數(shù)，選擇X1、X2的數(shù)據(jù)，相關(guān)系數(shù)矩陣如圖：

Y和X1的組合是最優(yōu)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(rèn)為不存在多重共線性。

（2）異方差檢驗

對模型進(jìn)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(tǒng)計值與臨界值，nR2

（3）自相關(guān)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(jié)論

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

參考文獻(xiàn)：

[1]國家統(tǒng)計局.中國統(tǒng)計年鑒.

[2]王真.農(nóng)村居民消費(fèi)主要影響因素分析.學(xué)年論文.2011（5）.

[3]肖毅.石海峰.海南省農(nóng)村居民消費(fèi)需求影響因素分析.

[4]龐浩.《計量經(jīng)濟(jì)學(xué)》.科學(xué)出版社..

篇（4）

摘要：首先對研究吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)特征的必要性進(jìn)行了分析，利用空間經(jīng)濟(jì)學(xué)模型對1986—2012 年吉林省9 個地市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，并得出結(jié)論，即不同地市的農(nóng)村居民消費(fèi)呈現(xiàn)空間集聚現(xiàn)象，9 個地市的農(nóng)村居民消費(fèi)具有空間自相關(guān)性，在此基礎(chǔ)上，提出各級政府在制定促進(jìn)吉林省農(nóng)村居民消費(fèi)時，要考慮消費(fèi)引導(dǎo)的空間作用機(jī)制等建議。

關(guān)鍵詞 ：地市區(qū)域；農(nóng)村居民消費(fèi)；空間自相關(guān)檢驗?zāi)Ｐ?/p>

中圖分類號：F126 文獻(xiàn)標(biāo)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(nóng)村居民消費(fèi)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(jīng)濟(jì)增長影響研究”（吉教科文合字[2013]第505 號）；吉林省教育科學(xué)“十二五”規(guī)劃課題“吉林省高等教育投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展協(xié)調(diào)研究”(ZC12092)；吉林省社會科學(xué)基金項目“吉林省農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展的系統(tǒng)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(fèi)。通信地址：130012 長春市新電臺街63 號吉林交通職業(yè)技術(shù)學(xué)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(fèi)。通信地址：130022 長春市衛(wèi)星路6543 號長春大學(xué)管理學(xué)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(jīng)濟(jì)形勢受到歐債危機(jī)和全球經(jīng)濟(jì)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(nóng)業(yè)大省，也不同程度感受到全球需求暴跌的沖擊，就業(yè)壓力加劇，這些都直接影響到吉林省民眾的生活。為了應(yīng)對這種沖擊，吉林省應(yīng)該從發(fā)展方式轉(zhuǎn)變上看待問題，要積極擴(kuò)大內(nèi)需，特別是要加快形成主要依靠消費(fèi)需求拉動經(jīng)濟(jì)增長的格局。吉林省通過改變?nèi){馬車中，從前將投資作為第一位的格局，把消費(fèi)放到了首位，統(tǒng)括擴(kuò)大居民消費(fèi)需求實現(xiàn)吉林省經(jīng)濟(jì)增長的長期目標(biāo)。吉林省是農(nóng)業(yè)大省，擁有1492.7 萬農(nóng)村居民，因此如何解決吉林省農(nóng)村居民消費(fèi)問題是擺在吉林省各級政府面前的一個關(guān)鍵問題。因為吉林省農(nóng)村居民的消費(fèi)長期低迷，其消費(fèi)率一致持續(xù)在60%以上，明顯高于全國平均水平及鄰省[1]。而吉林省的農(nóng)村居民消費(fèi)所占比重卻持續(xù)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(nóng)村居民的消費(fèi)水平，引導(dǎo)吉林省的農(nóng)村居民朝著正確的消費(fèi)方向前進(jìn)，也是促進(jìn)吉林省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，調(diào)整好經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)吉林省更好的改善民生的重要決策。吉林省的農(nóng)村居民消費(fèi)又存在著區(qū)域性的不同特點，特別是吉林省不同地市的農(nóng)村居民消費(fèi)水平不同，消費(fèi)結(jié)構(gòu)也不一樣，如何破解吉林省不同地市之間的農(nóng)村居民消費(fèi)水平不同的問題，防止經(jīng)濟(jì)在不同地市之間的不均衡和集聚現(xiàn)象，同時也是吉林省各級政府改善民生，制定相應(yīng)經(jīng)濟(jì)政策和消費(fèi)政策的重要內(nèi)容之一。筆者根據(jù)吉林省的省情，并對吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民收入和消費(fèi)價格指數(shù)的空間依賴性進(jìn)行分析，分析吉林省不同地市的農(nóng)村居民消費(fèi)的區(qū)域差異和集聚特征，為吉林省制定相關(guān)政策提供有價值的參考。

1 文獻(xiàn)回顧

理論界認(rèn)為，消費(fèi)是一個國家不斷向上發(fā)展的根本動力，消費(fèi)是現(xiàn)階段投資、消費(fèi)、出口等“三駕馬車”中最重要的一部分，是社會再生產(chǎn)總過程中的重要組成部分。關(guān)于居民消費(fèi)問題的研究已不鮮見，一般是通過消費(fèi)函數(shù)對某一個地區(qū)的消費(fèi)進(jìn)行估測[1]；通過擴(kuò)展性線性支出系統(tǒng)模型來計算當(dāng)?shù)氐亩鞲駹栂禂?shù)[2]；也有的通過擴(kuò)展性線性支出系統(tǒng)模型來計算消費(fèi)傾向，進(jìn)而進(jìn)行消費(fèi)結(jié)構(gòu)的彈性分析等[3]。學(xué)者王進(jìn)[4]對中國的農(nóng)村居民消費(fèi)進(jìn)行了不同區(qū)域的分類，并總結(jié)出不同區(qū)域的消費(fèi)特征；韓爽[5]分析了世界金融危機(jī)對中國不同區(qū)域的影響，通過對拉動區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的主要動力的具體分析，闡述擴(kuò)大內(nèi)需政策對促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的意義；學(xué)者Ravallio[6]通過對區(qū)域性經(jīng)濟(jì)與農(nóng)村居民消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)模型的研究來分析不同地域的農(nóng)村居民消費(fèi)問題；鮮祖德[7]利用消費(fèi)函數(shù)探討了擴(kuò)大內(nèi)需的辦法，通過消費(fèi)力度來解決農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后問題；相麗馳等[8]為了研究浙江的農(nóng)村居民消費(fèi)需求問題，使用了擴(kuò)展線性支出系統(tǒng)模型；林江鵬等[9]采用經(jīng)濟(jì)計量函數(shù)模型研究中國不同區(qū)域的城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)的支出關(guān)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(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)進(jìn)行了探討。

但是，作者通過中國知網(wǎng)上的相關(guān)文獻(xiàn)查找可知，通過空間相似性、消費(fèi)空間分布格局等方面進(jìn)行研究農(nóng)村居民消費(fèi)的文獻(xiàn)并不是很多。調(diào)查顯示，吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)即存在顯著的差異，同時又存在著顯著的集聚現(xiàn)象，農(nóng)村居民消費(fèi)存在著明顯的不平衡。根據(jù)吉林省各地市的統(tǒng)計公報可知，長春市2012 年的農(nóng)村居民家庭平均每人全年生活消費(fèi)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(qū)域農(nóng)村居民的消費(fèi)空間區(qū)域差異比較顯著，而且還存在著集聚現(xiàn)象，分析吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)與收入之間是否存在著空間的依賴性，分析吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)是否會產(chǎn)生空間差距現(xiàn)象，以及分析產(chǎn)生空間差距現(xiàn)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(fèi)水平、解決各個地級市消費(fèi)不均衡，從而提高整個吉林省的消費(fèi)水平。

2 空間計量模型的相關(guān)理論

筆者利用空間自相關(guān)檢驗?zāi)Ｐ?Global SpatialAutocorrelation)[13-14]，根據(jù)變量選擇不同的數(shù)據(jù)并進(jìn)行處理，對吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)特征進(jìn)行分析研究。全域空間的自相關(guān)是從整個區(qū)域空間來探討吉林省不同地市的農(nóng)村居民消費(fèi)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(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)是不是存在著全域空間的自相關(guān)關(guān)系。根據(jù)文獻(xiàn)[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(jī)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(qū)域農(nóng)村居民消費(fèi)特征研究的實證本論文把吉林省地市區(qū)域農(nóng)村居民人均消費(fèi)作為被解釋變量，把吉林省地市區(qū)域的農(nóng)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(jìn)行回歸分析，以此來驗證凱恩斯的絕對收入假說。數(shù)據(jù)來源吉林省各年統(tǒng)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(shù)，就用居民消費(fèi)價格指數(shù)代替，因為分析的空間狀態(tài)，所以利用消費(fèi)價格指數(shù)不會影響具體的分析結(jié)果。為了檢驗吉林省各地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)的差異與集聚的規(guī)律，本文擬提出2 個假設(shè)作為檢驗的工具，第一個就是假設(shè)吉林省各個地市的農(nóng)村居民消費(fèi)行為滿足于凱恩斯絕對收入假設(shè)理論。第二個就是假設(shè)吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)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(fèi)額，Y 表示收入，P 表示消費(fèi)價格指數(shù)，α與βi(i=1,2)為待估參數(shù)，βi表示為邊際消費(fèi)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(qū)域的農(nóng)村居民的消費(fèi)支出是否取決于收入的絕對水平。筆者選擇2012 年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，所獲得的9 個地市區(qū)域的計算結(jié)果參見表1 所示，擬合優(yōu)度為0.8725，大于0.8，F(xiàn)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(shù)βi 是0.8014，P 是0，這也說明了吉林省地市區(qū)域農(nóng)村居民收入決定消費(fèi)，而且邊際消費(fèi)傾向還比較大，所以，滿足第一個假設(shè)吉林省農(nóng)村居民消費(fèi)符合凱恩斯的絕對收入假說的原理。

根據(jù)表1 的結(jié)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(yīng)該有的常數(shù)項沒有顯現(xiàn)出來，再有就是價格變量的假設(shè)檢驗接受了原假設(shè)為0，說明該模型反應(yīng)的結(jié)果與現(xiàn)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(huán)境不同，經(jīng)濟(jì)發(fā)展不同，消費(fèi)文化和消費(fèi)偏好不同等緣故。所以如果利用傳統(tǒng)的消費(fèi)截面數(shù)據(jù)分析解釋不了顯著的區(qū)域空間差異對消費(fèi)的影響范圍和程度的。因此對解釋地市區(qū)域農(nóng)村居民的消費(fèi)與收入、價格間的復(fù)雜關(guān)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(tǒng)計量和零假設(shè)檢驗來估算吉林省各地市區(qū)域之間農(nóng)村居民消費(fèi)的相關(guān)性。從表2 的結(jié)果來看，1986—2012 年期間9 個地市區(qū)域消費(fèi)（根據(jù)常理，為了不出現(xiàn)偽回歸，ECQ 取對數(shù)）的Moran I 平均值是0.42748，而且每一年的無空間相關(guān)假設(shè)的概率也都在0.05 以下，說明了吉林省內(nèi)相鄰的地市區(qū)域的消費(fèi)水平存在著一般意義的正相關(guān)，從這一點來看第二個假設(shè)是成立的。

最后再以2001 年和2010 年為例進(jìn)行分析。圖1和圖2 是2001 年和2010 年吉林省各地市區(qū)域人均消費(fèi)Moran I 指數(shù)散點圖，根據(jù)空間自相關(guān)檢驗?zāi)Ｐ陀嬎愕玫組oran I 的2001 年和2010 年統(tǒng)計值，吉林省9個地市區(qū)域農(nóng)村居民消費(fèi)指數(shù)2001 年Moran I 為0.4307，2010 年Moran I 為0.4425。通過計算結(jié)果可知，吉林省農(nóng)村居民消費(fèi)行為表現(xiàn)為，消費(fèi)水平較高的地市是相鄰的，相鄰地市的消費(fèi)水平也相近。

圖1 和圖2 是2001 年和2012 年吉林省9 個地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)位于四個象限內(nèi)的空間Moran I 散點分布情況，圖中反映了地市區(qū)域農(nóng)村居民消費(fèi)行為的空間集聚特征，下面來驗證第二個假設(shè)。由圖1 可知，2000 年長春位于第一象限，屬于高-高的自相關(guān)關(guān)系的集群，松原和四平屬于第二象限是低-高的負(fù)空間自相關(guān)關(guān)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(guān)關(guān)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(guān)關(guān)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(guān)關(guān)系的集群，松原在第二象限是低-高的負(fù)空間自相關(guān)關(guān)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(guān)關(guān)系的集群；四平在第四象限，屬于高-低的空間自相關(guān)關(guān)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(yīng)，導(dǎo)致了所設(shè)定的模型不合理。為了進(jìn)一步驗證是否存在著空間的自相關(guān)性，在吉林省范圍內(nèi)進(jìn)行了地市區(qū)域農(nóng)村居民消費(fèi)的空間滯后和空間誤差模型檢驗，檢驗方法詳見

參考文獻(xiàn)[12]，檢驗結(jié)果詳見表3。

最后要把表1 和表4 中的檢驗結(jié)果進(jìn)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(yōu)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(fā)現(xiàn)，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(yōu)的模型。再從參數(shù)的估計結(jié)果來看，SEM模型的常數(shù)項為4497.62 元，是吉林省9 個地市區(qū)域農(nóng)村居民的一年基本消費(fèi)的平均水平，價格指數(shù)前的參數(shù)為-45.9921，表明價格的上升對于農(nóng)村居民的消費(fèi)下降有強(qiáng)烈的反映，但是SLM模型的常數(shù)估計結(jié)果為負(fù)數(shù)，價格指數(shù)前的參數(shù)為正數(shù)，不符合經(jīng)濟(jì)事實，綜合上面的分析，SEM模型是最優(yōu)的模型。

從表4 中可以看出，吉林省的各個地級市的農(nóng)村居民消費(fèi)在各個市域之間存在空間的擴(kuò)散效應(yīng)，說明吉林省相鄰地級市之間消費(fèi)是互相影響的，而且地市區(qū)域的消費(fèi)也具有空間的相互影響現(xiàn)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(wěn)定的，農(nóng)村居民消費(fèi)的物價彈性小，這是主要是因為吉林省各個地市區(qū)域的農(nóng)民消費(fèi)基本上都集中在生活必需品，價格方面的作用不是很強(qiáng)，因此對消費(fèi)量的影響不是很大。

4 結(jié)論

筆者借助空間經(jīng)濟(jì)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(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)所具有的特征，通過研究表明：

（1）吉林省不同地市間的農(nóng)村居民消費(fèi)呈現(xiàn)出空間集聚現(xiàn)象。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定了消費(fèi)水平，由于吉林省相鄰地市的經(jīng)濟(jì)水平相當(dāng)也就導(dǎo)致了相鄰地市的消費(fèi)水平也接近，消費(fèi)模式也是伴隨著當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展而定的。自從吉林省實行了長吉圖開發(fā)開放先導(dǎo)區(qū)的國家戰(zhàn)略，國家給予很多政策支持，更為長吉兩市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)動增長提供了動力支持，只有農(nóng)村居民的收入水平提高了，才能提高消費(fèi)水平。農(nóng)村居民的消費(fèi)環(huán)境不好，消費(fèi)理念、消費(fèi)文化也比較低，導(dǎo)致消費(fèi)性價比也比較低，不僅如此，農(nóng)村居民還存在著習(xí)慣于維持性消費(fèi)和示范和攀比的現(xiàn)象。

（2）吉林省9 個地市的農(nóng)村居民消費(fèi)具有明顯的空間自相關(guān)性。利用空間滯后模型，通過對吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)特征進(jìn)行分析，反映出吉林省地勢區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)具有明顯的空間依賴性，地理空間效應(yīng)對吉林省9 個地級市的農(nóng)民消費(fèi)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(nóng)民消費(fèi)的變化規(guī)律及其影響因素的空間作用機(jī)制。

（3）吉林省在制定農(nóng)村居民消費(fèi)政策時應(yīng)該考慮空間的相關(guān)性。根據(jù)吉林省的地圖來看，地域狹長，區(qū)域跨度較大，各個市域的發(fā)展各不相同，從地市區(qū)域的范圍來看，每個地級市的消費(fèi)結(jié)構(gòu)都不一樣，消費(fèi)存在著空間的正向依賴性，鄰近地市的農(nóng)民可以說有著傳染性，存在著溢出效應(yīng)，基于此，吉林省在制定農(nóng)村居民消費(fèi)政策時就應(yīng)該把空間相關(guān)性考慮進(jìn)來，同時制定政策時要向發(fā)展比較落后的地市傾斜，通過穩(wěn)定物價，建立完善的社會保障機(jī)制，增強(qiáng)消費(fèi)信心，改進(jìn)農(nóng)村地區(qū)銷售網(wǎng)絡(luò)，完善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施問題等下功夫。

5 討論

（1）針對居民消費(fèi)方面的研究有很多，以往的文獻(xiàn)主要是針對收入與消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行分析，如果說采用計量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行分析，一般采用的都是利用誤差修正模型或者是采用擴(kuò)展的誤差修正模型進(jìn)行研究，如果針對多個地區(qū)進(jìn)行不同時序的研究就會采用面板數(shù)據(jù)模型，但是面板數(shù)據(jù)模型只能反映出各個主體之間的差別，不能反應(yīng)某一主體發(fā)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(guān)模型就解決了這一問題。

（2）根據(jù)空間經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，任何經(jīng)濟(jì)活動都不能脫離其特定的空間載體。本論文采用Moran I 的統(tǒng)計量對吉林省9 個地市的農(nóng)村居民消費(fèi)的空間性進(jìn)行了分析，可以認(rèn)為，該理論不僅應(yīng)用于消費(fèi)，而且還可以應(yīng)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(chǎn)總值（GDP，Gross Domestic Product），作為國民經(jīng)濟(jì)核算的核心指標(biāo)，是指在一定時間內(nèi)一個國家（或地區(qū)）所生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和勞務(wù)的市場價值。它由什么所影響呢？國內(nèi)很多論文都對此做過相應(yīng)研究，對象為中國國民生產(chǎn)總值，也有的為部分省的國民生產(chǎn)總值，但湖南省的情況存在空缺，尚未進(jìn)行研究。本文就以湖南省為研究對象，探究其國民生產(chǎn)總值的影響因素，并進(jìn)行計量分析，得出結(jié)論。

二、預(yù)處理

（一）變量選擇

選擇湖南省生產(chǎn)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(jù)模型本身的需要、數(shù)據(jù)獲取難易等，本文選擇了五個指標(biāo)作為模型的解釋變量：居民消費(fèi)水平X1、固定資產(chǎn)投資X2、進(jìn)出口總額X3、財政支出X4，稅收收入X5。其中，居民消費(fèi)水映了居民總體經(jīng)濟(jì)水平；固定資產(chǎn)投資的增長是GDP增長的主要保障；進(jìn)出口總額和前兩項一起構(gòu)成經(jīng)濟(jì)發(fā)展的三駕馬車；財政支出在中國處于經(jīng)濟(jì)建設(shè)時期的背景下對GDP有快速促進(jìn)作用；而稅收的多少直接影響市場中的消費(fèi)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(jīng)濟(jì)發(fā)展的實際情況。

（二）數(shù)據(jù)收集

最后是計量經(jīng)濟(jì)檢驗中的異方差檢驗，通過Eviews進(jìn)行異方差檢驗，得出P值均遠(yuǎn)大于5%（取95%為置信區(qū)間），可見基本不存在異方差性，不需進(jìn)行異方差修正。

四、結(jié)論

最終確立湖南省生產(chǎn)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(jù)近30年的數(shù)據(jù)，對于湖南省GDP，固定資產(chǎn)基本不產(chǎn)生作用，這也與湖南的低房價和房產(chǎn)過剩情況相符；進(jìn)出口總額的影響較弱，因湖南不是主要的進(jìn)出口貿(mào)易城市；起較大影響作用的是居民消費(fèi)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(dāng)居民消費(fèi)增加l%，湖南GDP增加0.755417%；進(jìn)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(fù)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(fèi)和投資，這將導(dǎo)致GDP的降低。

這也可給提高湖南省生產(chǎn)總值以一定啟示：要重視居民消費(fèi)、財政支出的作用，調(diào)整房地產(chǎn)結(jié)構(gòu)，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(xiàn)標(biāo)識碼：A

1 消費(fèi)支出增長加快

據(jù)江蘇省統(tǒng)計局網(wǎng)站2011年12月14日公布的數(shù)據(jù)顯示，江蘇農(nóng)民消費(fèi)支出2010年人均達(dá)6543元，比2001年翻了一番多，年均增幅10.8%。社會消費(fèi)品零售總額也能說明農(nóng)民消費(fèi)水平的提高。2010年，江蘇社會消費(fèi)品零售總額中鄉(xiāng)村地區(qū)實現(xiàn)1516.79億元，比2000年增長了85.2%，反映最近10a來鄉(xiāng)村地區(qū)的消費(fèi)需求呈增長趨勢。

2 收入水平對消費(fèi)的影響

收入是消費(fèi)的基礎(chǔ)。自20世紀(jì)90年代末期至2003年，農(nóng)民收入始終低速增長。1997年至2002年，農(nóng)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(nóng)村居民收入有所增加，但仍然十分有限，只有農(nóng)民收入大幅增加，農(nóng)村居民消費(fèi)才能同步增長。

3 收入分配差距對農(nóng)民消費(fèi)的影響

目前，農(nóng)村的收入和消費(fèi)水平遠(yuǎn)低于城市。江蘇省統(tǒng)計局2011年12月份公布的數(shù)據(jù)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?yōu)?010年的6.7：1，絕對差距從2000年的6452元變?yōu)?010年的16983元，擴(kuò)大了2.6倍。這個結(jié)果表明，農(nóng)村居民中只有一部分人的消費(fèi)可望得到擴(kuò)大。

4 消費(fèi)結(jié)構(gòu)逐漸轉(zhuǎn)型

消費(fèi)結(jié)構(gòu)是反映居民生活消費(fèi)水平、生活質(zhì)量變化狀況以及內(nèi)在過程合理化程度的重要指標(biāo)。一般所指的消費(fèi)結(jié)構(gòu)就是衣食住行和文教、醫(yī)療等幾大類消費(fèi)支出占生活消費(fèi)支出的比例。目前，農(nóng)民的教育消費(fèi)太高，以高等教育為例，教育改革前，全國高校年人均學(xué)費(fèi)僅為200元，1997年教育改革后，學(xué)費(fèi)從1998年的1000余元攀升至目前的5000元左右。國家統(tǒng)計局的《2004年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》表明，2004年全國農(nóng)村居民人均純收入實際增長6.8%，但農(nóng)村家庭的教育支出年增長率超過20%。教育費(fèi)用的昂貴，是農(nóng)民進(jìn)行現(xiàn)期消費(fèi)的“后顧之憂”。

5 農(nóng)村社會保障機(jī)制不健全

預(yù)防性儲蓄理論認(rèn)為，當(dāng)消費(fèi)者面臨收入的不確定性越大的時候，他更多的是依據(jù)當(dāng)期收入來進(jìn)行消費(fèi)。而且，未來的風(fēng)險越大，他越會進(jìn)行更多的預(yù)防性儲蓄。當(dāng)前，雖然農(nóng)民收入有所增加，但出于謹(jǐn)慎動機(jī)，用于預(yù)防意外事件的貨幣量也隨之增加。例如，農(nóng)村中“看病難”“養(yǎng)老難”仍是目前農(nóng)民反映最強(qiáng)烈的問題。不久前，國務(wù)院發(fā)展研究中心組織專家實地調(diào)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(nóng)村社會保障機(jī)制不健全，使得農(nóng)民有錢也不敢大膽增加現(xiàn)期消費(fèi)。

6 農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境較差

主要表現(xiàn)在：

6.1 鄉(xiāng)村道路建設(shè)問題突出

尤其是山區(qū)農(nóng)村，農(nóng)民有特產(chǎn)運(yùn)不出，工業(yè)品也難以進(jìn)入，形成一道較難逾越的鴻溝。

6.2 我國當(dāng)前電視廣播

通訊設(shè)施雖然發(fā)展很快，但在農(nóng)村尤其是廣大偏僻山區(qū)仍然是盲區(qū)，限制了廣播電視及手機(jī)等產(chǎn)品的消費(fèi)。

6.3 因缺乏對消費(fèi)品質(zhì)量的有效監(jiān)督

大量劣質(zhì)產(chǎn)品擁入農(nóng)村市場，農(nóng)民深受其害，消費(fèi)積極性嚴(yán)重受挫。

7 消費(fèi)水平總體偏低

從總趨勢上看，江蘇農(nóng)村居民消費(fèi)支出不斷增長，但農(nóng)民消費(fèi)水平總體仍然偏低。2001～2010年江蘇地區(qū)生產(chǎn)總值使用額中，居民消費(fèi)從3027.67億元增加到10942.82億元，年均實際遞增12.4%。其中：農(nóng)村居民消費(fèi)從1373.31億元增加到2676.41億元，年均僅遞增5%；而城鎮(zhèn)居民消費(fèi)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(jīng)濟(jì)發(fā)展中，來自農(nóng)民消費(fèi)的貢獻(xiàn)非常小。

8 消費(fèi)心理因素對農(nóng)民消費(fèi)的影響

現(xiàn)實生活中，農(nóng)民的消費(fèi)行為還受到傳統(tǒng)消費(fèi)習(xí)慣和消費(fèi)觀念的影響，如平時省吃儉用，到節(jié)假日過度消費(fèi)，重視人情消費(fèi)、非科學(xué)消費(fèi)，消費(fèi)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(nóng)民消費(fèi)增長乏力。

9 財政與金融市場的支持力度對農(nóng)民消費(fèi)需求的影響

近幾年，國家財政、金融在支持農(nóng)村消費(fèi)上做了很多工作，但相對于對城市消費(fèi)的支持，還是很小的。就金融信貸來說，一來因農(nóng)民金融信貸觀念相對落后，在生產(chǎn)生活消費(fèi)時，如自有資金不足，大多數(shù)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(jī)構(gòu)不太愿意向回報率較低、風(fēng)險相對較大的農(nóng)村或農(nóng)民貸款。另外，宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境、就業(yè)機(jī)會等因素同樣會對農(nóng)村消費(fèi)產(chǎn)生作用，或?qū)⒊蔀橹萍s消費(fèi)需求的阻力。

篇（7）

一、我國消費(fèi)需求的現(xiàn)狀

（一）消費(fèi)需求受到投資需求的嚴(yán)重擠壓

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

表1GDP、消費(fèi)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(fèi)

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(fèi)

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(fèi)

71217

80476

93602

108392

125343

投資

80646

94402

篇（8）

一、引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)取得了巨大的跨越式發(fā)展，居民消費(fèi)水平得到了極大的提高。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，我國居民消費(fèi)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(shù)由0.54降低到2012年的0.36，農(nóng)村恩格爾系數(shù)由1990年的0.55降低到2012年的0.39。這說明我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了巨大的進(jìn)步，居民消費(fèi)水平得到了顯著提高。

關(guān)于居民消費(fèi)，國內(nèi)外學(xué)者做了很多研究。按區(qū)域劃分，有全國性的，也有區(qū)域性的;按內(nèi)容劃分，主要研究消費(fèi)的影響因素，消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化及演變趨勢等等。本文建立居民消費(fèi)額與國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)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(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資與財政收入與居民消費(fèi)的關(guān)系。

二、數(shù)據(jù)來源與處理

本文選取我國1990～2012年居民消費(fèi)額、國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資與財政收入的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。搜集數(shù)據(jù)之后，先對數(shù)據(jù)進(jìn)行歸納整理，接著對數(shù)據(jù)進(jìn)行取自然對數(shù)處理。本文中，居民消費(fèi)額、國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資和財政收入分別用C、G、K和I來表示。最終數(shù)據(jù)處理結(jié)果如表1所示：

三、模型構(gòu)建與求解

（一）構(gòu)建多元線性回歸模型

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

ln（C）=α?ln（G）+β?ln（K）+γ?ln（I）+ln（μ）

對模型進(jìn)行變形可得：

C=Gα?Kβ?Iγ?μ

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

（二）模型參數(shù)估計

將處理好的數(shù)據(jù)輸入到eviews軟件中，運(yùn)用多元線性回歸方法對數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸分析。Eviews分析結(jié)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(guān)關(guān)系，這說明原模型的選取是可靠的。

1. 模型參數(shù)估計

運(yùn)用eviews軟件對多元線性回歸模型進(jìn)行回歸分析，可以很直觀地得出結(jié)果。本文運(yùn)用eviews軟件進(jìn)行參數(shù)估計，結(jié)果顯示見表2：

由表2得出，本文的模型參數(shù)方程為：ln（C）=1.27ln（G）-0.22ln（K）-0.12ln（I）-2.89。同時，擬合優(yōu)度為0.999，調(diào)整后的擬合優(yōu)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(jié)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(chǎn)總值與居民消費(fèi)是正相關(guān)，固定資產(chǎn)投資和財政收入與居民消費(fèi)是負(fù)相關(guān)關(guān)系，這個符合預(yù)期。同時α，β，γ表示的是彈性系數(shù)，不考慮數(shù)據(jù)的正負(fù)，可以看出國民生產(chǎn)總值對居民消費(fèi)的影響最大，其次是固定資產(chǎn)投資對居民消費(fèi)的影響，最低的是財政收入的影響。

3. 對變量進(jìn)行t檢驗

由于本文要對三個變量進(jìn)行檢驗，故應(yīng)該設(shè)立三個假設(shè)：

①H0：α=0 H1：α≠0

②H0：β=0 H1：β≠0

③H0：γ=0 H1：γ≠0

由eviews結(jié)果可知，ln（G）、ln（K）和ln（I）的t統(tǒng)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(tǒng)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(shè)，這意味著三個變量都是顯著的。

4. 對變量進(jìn)行聯(lián)合檢驗

依據(jù)上述結(jié)論，三個變量都是統(tǒng)計顯著，但是這并不意味著多個變量聯(lián)合顯著。本文接著檢驗三個變量的聯(lián)合顯著性。假設(shè)：

H0：α=β=γ=0

H1：α≠β≠γ=0

三個變量的檢驗結(jié)果要服從F分布，臨界值為F（2，19）=3.52。

本文運(yùn)用eviews軟件進(jìn)行F統(tǒng)計量的分析，分析結(jié)果如表3所示：

由表3的分析結(jié)果可知，三個變量的F統(tǒng)計量為86.29，這遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于F（2，19）=3.52，表明拒絕原假設(shè)，也即三個變量是聯(lián)合顯著的。

四、結(jié)論

本文運(yùn)用多元線性回歸模型，將居民消費(fèi)額作為因變量，國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資和財政收入作為自變量，并對各個變量進(jìn)行t檢驗，同時將三個變量聯(lián)合起來進(jìn)行聯(lián)合檢驗。通過計量分析，可以得到以下結(jié)論國民生產(chǎn)總值對居民消費(fèi)是正向影響，固定資產(chǎn)投資和財政收入對居民消費(fèi)是負(fù)向影響。結(jié)果顯示，國民生產(chǎn)總值越多，居民消費(fèi)額越高;反之，固定資產(chǎn)投資和財政收入越多，居民消費(fèi)額越少，這符合人們的預(yù)期。當(dāng)固定資產(chǎn)投資增多時，人們用于消費(fèi)的收入減少，消費(fèi)減少;當(dāng)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(fèi)的越少。

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

各個變量不僅單獨顯著，還聯(lián)合顯著。通過對各個變量進(jìn)行t檢驗，檢驗結(jié)果表明各個變量都是顯著影響的;不僅如此，本文通過構(gòu)建聯(lián)合檢驗，檢驗結(jié)果表明三個變量聯(lián)合顯著，表明這三個變量都是影響居民消費(fèi)的要素。

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篇（9）

1.引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)取得了巨大的發(fā)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(jīng)濟(jì)發(fā)展主要依賴于出口與投資拉動，消費(fèi)不足成了制約著國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的首要問題。為此，國家提出了“擴(kuò)內(nèi)需、保增長”的宏觀經(jīng)濟(jì)政策，以促進(jìn)國家經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展。由于浙江省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)是居民消費(fèi)的主要力量，分析研究城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平及其影響因素，對于浙江省制定恰當(dāng)?shù)南M(fèi)政策，提高居民消費(fèi)水平以及刺激經(jīng)濟(jì)增長具有重要的現(xiàn)實意義。

2.研究意義

消費(fèi)是人類社會經(jīng)濟(jì)生活中的重要行為和過程，任何社會都離不開消費(fèi)。在我國，隨著社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制的確立，消費(fèi)在全民經(jīng)濟(jì)生活中的作用更顯重要。可以說，消費(fèi)活動是經(jīng)濟(jì)活動的終點，一切經(jīng)濟(jì)活動的目的就是為了滿足人們不斷增長的消費(fèi)需求；但另一方面，消費(fèi)活動又是經(jīng)濟(jì)活動的起點，是拉動經(jīng)濟(jì)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(fèi)，又回歸到消費(fèi)。要使我國經(jīng)濟(jì)長期增長，啟動消費(fèi)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(fèi)水平的提高對經(jīng)濟(jì)發(fā)展有很大的影響。社會再生產(chǎn)總是以生產(chǎn)為起點運(yùn)行的，生產(chǎn)是消費(fèi)的基礎(chǔ)，并為消費(fèi)提供了對象，決定消費(fèi)水平。但消費(fèi)也能反作用于生產(chǎn)，首先它是生產(chǎn)的歸宿和目的，它使產(chǎn)品得以最終完成和實現(xiàn)，其次它把生產(chǎn)者的勞動能力再生產(chǎn)出來，為生產(chǎn)提供生產(chǎn)主體，三是它充當(dāng)產(chǎn)品的價值、使用價值的鑒定者，四是它為再生產(chǎn)提供動力和投入的導(dǎo)向，從而促進(jìn)再生產(chǎn)在規(guī)模結(jié)構(gòu)和布局上的優(yōu)化、合理化。在市場經(jīng)濟(jì)條件下，消費(fèi)水平的提高會促進(jìn)消費(fèi)增長和擴(kuò)大，加快經(jīng)濟(jì)運(yùn)行，增加投資和進(jìn)出口貿(mào)易，推動國民經(jīng)濟(jì)的快速增長，國家對此也提出了擴(kuò)內(nèi)需、保增長的宏觀經(jīng)濟(jì)政策。

本文利用浙江省1986年到2009年統(tǒng)計年鑒上的相關(guān)數(shù)據(jù)，對影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的因素進(jìn)行了實證研究，首先找出可能影響消費(fèi)水平的因素，然后采用多元線性回歸模型其進(jìn)行分析和檢驗，最終得出結(jié)論，并根據(jù)分析結(jié)果提出幾點提高消費(fèi)水平的建議。

3.理論假設(shè)、數(shù)據(jù)來源和分析方法

根據(jù)大量的消費(fèi)理論文獻(xiàn)的借鑒和研究可知，影響居民消費(fèi)水平的因素有很多，如居民人均可支配收入、對收入的預(yù)期、消費(fèi)心理、消費(fèi)偏好、消費(fèi)慣性、消費(fèi)者年齡性別及全社會人均固定資產(chǎn)投資、人均生產(chǎn)力水平、消費(fèi)價格指數(shù)等等。由于消費(fèi)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(chǎn)投資、人均生產(chǎn)力水平、消費(fèi)價格指數(shù)等四個可度量的方面來考察其對浙江省城居民消費(fèi)水平的影響狀況，其中本文以浙江省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出來代表人均消費(fèi)水平。通過對大量相關(guān)文獻(xiàn)的參閱，本文選擇四個對消費(fèi)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(zhèn)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(fèi)的關(guān)系非常的緊密，城鎮(zhèn)居民的收入水平的高低決定消費(fèi)水平的高低，是制約消費(fèi)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(zhèn)居民的收入普遍增加，所以居民消費(fèi)水平也相應(yīng)地提高。

第二個因素，全社會人均固定資產(chǎn)投資。它是反映固定資產(chǎn)投資規(guī)模、結(jié)構(gòu)和發(fā)展速度的綜合性指標(biāo)，用我省全社會固定資產(chǎn)投資額除去全省人口數(shù)就得出人均固定資產(chǎn)投資額。根據(jù)西方經(jīng)濟(jì)學(xué)的基本理論可知投資具有乘數(shù)的效應(yīng)，較小的投入可以引起大的資產(chǎn)流動。投資乘數(shù)的放大作用體現(xiàn)在對生產(chǎn)的拉動和引發(fā)居民消費(fèi)上。因為固定資產(chǎn)投資增加必然使企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，這樣社會各部門的勞動者收入也會隨之增加，從而消費(fèi)增加。

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

第四個因素，全社會人均生產(chǎn)力水平。生產(chǎn)力水平提高，促進(jìn)勞動生產(chǎn)率的提高，同時降低產(chǎn)品生產(chǎn)成本，因此這將導(dǎo)致產(chǎn)品的價格的下降，從而促進(jìn)消費(fèi)者進(jìn)行消費(fèi)支出。

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

本文將城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出作為被解釋變量，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、全省社會人均固定資產(chǎn)投資、全省社會人均生產(chǎn)力水平和消費(fèi)價格指數(shù)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?xì)w到隨機(jī)項中。

4.分析結(jié)果

4.1　數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

通過spss軟件，對變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計其結(jié)果如下：

從表1可以看出，人均生產(chǎn)力水平均值大于城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出、人均可支配收入、人均固定資產(chǎn)投資與消費(fèi)價格指數(shù)。同時，各變量的標(biāo)準(zhǔn)差較大，1986年至2009年隨著經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，全社會人均生產(chǎn)力水平、人均消費(fèi)支出，人均可支配收入，人均固定資產(chǎn)投資與消費(fèi)價格指數(shù)都在穩(wěn)定增長。

4.2　回歸分析結(jié)果

根據(jù)表2可以看出，R2=0.998，模型整體擬合較好，則模型系數(shù)不全為0。且城鎮(zhèn)居民人均可支配收入及消費(fèi)價格指數(shù)系數(shù)在1%水平內(nèi)顯著不為0，人均固定資產(chǎn)投資在5%水平內(nèi)也顯著不為0。城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，人均固定資產(chǎn)，消費(fèi)價格指數(shù)間存在正相關(guān)，即收入與固定資產(chǎn)投資及消費(fèi)價格指數(shù)的增長將導(dǎo)致消費(fèi)支出的增長。但人均生產(chǎn)力水平與城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，這與經(jīng)濟(jì)理論不符，且以人均生產(chǎn)力水平為被解釋變量，做對城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出的回歸，可以看出，二者呈正相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為0.357，在1%水平內(nèi)顯著不為0，因此本次回歸中人均生產(chǎn)力水平的回歸系數(shù)不具有經(jīng)濟(jì)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(shù)的方差膨脹因子（　variance　inflation　factor，　VIF）均遠(yuǎn)大于10，因此認(rèn)為各變量間存在多重共線性，且對各變量間做pearson相關(guān)系數(shù)，得表3。

表3　變量相關(guān)系數(shù)矩陣（　N　=　24）

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

從表3可以看出各變量間存在較嚴(yán)重的多重共線性，且城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出相關(guān)系數(shù)最大，因此根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論與統(tǒng)計檢驗，收入是最重要的解釋變量，選出最優(yōu)簡單回歸方程為[yt=f（x1t）]，

5.結(jié)論與建議

通過分析，本文得出城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入和消費(fèi)價格指數(shù)都是影響消費(fèi)水平的因素，對其具有顯著的正相關(guān)作用。從實際情況來說，我國城鎮(zhèn)居民的相當(dāng)一部分都是工薪階層，收入主要來源于工資，是消費(fèi)的來源及基礎(chǔ)，只有滿足基本的生活需要以后才會去消費(fèi)，而消費(fèi)水平的提高其實很大程度上是受該部分消費(fèi)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(fèi)就會越高，引致消費(fèi)對消費(fèi)水平的貢獻(xiàn)較大，所以消費(fèi)水平也會相應(yīng)得到提高。與此同時，消費(fèi)價格指數(shù)間存在正相關(guān)，即收入及消費(fèi)價格指數(shù)的增長將導(dǎo)致消費(fèi)支出的增長。

為了使我省經(jīng)濟(jì)快速持續(xù)發(fā)展，必須增加人們的消費(fèi)。通過增加消費(fèi)，拉動經(jīng)濟(jì)增長，通過經(jīng)濟(jì)增長帶動消費(fèi)的增加。這樣才能使我區(qū)經(jīng)濟(jì)不斷向前發(fā)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(fèi)。

第一，要著力增加居民收入。把增加城鎮(zhèn)中低收入居民作為重點和中長期目標(biāo)加發(fā)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(jīng)濟(jì)發(fā)展速度相適應(yīng)。綜合運(yùn)用財政、稅收、貨幣等政策，努力增加就業(yè)機(jī)會，縮小收入差距，重視對有發(fā)展前景的勞動密集產(chǎn)業(yè)的大力扶持，增加就業(yè)人數(shù)，提高居民收入，從而提高居民的消費(fèi)能力。

第二，建立健全的社會保障制度。要盡快建立覆蓋現(xiàn)更廣、更規(guī)范、更透明的社會保障制度，提高保障水平。當(dāng)前，要采取經(jīng)濟(jì)、行政、法律等措施，保證居民養(yǎng)老、醫(yī)療保險和失業(yè)救濟(jì)等款項足額到位，及時發(fā)放，盡最大努力減少對居民消費(fèi)預(yù)期的負(fù)面影響。

第三，發(fā)展消費(fèi)信貸。發(fā)展消費(fèi)信貸是促進(jìn)內(nèi)需擴(kuò)大的必然選擇。發(fā)展消費(fèi)信貸，可以聯(lián)通生產(chǎn)與消費(fèi)，疏導(dǎo)巨額儲蓄適當(dāng)向消費(fèi)領(lǐng)域分流，解決現(xiàn)實購買力與消費(fèi)需求不匹配的矛盾，這里的信貸不僅包括耐用消費(fèi)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(yán)重依賴性。

第四，拓寬消費(fèi)領(lǐng)域、發(fā)展消費(fèi)熱點、開辟新的消費(fèi)方式。隨著社會的發(fā)展與進(jìn)步，涌現(xiàn)出大量的新的消費(fèi)熱點，比如旅游、住房、汽車等。當(dāng)然上述的消費(fèi)品必然要有政府的一系列的配套改革，推進(jìn)城市住房、用車信貸的制度。還要調(diào)整在短缺時期與消費(fèi)一般水平內(nèi)限制性消費(fèi)措施，如高消費(fèi)稅等，調(diào)整社會的消費(fèi)水平偏離度。

第五，強(qiáng)化輿論引導(dǎo)。轉(zhuǎn)變?nèi)藗兊南M(fèi)觀念，引導(dǎo)合理消費(fèi)。傳統(tǒng)觀念制約著居民消費(fèi)的傾向，間接導(dǎo)致消費(fèi)結(jié)構(gòu)的不合理，消費(fèi)不足，倡導(dǎo)科學(xué)消費(fèi)、文明消費(fèi)、適度消費(fèi)。可以從輿論引導(dǎo)和典型示范兩個方面入手。要堅持“適度超前消費(fèi)”的輿論導(dǎo)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(fèi)者教育。消費(fèi)者教育是指對廣大消費(fèi)者所進(jìn)行的有目的、有計劃、有組織地傳授有關(guān)消費(fèi)知識和技能，提高消費(fèi)者自身素質(zhì)的一種社會活動。在全社會廣泛開展消費(fèi)教育，不僅可以直接增長消費(fèi)者的科學(xué)文化知識，而且可以培養(yǎng)消費(fèi)者形成各種必要的消費(fèi)技能。

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篇（10）

體育消費(fèi)水平 

論文摘要：運(yùn)用文獻(xiàn)資料法、調(diào)查法、數(shù)理統(tǒng)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(fèi)總體水平等方面分析了長、株、潭經(jīng)濟(jì)圈社區(qū)居民的體育消費(fèi)水平。認(rèn)為：女性與男性都喜歡參與體育運(yùn)動，但在消費(fèi)觀念上，女性比男性節(jié)約，使女性整體體育消費(fèi)水平低于男性；居民體育消費(fèi)水平的高低并不與參加體育鍛煉的人數(shù)成正比；體育消費(fèi)是文化消費(fèi)的一種，具有消費(fèi)能力的層次性；體育消費(fèi)水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展成正比；居民消費(fèi)潛力巨大。 

體育消費(fèi)水平是指一定時期內(nèi)按人口平均實際消費(fèi)的各種體育物質(zhì)產(chǎn)品和服務(wù)(或勞務(wù))產(chǎn)品的數(shù)量。本文從地域的角度對長、株、潭經(jīng)濟(jì)圈社區(qū)居民體育消費(fèi)水平進(jìn)行分析研究，有利于保障其健康的消費(fèi)行為和理念，同時也可以為城市社區(qū)體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供一個良好的機(jī)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(jī)抽樣的方法，在長、株、潭三市的各社區(qū)中隨機(jī)抽取了韭菜園辦事處、朝陽街辦事處(長沙芙蓉區(qū))、金盆嶺辦事處、城南路辦事處(長沙天心區(qū))、麓山南路辦事處、銀盆嶺辦事處(長沙岳麓區(qū))、望麓園辦事處、伍家?guī)X辦事處(長沙開福區(qū))、左家塘街道辦事處、井灣子街道辦事處(長沙雨花區(qū))、中洲路街道辦事處、五里堆街道辦事處(湘潭岳塘區(qū))、雨湖路街道辦事處、中山路街道辦事處(湘潭雨湖區(qū))、宋家橋街道辦事處、仙庾鎮(zhèn)街道辦事處(株洲荷塘區(qū))、建寧街道辦事處、五里墩鄉(xiāng)街道辦事處(株洲蘆淞區(qū))、田心街道辦事處、清水塘街道辦事處(株洲石峰區(qū))天臺科技園、金德工業(yè)園(株洲高新區(qū))等22個社區(qū)，然后在抽取的每個社區(qū)中再隨機(jī)抽取各年齡段的居民進(jìn)行體育消費(fèi)現(xiàn)狀調(diào)查。 

     1．2研究方法 

    1．2．1調(diào)查法 

(1)問卷調(diào)查法。根據(jù)本課題的研究任務(wù)設(shè)計了《長、株、潭經(jīng)濟(jì)圈社區(qū)居民體育消費(fèi)水平的現(xiàn)狀調(diào)查問卷》，共發(fā)放問卷2200份，調(diào)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(fā)放440份問卷，平均每個社區(qū)每個年齡段發(fā)放2O份。回收問卷1970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(xué)分析和統(tǒng)計學(xué)樣本量的基本要求。 

(2)訪談法。對長、株、潭三市部分社區(qū)的居民進(jìn)行訪談，調(diào)查了解了居民的日常消費(fèi)及體育消費(fèi)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(qū)居民的體育態(tài)度；影響其參加體育鍛煉的因素及日常活動情況等。這些內(nèi)容也是設(shè)計本論文普查問卷的理論依據(jù)。 

1．3數(shù)理統(tǒng)計法 

對調(diào)查所獲得的各項數(shù)據(jù)，運(yùn)用SPSS11．0統(tǒng)計軟件進(jìn)行統(tǒng)計分析。 

2研究結(jié)果與分析 

2．1不同性別的社區(qū)居民體育消費(fèi)水平的分析 

長、株、潭經(jīng)濟(jì)圈社區(qū)居民體育消費(fèi)支出在性別上存在一定差異，在過去的一年中，體育消費(fèi)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(fèi)100—300元的女性居民與男性居民相比呈上升趨勢，體育消費(fèi)在300元以上的呈下降趨勢。男性居民去年的平均體育消費(fèi)金額為157．85元，而女性的平均體育消費(fèi)金額為123．96元，見表1。 

從以上結(jié)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(yùn)動，但在消費(fèi)觀念上，女性比男性節(jié)約，以致女性500元以上的體育消費(fèi)的比率是男性的5O，使女性整體體育消費(fèi)水平低于男性。 

2．2不同年齡段的社區(qū)居民體育消費(fèi)水平的分析 

從調(diào)查的數(shù)據(jù)中可知，16-30歲的居民群體在體育消費(fèi)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(fèi)平均消費(fèi)金額為222．38元，而31—4O歲的群體體育消費(fèi)平均消費(fèi)金額為143．25元，41—5O歲的群體體育消費(fèi)平均消費(fèi)金額為130．73元，51-59歲的群體體育消費(fèi)平均消費(fèi)金額為107．57元，60歲以上的群體體育消費(fèi)平均消費(fèi)金額為90．67元。 

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

2．3不同文化程度的社區(qū)居民體育消費(fèi)水平的分析 

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

2．4長、株、潭經(jīng)濟(jì)圈社區(qū)居民體育消費(fèi)水平的總體分析 

通過對數(shù)據(jù)的分析可看出(表4)，年平均體育消費(fèi)在100元以下的人群占整個長、株、潭經(jīng)濟(jì)圈城市居民的53．65，也就是說：長、株、潭經(jīng)濟(jì)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(fèi)低于9元，平均到每天低于0．3元，這個數(shù)據(jù)令人堪憂。根據(jù)世界衛(wèi)生組織的調(diào)研報告，當(dāng)前人類健康狀況非常嚴(yán)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(diào)研結(jié)果與上述結(jié)果相似，且“亞健康狀況”的比例有進(jìn)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(xiàn)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(fèi)金額在100—500元之間的群體，隨體育消費(fèi)金額的增長數(shù)量呈上升趨勢，而到500元以上又呈現(xiàn)下降的趨勢：年消費(fèi)在500元以上城市居民占總?cè)藬?shù)的8．65％，這一群體在體育產(chǎn)業(yè)學(xué)中被稱為體育高消費(fèi)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(yùn)動的蓬勃興起給體育產(chǎn)業(yè)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(jīng)濟(jì)上具備進(jìn)行體育消費(fèi)的能力，隨著我國整體消費(fèi)結(jié)構(gòu)的提升，人們對健康和生活質(zhì)量的追求會進(jìn)一步提高，并且我國改革開放的力度不斷加大，經(jīng)濟(jì)全球化對居民消費(fèi)的影響會進(jìn)一步增大，體育消費(fèi)將會成為人們?nèi)粘ＯM(fèi)中的一個重要內(nèi)容。