居民消费水平论文篇1

一、研究对象与方法

1．1研究对象

本文在研究对象的选取上采用简单随机抽样的方法，在三市的各社区中随机抽取了韭菜园办事处、朝阳街办事处(长沙芙蓉区)、金盆岭办事处、城南路办事处(长沙天心区)、麓山南路办事处、银盆岭办事处(长沙岳麓区)、望麓园办事处、伍家岭办事处(长沙开福区)、左家塘街道办事处、井湾子街道办事处(长沙雨花区)、中洲路街道办事处、五里堆街道办事处(湘潭岳塘区)、雨湖路街道办事处、中山路街道办事处(湘潭雨湖区)、宋家桥街道办事处、仙庾镇街道办事处(株洲荷塘区)、建宁街道办事处、五里墩乡街道办事处(株洲芦淞区)、田心街道办事处、清水塘街道办事处(株洲石峰区)天台科技园、金德工业园(株洲高新区)等22个社区，然后在抽取的每个社区中再随机抽取各年龄段的居民进行体育消费现状调查。

1．2研究方法

1．2．1调查法

(1)问卷调查法。根据本课题的研究任务设计了《经济圈社区居民体育消费水平的现状调查问卷》，共发放问卷2200份，调查居民共分5个年龄段(16—30岁、31—4O岁、41—5O岁、51—59岁、6O岁以上)，每个年龄段发放440份问卷，平均每个社区每个年龄段发放2O份。回收问卷1970份，回收率89．55，有效问卷1922份，有效率97．56。问卷的回收率和有效率均满足社会学分析和统计学样本量的基本要求。

(2)访谈法。对三市部分社区的居民进行访谈，调查了解了居民的日常消费及体育消费的支出情况；在体育方面花钱是否值得；钱都花在了哪些方面；社区居民的体育态度；影响其参加体育锻炼的因素及日常活动情况等。这些内容也是设计本论文普查问卷的理论依据。

1．3数理统计法

对调查所获得的各项数据，运用SPSS11．0统计软件进行统计分析。

二、研究结果与分析

2．1不同性别的社区居民体育消费水平的分析

经济圈社区居民体育消费支出在性别上存在一定差异，在过去的一年中，体育消费平均在100元以下的女性居民占54．65，男性是53．83，这个比率基本相等．但平均消费100—300元的女性居民与男性居民相比呈上升趋势，体育消费在300元以上的呈下降趋势。男性居民去年的平均体育消费金额为157．85元，而女性的平均体育消费金额为123．96元，见表1。

从以上结果可以看出，在“健康第一”的影响下，女性与男性都喜欢参与体育运动，但在消费观念上，女性比男性节约，以致女性500元以上的体育消费的比率是男性的5O，使女性整体体育消费水平低于男性。

2．2不同年龄段的社区居民体育消费水平的分析

从调查的数据中可知，16-30岁的居民群体在体育消费支出上明显高于其他年龄段的居民群体(见表2)。16—30岁的群体体育消费平均消费金额为222．38元，而31—4O岁的群体体育消费平均消费金额为143．25元，41—5O岁的群体体育消费平均消费金额为130．73元，51-59岁的群体体育消费平均消费金额为107．57元，60岁以上的群体体育消费平均消费金额为90．67元。30-4o岁、41—5O岁的社区居民参加体育锻炼的比率低于51—59岁、6O岁以上的居民，而体育消费支出却高于51—59岁、6O岁以上的居民群体，这说明体育消费水平的高低并不与参加体育锻炼的人数成正比，这种消费水平的差距在一定程度上是由于消费动机造成的。

2．3不同文化程度的社区居民体育消费水平的分析

因为“体育消费尽管也包含少量对物质产品的消费，但就整体而言，它属于服务产品消费，是文化消费的一种”，它“具有能力的层次性”。在物质消费活动中，一般来说只要拥有，就能消费，只是因为，最基本的物质消费是人的本能。但体育消费则不同，它要求具有很高的消费能力，即必须具备与体育消费相适应的知识、经验和技能。体育消费能力强的消费者，能够消费多样化的体育产品，而体育消费能力弱的消费者则只能消费浅显、单一的体育产品，这种文化程度的不同造成了体育消费水平的差异。

2．4经济圈社区居民体育消费水平的总体分析

通过对数据的分析可看出(表4)，年平均体育消费在100元以下的人群占整个经济圈城市居民的53．65，也就是说：经济圈城市居民群体中有超过一半的人群每月用于体育的花费低于9元，平均到每天低于0．3元，这个数据令人堪忧。根据世界卫生组织的调研报告，当前人类健康状况非常严峻，约15为健康者，15为病患者，7O左右的人处于“亚健康状况”，我国近期的调研结果与上述结果相似，且“亚健康状况”的比例有进一步攀升的迹象。处于“亚健康状况”的以中年人为最多，造成这一现状的原因主要是因为缺乏体育锻炼。

从表中可看出，年体育消费金额在100—500元之间的群体，随体育消费金额的增长数量呈上升趋势，而到500元以上又呈现下降的趋势：年消费在500元以上城市居民占总人数的8．65％，这一群体在体育产业学中被称为体育高消费群体，虽然这一部分人的比率不高，但是，这足以说明全国性健身运动的蓬勃兴起给体育产业带来的巨大影响。由于城市居民家庭年收入快速增长，使他们在经济上具备进行体育消费的能力，随着我国整体消费结构的提升，人们对健康和生活质量的追求会进一步提高，并且我国改革开放的力度不断加大，经济全球化对居民消费的影响会进一步增大，体育消费将会成为人们日常消费中的一个重要内容。:

居民消费水平论文篇2

文献标识码：A

研究背景

一国或某一地区居民的收入水平与其消费需求之间存在着紧密的联系，这一点无论在西方经济学的经典理论中还是在国内外许多学者的实证研究中都得到证实。近年来，国内不少学者都在西方经典消费一收入理论的基础上对我国整体或某一地区的居民收入水平对消费需求的影响进行实证研究。例如，戴晓鹏(2009)基于凯恩斯的绝对收入理论对河南省郑州市的城乡居民消费支出和当期收入的关系建立理论模型，对郑州近10年来的城乡居民消费支出和收入水平进行了实证分析，指出郑州市城乡居民当期绝对收入水平对当期消费支出水平有显著的影响，绝对收入水平提高可以有效扩大城乡居民的消费支出。杜大琳(2007)根据凯恩斯绝对消费理论对1978～1998年我国农村居民的当期收入水平和消费支出建立模型，但实证分析结果显示，当期收入水平不是影响我国农村居民消费需求的绝对因素，我国城乡居民消费支出还受到前期收入水平和物价水平变化的影响。上述研究都是主要分析即期收人对居民消费支出的影响。于淑波(2008)根据弗里德曼的持久性收入理论，实证研究了我国农村居民的暂时性收入和持久性收入对消费支出的影响，结果表明，我国农村居民的消费支出变化的同时，受到暂时性收入和持有性收入变化的影响，其中持久性收入对我国农村居民消费支出影响尤为显著。

广州城乡居民暂时性收入水平和持久性收入水平对消费需求的影响进行实证分析，同时对与广州经济发展程度相似的北京、上海地区的城乡居民的收入消费进行相应的实证研究，以便进一步横向比较收入水平对上述三地城乡居民消费支出的影响。本文分为三部分，第一部分分析1996～2007年间广州城乡居民收入水平和消费需求的现状和特点；第二部分是实证分析；最后是本文的结论和相关建议。

广州城乡收入水平与消费需求的现状和特点

1996～2007年间，广州地区城镇和农村居民的收入水平和消费支出都保持持续高速的增长，消费支出的增长率要略快于收入水平的增长率。在这12年问，广州城市居民的人均可支配收入水平由9940元增长到22469元，平均年增幅为10.5％，城市居民的消费性支出由8092.8元增长到18951.32元，平均年增幅达到11.18％。广州农村居民的人均纯收入由5164.67元增长到8612.84元，平均年增幅为5.56％。农村居民人均年消费性支出由3530.62元增长到6341.51元，平均年增幅为6.63％。图1和图2分别表明1996～2067广东城乡居民的人均年收入水平和消费性支出的变化情况。

从图1与图2中也可以看到，随着广州地区城乡居民人均收入水平和消费支出的增长，城乡居民的收入差距和消费支出差距也越来越大。图3表明1996～2007年间广州城乡居民收入水平和消费支出的差距变化情况，从1996年到2007年，广州地区城乡居民人均收入水平差距由4775元增加到13856元，消费支出水平城乡差距由4562元增加到12609元，收入水平和消费支出水平差距都呈现出了逐年增长的趋势，广州城乡居民消费支出和收入水平的二元格局越来越显著。

将1998～2007年间广州城乡居民收入水平变化情况与经济发展水平相似的北京、上海相比较。图4与图5反映了三地1998～2007年间城乡居民收入变化情况，从中可以看出广州城乡居民收入水平一开始领先于北京、上海城乡收入水平，而在近5年逐渐被北京、上海所赶超。10年来广州、北京、上海三市城镇居民可支配收入水平的年平均增长率分别为9.96％、14.34％、16.93％；三地农村居民纯收入水平年平均增长率则分别为5.3％、13.73％、8.91％。数据显示广州地区城乡居民收入水平增长率都远低于北京、上海地区，与北京相比，城镇居民可支配收入水平的年平均增长率低接近7个百分点，农村居民纯收入水平年平均增长率低8.43个百分点；与上海相比前者低4.38个百分点，后者低3.36个百分点。

将1998～2007年间广州地区最终消费率与北京，上海地区和全国水平相比较，可以看出10年期间广州地区最终消费率水平低于北京、上海地区，与全国水平差距不大。图6反映了1998～2007广州、北京、上海三地最终消费率和全国消费率的变化情况。在国际上看，根据库兹涅兹和钱纳里对101个国家在1950～1970年间消费率和人均收入水平之间关系的研究，人均GDP超过1000美元的国家消费率基本稳定且保持在76.5％的水平附近，2007年广州人均GDP超过10000美元，而同期消费率只有42.54％，与上述“标准”也相距很远。因此，无论从国内还是国际比较，当前广州地区的最终消费率都处于比较低的水平。

本文在已有研究基础上，通过建立城乡居民消费支出与收入水平的二元线性模型，并对1996～2007年间

广州城乡居民收入水平对消费需求影响的实证分析

(一)模型建立和数据解释

根据凯恩斯绝对收入理论和弗里德曼持久性收入理论，影响居民消费支出的收入因素有暂时性收入和持久性收入两种，参考对持久性收入与农村消费支出的相关研究，本文建立一个关于广州城乡居民消费支出与收入水平的二元线性模型，模型方程可表示如下：

Ct=ayp+bym+u　(1)

其中Ct是被解释变量，表示广州城镇(农村)居民的当期消费性支出，yp与ym是解释变量，yp表示广州城镇(农村)居民的持久性收入，ym表示广州城镇(农村)居民的暂时性收入，ym和yp共同构成

城乡居民当年的可支配收入yt。而根据弗里德曼的统计方法，yp的估计方法为城乡居民三年内可支配收入的平均数：即yp=(yt+yt-1+yt-2)/3，根据上文论述。ym=yt-yp。u为方程的误差项。a和b分别为两个解释变量对被解释变量影响系数的估计参数。

(二)广州城乡居民收入水平对消费支出的影响

分别结合1998～2007年间广州城镇和农村居民消费支出和收入水平的实证数据可以对方程(1)进行OLS回归估计，其中Ct可以分别根据广州统计年鉴中的城镇居民人均消费性支出和农村人均生活性消费支出指标来计算，yt则可分别根据广州统计年鉴中城镇居民人均可支配消费和农村居民人均纯收入指标来计算，根据上述的计算方法，方程估计的结果如表1、表2所示。

从对模型方程的OLS估计结果中可以得出以下结论：

无论从城镇居民还是从农村居民来看，广州城乡居民的持久性收入与暂时性收入对其当期消费支出的影响都是正向而且显著的，这体现为模型的两个解释变量的估计参数为正而且都通过了T检验，而且从模型的拟合优度来看，上述城镇和农村两个模型的R方值都在90％附近，这说明收入水平是影响广州居民当期消费支出变动的主要因素。

暂时性收入对广州农村居民消费支出的影响系数估计参数大于城市居民消费支出的影响系数估计参数，而持久性收入对广州农村居民消费支出的影响系数估计参数小于对城市居民消费支出的影响系数估计参数，这表明提高持久性收入水平更有利于增加广州城镇居民的消费支出，提高暂时性收入更有利于增加广州农村居民的消费支出。

(三)广州与北京、上海城乡居民收入水平对消费支出影响的横向比较

选取与广州经济发展程度相似的北京、上海作为横向比较对象，基于上述已经建立的城乡居民收入一消费二元线性模型，结合广州、北京、上海三地的实际数据，可以对三地模型估计的结果进行比较，三地城乡居民收入－消费二元线性模型回归结果如表3所示：

从表3可以看出，广州、北京、上海三地的城乡居民收入－消费二元线性回归模型的拟合优度总体在90％水平以上，模型拟合程度较高，三地居民收入－消费二元线性回归模型都通过了DW检验。其DW值分别位于1％显著水平下的DW下界临界值以上。DW检验结论指出模型自相关问题并不严重。

从三地居民收入－消费二元线性回归模型结果中可以看出：

广州、北京、上海三地城乡居民模型的持久性收入系数都通过T检验，这说明持久性收入对于广州、北京、上海三地城乡居民的消费支出都有显著正向的影响。

广州城乡居民模型的暂时性收入系数通过了T检验，北京、上海两地城乡居民的暂时性收入系数没有通过T检验，这说明了暂时性收入对于广州城乡居民消费支出影响比较显著，对北京、上海城乡居民消费支出影响则不显著。

广州农村居民持久性收入对消费支出的影响系数小于北京和上海农村居民消费支出的影响系数，模型说明，持久性收入每增加(或减少)1元，会引起广州农村居民消费支出增加(减少)0.675246元，会引起北京地区农村居民消费支出增加(减少)0.74303元，引起上海农村居民消费支出增加(减少)1.257991元。以上分析结果表明与北京、上海相比，持久性收入变化对广州农村居民消费支出水平变化的影响较小。

结论和建议

(一)结论

持久性收入与暂时性收入的变化都会影响广州城乡居民的消费支出的变化；暂时一性收入对农村居民消费支出的影响大于对城镇居民消费支出的影响，持久性收入对城镇居民消费支出的影响大于对农村居民消费支出的影响。从模型回归结果中可以看出，持久性收入每增加(或减少)1元，会相应增加(减少)城镇居民0.79元的消费支出，增加(减少)农村居民0.68元的消费支出。暂时性收入每增加(或减少)1元，会增加(减少)城镇居民0.94元的消费支出。增加(减少)农村居民1.23元的消费支出。

目前，广州地区的消费率无论是国际比较还是与北京、上海比较都处于较低水平，与广州所处经济发展阶段及其水平不相适应。消费率低下的主要原因之一是无论是人均收入水平还是收入水平增长速度均低于北京、上海。同时，通过广州与上海、北京消费－收入二元线性模型回归结果的横向比较分析可以看出：暂时性收入变化对广州城乡居民消费支出的影响要比对北京、上海城乡居民消费支出的影响更为显著，而持久性收入对广州农村居民消费支出的影响小于对北京、上海农村居民消费支出的影响。

(二)政策建议

基于上述分析的结果，并综合实际情况，本文提出以下政策建议：

政府必须遵循的原则：一是要把提高本地区域乡居民的收入水平解决民生问题作为工作的出发点和归宿点，摈弃为GDP而片面追求GDP的数量和速度的理念和行为。二是要针对本地区城乡居民收入水平对消费支出的影响从战略和战术、长期和短期等多维层面和角度系统全面地采取有针对性、可行的措施努力增加居民收入，从而提高消费率。

对农村居民而言，政府要通过增加对农村的投资来增加收入、改善和提高消费水平。目前，特别是要加大公共财政对农村居民转移支付的力度。公共财政支出的重点：一是要加大对农村地区公共品投资力度，改善农村居民的公共服务设施，优化农村居民的公共消费环境，提高农村居民的收入和消费能力。例如，建设农村金融基础设施，可以鼓励农村居民信贷消费；农村信息网络建设增加农村居民的消费机会等。二是统筹城乡就业，创造更多地适应农村居民就业的岗位。三是增加对农村居民特别是适龄青年农民的职业技能等就业能力培训的投资；从长期看，还要进一步提高农村居民受教育的年限，大力发展农村职业高中、职业中专教育。

对城市居民而言，政府更多地采取措施改善和稳定持久性收入预期。一是要尽快建立完善的社会保障制度。二是积极进行收入分配制度改革，充分发挥政府在初次分配中保证公平正义的干预功能，保证收入分配的机会平等，促进收入流动性。同时，调整国民收入分配结构，提高居民收入占国民收入的比重；三是进一步增加人力资本投资的力度，一方面，延长义务教育年限(12年)，提高居民的受教育年限；积极调整教育结构，大力发展高等职业教育。四是完善市场经济体制，消除市场分割。

基于与北京、上海在收八水平和消费率等方面的差距，政府要积极调整本地国民收入分配结构，增加居民收入特别是居民劳动收入在国民收入中的比重，提高城乡居民的收入水平；与经济发展水平相适应，合理确定城乡居民收入增长的预期目标，并将其作为经济社会发展的核心指标和宏观调控的重要目标；在制定增加暂时性收入和持久性收入政策时，在保证两方面政策协调基础上，要优先、及时出台促进暂时性收入提高的一系列政策。并加大提高暂时性收入的政策执行力度。

参考文献：

1　卢荣善国内需求不足诊治――兼评现行扩大内需政策[J]安徽师范大学学报，2000.2

2　杜大琳我国城乡居民消费一收入模型的比较[J]英才高职论坛，2007.3

3　宋林辉，刘宽虎，于健，消费收入的理论及在中国的应用[J]经济与社会发展，2003.5

4　吴炜峰，杨蕙馨，转型时期我国城乡居民居住消费弹性研究[J].产业经济评论，2008.9

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居民消费水平论文篇3

众所周知，要讨论收入差异和总消费的关系就必须在消费理论的框架内进行，但现有的消费理论并未给出二者之间关系的明确结论，一般来讲，这种关系隐含在消费函数逻辑推理的后面。在直觉上收入差异对消费水平确有影响，该命题的支持者往往借鉴于凯恩斯（Keynes，1936）消费理论中的“边际消费倾向递减”规律来说明，坎贝尔和曼昆（Campbell and Mankiw，1989；1990；1991）的λ假说的理论核心也是凯恩斯的“边际消费倾向递减”规律。本文将首先讨论收入差异的衡量方法，然后构建基于收入差异的消费函数并讨论两者之间的关系，最后用中国居民的收入和消费数据对此进行验证。

一、收入差异的衡量方法

居民收入的差异的衡量一直是国内外经济学家所关心的问题，基尼系数法是经济学界最常用的研究收入差异的方法。张平（2000）在《收入差异、利率与消费》一文中对收入差异的衡量采用的是样本中所有研究对象的最高最低收入比，并通过回归模型分析指出收入差异拉大、收入增长与平均消费倾向之间存在负相关性。和基尼系数相比，张平采用的最高最低收入比计算比较方便，更能直观地反映收入差异。

本文用以衡量个人收入差异的是收入差异率δi，即个人收入与总体平均收入的差距与总体平均收入的比率。如果以yi代表个人收入，以y代表总体居民即期平均收入，则收入差异率表示为δi=yi-y/y。若δi为正则说明个人收入高于总体平均收入，若δi为负则说明个人收入低于总体平均收入，δi的绝对值越大说明个人收入偏离平均收入的程度越大。另外，本文采用变异系数Vn= 来衡量总体居民的收入差异，其中，表示收入为yi的居民数pi占居民总数p的比例。当变异系数Vn=0时，说明居民收入分配绝对公平；当变异系数Vn的值比较小时，说明居民收入差异比较小，收入分配比较均衡；当变异系数Vn的值比较大时，说明居民收入差异比较大，收入分配也不均衡。

二、收入差异与消费水平的关系论证

要研究收入差异与消费水平的关系，本文还必须分析中国居民的消费行为，从而得到中国居民的消费函数。对于消费函数的研究，本文直接引用叶海云（2000）的短视消费模型，即：

C0=1+r/2+r[A0+y0-R*+y1 /1+r] （1）

其中，C0表示消费者的现期消费，r表示利率，A0表示其初始流动性资产水平，y0表示现期收入，y1代表下期收入，R*是消费者本期的实际储蓄目标。

将δi代入Vn可以得到Vn=，在分析中国居民短视消费模型的基础上，可以得到：对于消费者i来说，在假定利率r不变的情况下，其本期消费C0i主要取决于其初始资产A0i和下期收入y1i以及储蓄目标R*i，即消费者i的消费行为满足下式：

C0i=1+r/2+r[A0i+y0i-R*i+y1i /1+r] （2）

将个人收入差异率δi（δi=yi-y/y）带入（2）式得到如下所示的消费模型：

C0i=1+r/2+r×y×δi+y1i/2+r+1+r/2+r(A0i-R*i+y) （3）

下面来寻找变异系数Vn和总体居民总消费∑C之间的函数关系。本文假设在整个经济体中每个消费者的可支配收入都不相等，即p、pi满足pi=1，p=n。那么，nV2n=δ2i成立。

又由δi=yi-y/ 可得：2δ2i=y2i+2-2yi?

对于含有n个消费者的经济体来说，求和可得：2yi=y2i+ny2-y2δ2i

将nV2n=δ2i带入上式可得：

2yi=y2i+ny2-y2?nV2n=y2i+ny2（1-V2n）

上式中的yi代表消费者i的可支配收入，本文用y0i表示消费者的本期可支配收入，则对于含有n个消费者的整个经济体而言，他们的本期可支配收入满足：

2y0i=y20i+ny2（1-V2n） （4）

由（2）式可得含有n个消费者的经济体的总消费：

C0i=y0i+A0i+-R*i

将（4）式带入上式得到如下所示的收入差异和总消费的函数关系：

C0i=+?（1-V2n） +A0i+-R*i （5）

通过对上式的分析可以发现，整个经济体居民总消费∑C和变异系数V2n之间存在负相关性，也就是说如果V2n变小，则居民消费水平将增加。

三、中国居民收入差异与消费水平关系的验证与分析

通过上面的讨论，本文论证了居民收入差异和消费水平之间的关系，这一关系就是：收入差异和消费水平之间存在负相关，缩小居民之间的收入差异将有利于提高居民消费水平。为了使上述论证更具可靠性，本文将对下式所表示的收入差异和消费水平之间的负相关关系进行验证。

居民消费水平论文篇4

改革开放以来，随着我国经济的迅速发展，人民的生活水平也日益提高，同时，居民的消费水平也在不断提升。要想维持持续稳定增长的居民消费水平，研究居民消费水平的规律性以及预测其变化发展趋势就变得尤为重要，这就需要研究居民消费水平与经济发展之间的数量关系。

二、理论综述

分析居民消费水平的影响因素，可以从多个角度分析，影响其水平高低的因素也有多种，然而根据理论及经验，首要应考虑的因素为经济发展，经济发展对居民消费水平有着最主要的影响。理论上，经济增长越多，居民消费水平越高。

三、指标的选取和数据的说明

1.指标（变量）的选取。选择居民消费水平作为被解释变量Y，国内生产总值作为解释变量X。衡量一国经济发展水平的指标可以有多种选择，但是人均国民收入，即国内生产总值GDP是用来衡量一国或地区经济发展水平的通用的指标，故这里选择GDP作为解释变量X。

2.数据的收集与说明。数据来源于中国统计局数据库，数据范围的选择为1978年-2013年该36年间的中国全体居民消费水平以及国内生产总值的数据。数据选择自1978年开始，是考虑到我国的国情状况，改革开放前经济波动较大，所以选择改革开放前的数据没有较强的现实意义，所以这里选择改革开放后的数据，来反映经济增长对居民消费的影响及两者之间的数量关系。

四、模型的设定与估计

1.模型设定。为了分析居民消费水平Y和人均GDP的关系，做散点图，如下：

通过散点图可以看出，居民消费水平Y和人均GDP之间的关系大致呈线性关系，为了接下来研究居民消费水平与国内生产总值之间的数量关系的规律性，建立以下简单线性回归模型：

2.参数估计。用Eviews作一元线性回归得到估计方程为：

Y=623.2472+0.02532X

（138.1485）（0.000675）

t=（4.511429）（37.53213）

五、模型检验

1.经济意义检验。方程中估计的变量X前的参数为0.02532，说明国内生产总值GDP每增加一亿元，居民消费水平平均增加0.02532元，这与经济学理论相符合，通过经济意义检验。

2.拟合优度和统计检验。R2=0.976432，说明模型整体上对样本数据的拟合程度较好。此外，由t=37.53213，大于临界值，通过t检验，说明国内生产总值对居民消费水平有显著的影响。且nR2=35.151552，大于临界值，说明该模型存在异方差。

3.自相关检验。运用DW检验法，DW=1.0901723

4.异方差检验。对调整后的模型进行异方差检验，模型中不存在异方差。调整后的方程为：

Y=894.834+0.023783X

（320.9484）（0.001338）

t=（2.788093）（17.77463）

六、结论与政策建议

1.结论。①居民消费水平与国内生产总值之间存在正相关关系，表现为：国内生产总值每增加一亿元，居民消费水平平均增加0.023783元。②国内生产总值对居民消费水平存在显著影响，国内生产总值常被公认为衡量国家经济状况的最佳指标，它可以反映一个国家的经济发展水平。国民收入提高，在其他因素不变的情况下，居民购买力提高，从而消费水平增加。

2.推论及政策建议。①改善收入分配制度，提高居民收入水平。居民收入水平和消费倾向是决定居民消费需求的两个重要因素，而消费倾向在很大程度上与收入分配的状况有关，因此要扩大居民消费需求，应目力提高城乡居民收入水平。②调整消费政策，改善消费环境，继续整顿和规范市场经济秩序，加快生活基础设施建设，尤其是要加快改造农村电网、广播电视网、邮政通讯网、信息网等消费环境，扩大农民的消费需求。③培育消费热点，促进消费节后和产业结构升级，扩大居民教育消费，在知识经济时代，增加居民教育消费，是提高居民消费层次和质量的关键，增加居民信息消费，对着国民经济和社会信息化快速推进，信息消费渐已成为居民消费的热点之一，要加快信息产业信息服务业发展，扩大信息产品及网络的共给，促进信息服务的社会化和市场化。④加强宣传教育，转变居民消费观念，大力倡导信用消费，建立信用消费与保险、担保相结合，分散和降低消费信贷风险。扩大消费信贷范围，加快信用消费体系建设，制定和完善与信用消费有关的法律法规，为开展消费信贷清除障碍。

参考文献：

[1]国家统计局.2010年中国统计年鉴[M].北京：中国统计出版社，2010.

[2]王燕.应用时间序列分析[M].北京：中国人民大学出版社，2005：82-88.

居民消费水平论文篇5

中国居民食品消费结构经历了一个从生存型到数量型再到质量型的过程，食品消费的数量和质量大大提高，食品消费的社会程度不断增强，居民营养水平不断得到满足。硕士论文，食品消费结构。特别是改革开放以来，经济快速发展，我国城乡居民收入水平有了很大的提高，食物消费水平和食物消费结构也发生了很大的变化。但由于东西方文化的结合及消费观念的改变，中国居民的食品消费结构中存在一系列问题，与营养健康的消费模式还有一定的差距。硕士论文，食品消费结构。一、我国食品消费结构现状

消费结构(consumptionstructure)是在一定的社会经济条件下，人们(包括各种不同类型的消费者和社会集团)在消费过程中所消费的各种不同类型的消费资料(包括劳务)的比例关系。硕士论文，食品消费结构。

我国居民食品消费结构在新中国成立以来发生了较大的变化。

1、新中国成立直到我国改革开放前，由于我国一直坚持建国初期优先发展重工业的战略思路，在相当长的一段时间内，以牺牲农业和轻工业为代价，通过资源的高度倾斜配置，片面发展重工业，最终建成的是一种以自我服务为目的、为生产而生产的工业体系，而将居民消费品的增长长期隔离在工业化进程之外。

2、党的十一届三中全会后，在改革开放政策和人均国民收入翻两番计划的推动下，我国经济持续快速增长，城乡居民收入和生活水平有了很大提高，食品消费模式也相应发生了较大变化，主要表现为：①城乡居民的恩格尔系数逐渐下降，食品消费水平不断提高。②食品供给多样化，城乡居民食品消费数量不断增多，尤其是消费结构趋向于肉类食品消费量的迅速提高。③广大居民环保意识不断增强，绿色食品日益受到消费者的崇尚和青睐。④食品消费方式逐渐由“生存型”向“享受型”转变。这方面突出表现为大量使用“一次性”消费品、包装产品和“深加工产品”。 ⑤外出就餐支出成为居民食品消费支出中增长最快的项目。

二、我国居民食品消费结构中存在的问题

（一）粮食消费量下降过快, 偏离东方饮食模式

1993年以来中国城镇居民人均粮食消费量突破100公斤底线, 到2004年迅速下降到78.2公斤。中国居民粮食下降趋势逐渐偏离东方国家以谷物为主的消费模式, 粮食消费减少程度大大超出西方国家相应阶段的消费水平,与粮食消费量较少的西方国家基本类似。今后中国居民食物消费观念如果没有根本上的改变, 粮食消费量继续下降的趋势将不可避免。再加上三年自然灾害、“大跃进”和“文化大革命”运动的影响，造成这一时期居民收人水平和食品消费水平极其低下( 恩格尔系数在60%以上)，生活水平停滞不前。这一时期的居民和家庭还处在一种勉强温饱的状态，食品消费档次很低，消费结构雷同，居民食品消费模式呈现生存型发展态势。

（二）城乡居民的膳食结构不尽合理

动物性食品消费出现动物性食品向肉类食品集中,肉类食品向猪肉集中的倾向。在动物性食品中, 肉类食品所占比例到2004年仍维持在40%左右,蛋白质含量较高的奶类、水产品类食品所占比例较小,只占26%、18%,动物性食品过于向高脂肪的肉类食品集中；在肉类食品中,又过于向猪肉集中,猪肉消费量占整个肉类食品的60%以上,牛羊肉、禽肉所占比例较小。

居民饮食消费主要还是一个习惯问题。硕士论文，食品消费结构。要改变营养过剩的状况, 必须首先改变居民不科学的饮食习惯。

（三）发达地区与落后地区居民食品消费存在较大差距

1、目前边远落后地区及农村居民刚刚跨越以粮为主高谷物膳食阶段，正在向低层次的副食消费转移，今后对蔬菜、食用油、猪牛羊肉等副食消费有一定的需求空间，对较高层次的禽类、奶类、水产品类副食需求有限，但是由于一般认为其需求弹性较大，增长率较高，农村居民对这些食品的消费潜力很大。

2、发达地区城镇居民对蔬菜、食用油、猪牛羊肉、蛋类等较低层次的副食消费趋于稳定，甚至下降，开始向较高层次的副食消费转移，今后对禽类、奶类、水产品类食品需求大增。硕士论文，食品消费结构。

3、农村居民仍处在“粮食+蔬菜 +动物性食品”的第一消费阶段,城镇居民目前基本步入“ 蔬菜+动物性食品+粮食”的第三消费阶段，城乡居民之间相差一个“蔬菜+粮食+动物性食品”的食品消费阶段，城乡居民食品消费差距在一个相当长的时期内是无法消除的。城镇居民在食品消费的档次上、数量上都远远高于农村居民。

二、改善居民食品消费结构的措施

（一）稳定和发展粮食生产

同时对农业生产结构进行适度调整，继续发展奶类等畜牧业生产，大力发展畜牧业、水产养殖业、家禽饲养业，努力提高动物性食品的供应量，满足人们的消费需求。

（二）改变居民的食品消费观念

加强对居民的膳食营养教育。利用广播、电视、报纸、网络等多种媒介,加强对广大居民的膳食营养知识普及力度, 改变饮食消费依着个人或家庭的嗜好进行的定势和习惯, 科学合理搭配食物。引导居民改变以味领先的饮食观念, 摒弃高油、高盐的饮食方式, 提倡少油、少盐、清淡的饮食方式。硕士论文，食品消费结构。引导居民增加对杂粮、薯类、豆类食品和对牛羊内、家禽、鱼虾、奶类的消费, 减少对耗粮多、油脂大的猪肉的消费。

（三）通过多种途径、多条渠道提高居民的收入水平

实证分析表明，收入增长是制约城乡居民食品消费支出的决定因素。只有稳定的收入增长才能保证稳定的食品消费支出增长。因此增加收入才是改善食品消费结构的关键所在。

1、建立健全最低工资保障制度

完善最低工资保障制度、提高最低工资标准，从而提高低收入城镇居民的收入水平，将这些措施纳入政府的经济发展规划，全力抓好并落实到位。

2、提高农村居民收入

狠抓各项惠农政策的落实，加大投入，促进农村基础设施建设，拓宽农民增收渠道，大力推进农业结构战略性调整。

3、增加西部地区教育经费投入

进一步提高西部居民整体教育水平，在加强西部基础教育的同时注重职业教育和中短期培训； 切实提高西部城镇就业者工资收入水平。

参考文献：

（1）郝梅瑞.论小康生活中的食品消费问题—北京市食品消费研.消费经济，1996（02）

（2）李哲敏，李干琼.中国农民食物消费与营养状况.中国食物与营养，2004（10）

（3）陈莹.武汉市居民消费水平和结构实证研究.安徽农业科学，2005（06）

（4）陈启杰.中国食品供求结构的发展及对策研究.财经研究，2000（01）

居民消费水平论文篇6

1 引 言

从《2014年统计公报》中看当前的经济形势，我国居民消费结构中发展型和享受型消费占比提高，消费结构持续完善，初步估算最终消费对经济增长的贡献率超过50%，可见消费水平的提高对推动经济的发展起着至关重要的作用，因此发展经济必须密切关注消费。此外，当前中国居民消费不足，对经济形势的发展不利，因此对居民消费行为的研究很有必要。而在中国，关于影响居民消费水平因素的分析有许多文章都在陈述，在关于预期对居民消费水平研究的文献中大部分都是在基于预期理论的基础上得出的结论，譬如预期会对家庭消费的时机选择产生影响等结论，但都缺乏实际考察。而本文的撰写主要基于前期对中国居民家庭预期意识的调查，将理论联系实际得出预期对居民消费水平的影响。

在本文撰写的前期做了大量的实践调查，制作了一份基于中国居民预期意识状况调查的问卷，通过对青海玉树、福建泉州、海南陵水以及四川成都这四座城市的城镇居民家庭为单位，对年收入在10万元以下的家庭做了近两百份的小范围问卷调查，调查数据统计：基本上有近41.7%的人具有预期意识，并在日常生活中对未来有做过预期。通过比较分析得出了结论：虽然两地收入水平存在一定的差距，并且储蓄与消费倾向不大相同，但在日常经济生活中人们偶尔会有预期意识，但这并不是一个经常性的行为。由此说明，对于消费主体来说，对未来物价的预期意识也构成了影响他们消费行为的一个因素，因此我们在考虑影响居民消费行为的因素中，不仅要考虑收入等关键性的影响因素，从微观个体上来看，居民个人的消费预期意识也应该考虑进去，但这个影响因素对我国居民消费水平的影响究竟有多大，国家在制定相关政策时是否应该将其考虑进去呢？因此有必要对此做实证分析。接下来将会对影响居民消费行为的因素进行计量分析，并着重研究居民个体的预期意识在影响消费行为时对居民支出有多大影响。

2 实证分析

通过收集2005年第一季度年至2014年第三季度这十年间的季度数据，运用Eviews软件，建立计量经济模型进行定量分析，对影响居民消费水平的因素进行分析和研究。

2.1 数据收集与变量选取

本文以分析居民消费水平为目的，主要检验居民预期对居民消费水平的影响程度。而影响居民消费水平的因素比较多，考虑到样本数据的一致性和可收集性，以及本文主要以研究居民预期对消费水平的影响为主要方向，因此只考虑几个关键变量进行模型构建。凯恩斯在《就业利息和货币通论》（1936）一书中提出了著名的消费函数理论：总消费是总收入的函数。这一思想用线性函数形式表示为：Ct=a+bxYt式中C表示总消费，Y表示总收入，下标t表示时期；a、b为参数。参数b称为边际消费倾向，其值介于0与1之间。凯恩斯的这个消费函数仅仅以收入来解释消费，被称为绝对收入假说。因此居民可支配收入是影响居民消费水平的一个主要因素应选人模型当中。本文重点讨论居民预期意识对消费水平的影响，因此用未来物价预期指数来反映居民的预期意识，该变量作为解释变量引入模型中。将居民的现金支出即消费水平作为被解释变量，引入居民可支配收入及居民未来物价预期指数对模型进行回归分析。其中城镇居民家庭人均现金消费支出、城镇居民人均可支配收入一累计值的数据来源于中国统计局官网，未来物价预期指数来源于中国人民银行每季度公布的数据，未来物价预期指数是由央行每个季度在全国50个城市对20000名城镇储户进行问卷调查得到的，调查的内容主要包括居民对当前经济形式的总体判断、居民物价感受情况、收入感受情况、就业感受情况、储蓄、投资和消费意愿以及房价预期与购买意愿等，调查问卷得到的数据主要是定性数据，央行通过采用扩散指数法将这些数据进行量化得出居民对未来物价预期指数及居民通胀预期指数。

2.2 单位根检验

由于建模采用的是2005-2014年的季度数据，因此在建模之前应对三组序列进行季节调整，采用Eviews软件中的Census X12的季节调整方法将序列中的季节变动要素去除，并对季节调整后的序列取对数后进行后续分析，这样处理能使实证结果的经济含义更加清晰，即解释变量前的系数表示相应变量的弹性。

对于时间序列，首先检验其平稳性。将居民消费水平、居民家庭可支配收入、居民对未来物价预期指数季节调整后取对数的序列分别进行检验，序列命名分别为LNY、LNX1、LNX2，利用Eviews软件并基于ADF的检验结果表明，居民消费水平、居民家庭可支配收入、居民对未来物价预期都是一阶积整即I （1）（见表1）。

2.3 协整检验

由上述检验可知各变量都是一阶积整，不能使用OLS回归，针对多个变量之间的协整关系，我们采用Johansen与Juselius提出的极大似然法进行检验，即Johansen检验。以此来估计居民家庭可支配收入、居民对未来物价预期指数与居民消费水平之间的长期关系（见表2）。结果显示，居民消费水平、居民家庭可支配收入与居民对未来物价预期指数之间存在协整关系，也就是说变量间存在3个协整关系。

从模型检验结果（见表3）中，可得到协整方程：

LNY=0.89LNXl +0.01LNX2

该式表明，居民家庭可支配收入每上升1%，将会导致居民消费水平即消费支出上升0.89%；居民对未来物价预期指数每上升1%，将会导致居民消费水平即消费支出上升0.01%。

2.4 结论分析

利用计量经济学的基本方法，通过将城镇居民人均可支配收入、居民物价预期指数对城镇居民家庭人均现金消费支出的建模分析，发现变量居民物价预期指数对因变量的作用不可忽视，是一个不能从模型中剔除的变量。因此通过实证分析发现，居民预期意识对其消费水平的影响是显著的，因此，我国居民预期意识理论与实际一致。

居民消费水平论文篇7

收录日期：2014年3月10日

一、引言

在我国经济结构转型升级的背景下，扩大居民消费是我国“稳增长”极为重要的环节。健全的社会保障体系不仅是解除城乡居民后顾之忧的根本制度安排，也是国家长治久安和社会和谐发展的基本制度保障，对居民消费有着重要的影响。

社会保障体系的逐步完善与居民消费水平是否有一定的联系，国内外学者很早就对两者的关系进行了研究，但研究结论并不一致。以Feldstein（1980）为代表的学者们认为社会保障对居民消费具有正向影响，即存在财富替代效应。他们通过研究发现，社会保障会使得居民减少储蓄，增加消费。而以Leimer and Lesnoy（1982）为代表的学者们则认为社会保障制度对居民消费的影响存在退休效应。社会保障会激励人们提前退休，获得收入的时间缩短将促使人们在工作期间增加储蓄，减少消费。国内的学者们在对该问题进行研究时也存在着一定的分歧。定性研究一般认为社会保障对居民消费具有促进作用。而实证研究的结论则常常得出了与之不同的结论。本文立足于对山东省的研究，运用赵建国、李佳（2011）改进后的消费者最优理论模型对社会保障与居民消费的关系进行实证研究。

二、数据和变量说明

本文选取的变量为山东省社会保障支出、居民消费支出和居民可支配收入，数据区间为1995～2012年。社会保障支出的数据来源主要有两个：财政社保支出和社会保险基金支出。由于山东省财政社保支出的统计数据的不可得性，本文采用了社会保险基金支出数据作为研究社会保障支出的变量，数据来源于历年《中国统计年鉴》和《中国财政年鉴》。居民消费支出和居民可支配收入的数据来自于《新中国六十年统计资料汇编》以及历年《中国统计年鉴》。为了消除价格水平的影响，本文以1978年作为基年，用相应的指数对文中所采用的所有数据进行平减。此外，为了消除时间序列的异方差，本文还对相关变量进行了对数处理。采用的统计软件为EViews7。

三、基于改进消费者最优理论模型的实证研究

本文借鉴了赵建国、李佳（2011）通过增加了个人可支配收入作为解释变量的改进消费者最优理论模型，并以此研究山东省社会保障支出与居民消费水平的关系。模型如式（1）所示：

lnct=？茁1+？茁2lnht+？茁3lngt+？滋t （1）

式（1）中，Lnc表示居民消费支出，Lnh表示居民可支配收入，Lng表示社会保障支出。首先对变量进行单位根检验，发现Lnc、Lnh和Lng存在单位根，是非平稳序列。之后，对变量的一阶差分序列做单位根检验，发现Lnc、Lnh和Lng都是不存在单位根的平稳序列。

对上述平稳的一阶差分系列进行格兰杰因果分析，检验结果如表1所示。（表1）可以看出，在5%的显著性水平下，社保支出是居民消费的格兰杰原因，社保支出是居民收入的格兰杰原因，虽然检验结果表明变量之间不存在双向因果关系，但由于单向因果关系的存在，可以通过建立协整方程对变量之间存在的长期的稳定关系进行检验。

考虑到要进行多变量协整检验，本文采用了Johansen检验，其迹检验和最大特征值检验的结果如表2所示。（表2）可以看出，Lnc、Lnh和Lng之间存在协整关系，进而可以得到如式（2）所示的协整方程：

Lnc=-0.048Lnh+1.132Lng （2）

从协整方程式（2）可以看出，居民消费、社保支出和居民收入存在长期稳定的协整关系。其中，社保支出每增加一个百分点，消费水平上升1.132个百分点。社保支出对消费水平有着显著的促进作用，说明社保支出对消费水平存在着财富替代效应。从长期看，居民收入每增加一个百分点，消费水平下降0.048个百分点。这说明居民收入的上升对消费水平具有反向影响。这可能与现行的社会保障制度的不健全有关，基于对未来预期的不确定性，居民收入虽然有所上升，但却不会用来消费，反而进一步增加储蓄。

四、结论与政策

本文采用改进的消费者最优模型，对山东省社会保障与居民消费之间的关系进行研究。结果表明：社保支出是居民消费的格兰杰原因，社保支出是居民收入的格兰杰原因。长期内，社保支出、居民收入和居民消费之间存在着稳定的协整关系。其中，社保支出对居民消费的增长具有显著的促进作用，而且社保支出的增加有利于居民收入水平的提高。而由于社会保障制度的相对不健全，居民收入的增长并不能有效带动居民消费的上升。基于此，给出以下政策建议：

1、稳步增加财政对社会保障的投入。近年来，虽然山东省各级政府加大了对社会保障制度建设的支持力度，但社会保障支出占财政总支出的比重仍然很低，且山东省人口众多，人均社会保障支出相对较小。只有逐步提高财政对社会保障的投入，减轻人们的负担，才能逐步改变人们的消费观念，促进消费水平的整体上升。

2、社会保障制度的建设是全社会共同的责任。政府应当注重社会保障融资机制的建设，多渠道筹措社会保障资金，加强对社保基金的管理，积极鼓励社会资本参与社会保障制度的建设和完善。同时，政府应当给予社会资本更多的自，减轻其投资壁垒和税收负担。逐步提高社保基金的收益和活力，促进社会保障制度的逐渐完善。

主要参考文献：

[1]Feldstein M S，Pellechio A J. Social security and household wealth accumulation：New microeconomic evidence[J].1980.

[2]Leimer D R，Lesnoy S D.Social security and private saving：New time-series evidence[J].The journal of political economy，1982.

居民消费水平论文篇8

2007年全国城镇居民收入为13,785.81元,消费支出为9,997.47元;农村居民收入为4,140.36元,消费支出为3,223.85元,城乡居民收入比为3.33,城乡居民消费比为3.101。这充分显示了我国经济的二元化特征,客观上造成了农村消费和城市消费模式上的差异性。在研究我国居民消费行为问题时不能一概而论,而应区别农村和城市分别进行研究,从而全面了解我国居民的消费模式以及城乡之间的差异,并采取有效合理的措施来拉动我国的消费需求,推进我国经济的科学发展。

一、基本理论

1、理论解释。在诸多的消费理论中,凯恩斯的绝对收入假说占有极其重要的地位。凯恩斯的消费理论认为:在现实生活中,决定消费支出的因素很多,如收入水平、商品价格水平、收入分配状况、利率水平、消费者偏好、消费者年龄构成以及制度、风俗习惯等,其中收入水平是最重要的因素。假定在决定人们消费的众多因素中,除收入以外,其他因素保持不变,则消费函数反映的是消费支出水平与可支配收入水平之间的依存关系。如果用C代表消费,Y代表收入,那么可以把消费函数写为:c=f(y)。对此,凯恩斯认为,存在一个基本的心理规律,即随着人们的收入增加,消费也增加,但消费的增加不及收入增加的多。

2、模型构建

Ci=C0i+βiYi+μi(1)

LCi= C0+γiLYi+μi(2)

其中:Ci为居民人均消费支出;Yi为居民人均年收入;μi为随机误差项;C0i为人均年基本消费需求;βi为居民边际消费倾向;LCi为居民人均消费支出取对数后的值;LYi为居民人均年收入取对数后的值;γi为消费弹性;i=1、2,1为城镇、2为农村。

3、数据来源。2007年31个省、自治区和直辖市的城乡居民人均消费和人均收入数据均来源于《2008年中国统计年鉴》。

二、实证分析

1、模型的分析。根据方程(1)和(2),采用eviews3.1的普通最小二乘法,分别对城乡居民消费函数进行了回归。

(1)城镇居民消费模型估计结果与分析:

F=583.1439DW=1.9336

其中,uhc表示城镇居民的人均消费;uhi表示城镇居民的人均可支配收入。

由(3)式的回归结果看,模型拟合较好。可决系数R2=0.9526,表明模型在整体上拟合的非常好。从斜率项的t检验值看,大于5%显著水平下自由度为n-2=29的临界值t0.025(29)=2.045;并且从斜率项的值看,0

F=47.3036DW=1.8507

其中,luhc表示城镇居民的人均消费取对数后的值;luhi表示城镇居民的人均可支配收入取对数后的值。

由(4)式的回归结果看,模型拟合也较好。可决系数R2=0.942,表明模型在整体上拟合的非常好。从斜率项的t检验值看,大于5%显著水平下自由度为n-2=29的临界值t0.025(29)=2.045;并且从斜率项的值看,0

(2)农村居民消费模型估计结果与分析:

F=247.8769DW=1.4617

其中,rhc表示农村居民的人均生活消费;rhi表示农村居民的人均纯收入。

由(5)式的回归结果看,可决系数R2=0.8953,表明模型在整体上也拟合的较好。从斜率项的值看,0

F=229.3123DW=1.6389

其中,lrhc表示农村居民的人均生活消费取对数后的值;lrhi表示农村居民的纯收入取对数后的值。

由(6)式的回归结果看,可决系数R2=0.958,表明模型在整体上拟合的也非常好。从斜率项的值看,0

2、城乡居民消费行为分析

(1)城乡居民消费行为描述分析。2007年城镇居民可支配收入最高的上海市为23,622.73元,最低的甘肃省为10,012.34元;农村居民纯收入最高的上海市为10,144.62元,最低的甘肃省为2,328.92元;城乡人均收入比值最小的上海市为2.3286,最大的贵州省为4.498。这说明就收入水平来说,第一,我国城乡居民收入水平总体上呈上升趋势;第二,地区与地区之间无论城镇居民还是农村居民的人均收入差距是明显的;第三,同一地区城乡居民的人均收入差距也是明显的,城乡居民人均收入差距有逐年拉大的趋势。

2007年城镇居民消费最高的上海市为17,255.38元,最低的青海省为7,512.39元;农村居民消费最高的上海市为10,144.62元,最低的贵州省为1,913.71元;城乡年人均消费比值为最小的上海市为1.9509,最大的为贵州省为4.0543。这说明就消费水平来说:第一,随着我国城乡居民人均收入的递增,居民年人均消费性支出总体上呈上升趋势;第二,地区与地区之间无论城镇居民还是农村居民的人均消费差距是明显的;第三,同一地区城乡居民的人均消费差距是也是明显的,城乡居民人均消费差距有逐年拉大的趋势。

(2)城乡居民消费行为计量检验分析。从消费函数方程(3)和(5)看,一方面城镇居民的边际消费倾向为0.69197,而农村居民则为0.37195,农村居民的边际消费倾向高出约为0.0275,这符合经济学基本原理,即低收入者的边际消费倾向高于高收入者,城镇居民的消费在收入增加中所占比例较低,城镇居民较为富裕;另一方面我国城镇居民基本消费为450.33元,而农村居民基本消费为179.19元,表明我国农村居民的生活水平远低于城镇居民。

从消费函数方程(4)和(6)看,城镇居民消费收入弹性为0.948,农村居民消费收入弹性为0.853,都缺乏弹性。也就是说,城镇居民收入每增加1%,消费增加0.948%;农村居民收入每增加1%,消费增加0.853%。

三、结论与建议

根据上述分析可得出:第一,凯恩斯的绝对收入假设消费函数理论比较符合目前我国居民的消费行为,所以要想提高农民的消费水平就必须增加农民的收入水平;第二,城镇居民的边际消费倾向要低于农村居民的边际消费倾向好几个百分点,说明城乡间由收入的差别导致消费差别的现象还十分严重,因此政府在收入政策制定上更应该向农村倾斜;第三,地区与地区之间无论城镇居民还是农村居民的人均收入和人均消费差距是明显的,要引起重视,要进行正确引导和加强调节,做到区域协调发展;第四,同一地区城乡居民的人均收入和人均消费差距也是明显的,城乡居民人均消费差距有逐年拉大的趋势,要注意地区内部的协调发展。总之,要根据影响收入及其分配的有关因素,采取相应措施以提高城乡居民收入,推动其消费。

(作者单位:安徽理工大学)

居民消费水平论文篇9

而今,土家族地区普遍贫困落后,经济社会发展滞后于其它地方,开发少数民族地区经济,缩小地区间差距成了各级政府面前的头等大事,同时也是学术界普遍关注的问题。张琦(2001)认为少数民族即期消费不旺,需求拉动不足制约少数民族地区的经济发展[2];吕学芳(2002)认为开拓少数民族地区农村消费市场是实现少数民族地区农村经济持续、快速、健康发展的有效途径,对少数民族地区农村经济的增长具有重要的推动作用[3]。开拓土家族地区农村消费市场来发展土家族地区经济,先必须了解土家族地区居民的消费特征,并对土家族居民的消费模式有一个准确的定位。目前,研究土家族地区居民消费的文献较少,主要有彭林绪(2000)从居住饮食文化的变迁角度探讨了土家族生活消费的变化[4];姚伟钧(2005)从节日习俗探讨了土家族的饮食文化[5];姚伟钧,刘朴兵(2007)从地理、气候等自然环境角度分析了鄂西土家族的饮食文化的特征,认为鄂西土家族的饮食文化具有粗放纯朴的三区饮食文化特征[6]。这些研究主要从民族学、民俗学等角度对土家族居民的饮食、消费文化进行定性的探讨,缺乏实证的分析。而从经济学的角度探讨土家族居民消费行为的文献极少,余石(2001)采用总量数据建立了恩施土家族苗族自治州消费函数的数学模型,并对该地区的总消费需求与其影响因素之间的关系进行了分析研究[7],表明绝对收入假说与相对收入假说理论在该地区的适用性。而笔者认为采用总量数据构建模型未必能全面反映土家族居民真实的消费特征;其次在余石所建模型中没有任何检验,因此其模型的准确性有待进一步探讨。那么土家族地区居民的消费特征是否与传统的消费理论相吻合呢?这些消费特征又衍射出土家族人怎样的经济特征与消费文化呢?它赋予我们怎样的政策导向呢?基于上述思考,并借鉴前人的研究成果,笔者以渝东南土家族地区为例(分别是石柱、秀山、酉阳、彭水、黔江),对该地区农村居民生活消费特征进行实证分析。

一、相关理论介绍

凯恩斯在《就业、利息和货币通论》中研究“当就业量处于既定水平时,什么因素决定消费的总量”时,将消费倾向定义为:存在于yw (即用工资单位衡量的既定的收入水平) 和cw (即在该收入水平下的消费开支) 之间的函数关系x,即:cw = x(yw)。

其理论纲要[8]是:当期收入是消费的主要决定因素,当实际收入总量增加时,总消费量也会增加,但其增加的程度不如收入,也即边际消费倾向的数值为正,但小于1。基于心里规律,这一理论在实际生活中很有说服力,在人们收入水平还很低时,必须把全部收入满足基本需求,因而没有储蓄或很少有储蓄;随着收入水平的提高,除满足基本需要以外,还有剩余用来满足其它需求,由于有些需求不是必须的,因此人们不会把全部收入用于消费,而是有一部分被储蓄;同时由于人们对未来收入的不确定,以及应付未来的不测之需、支付未来的大笔支出,加上为后代留笔财富的心态,使得人们也要进行储蓄;还有根据边际效用递减规律,人们总是把每个单位的货币用于效用最大的物品上,随着所消费物品的增加,从最后一个消费品上所得到的边际效用呈递减趋势,因而消费者的边际消费率呈递减性。

自凯恩斯提出上述消费函数的概念后,有关消费函数的实证研究被置于宏观经济学的核心地位,近几十年来,消费函数理论一直是经济学家相对关注和研究的领域。从时间维度来看,西方宏观经济理论对居民消费行为研究的演进过程大体可划分为四个阶段[9]:第一阶段是 20世纪30年代至 50年代中期,最具代表性的是凯恩斯的绝对收入假说和杜森贝里的相对收入假说;第二阶段是50年代到70年代中期,弗里德曼和莫迪利安尼在原有消费者行为分析框架基础上提出的永久收入假说和生命周期假说;第三阶段是 7o年代后期到80年代初期,霍尔(hall,robert e.,1978)将理性预期理论引入永久收入假说和生命周期假说,提出了随机游走假说;第四阶段是80年代中期以后,以预防性储蓄假说和流动性约束假说为代表所引发的大量相关经验理论与假说。

学术界运用于定量分析的理论主要集中在凯恩斯的绝对消费理论模型和杜森贝里的相对收入假说模型,国内学者一般将凯恩斯的消费理论化为具体可计量的数学模型[10]:c=a+by (c表示消费水平,y表示可支配收入,a表示自主消费水平,b表示边际消费水平);将相对收入假说理论化为可计量的模型[7]:ct=b0+b1yt+b2ytmax 或者ct=b0+b1yt+b2ct max ,式中yt max 表示过去最高收入水平,ctmax表示过去最高消费,在实际中一般采用上年消费水平ct-1 代替ctmax ,这样上式表达式为:ct=b0+b1yt+b2ct-1。笔者仍以上述理论模型为基础,建立渝东南土家族地区消费函数模型并展开分析。

二、渝东南土家族地区为例的实证分析

笔者以渝东南地区土家族农村居民生活消费为例,分析数据来源于历年《重庆统计年鉴》及《重庆直辖10周年——数据与分析》,具有很高的可靠性[11][12]。文章先以凯恩斯的绝对消费理论模型c=a+by进行回归分析,其中c为土家族地区农村居民人均生活消费,y表示为农村居民人均纯收入,a表示自主消费,b表示边际消费倾向。运用eviews软件[13]对1996-2006年人均生活消费与人均纯收入的当年数据进行回归,计算结果如表1。

从回归结果来看,黔江回归模型的可决系数较高(098),t检验与f检验都能通过,拟合较好,但常数项为负数,经济学含义即自主消费量为负数,同时b值高达116,大于1,其经济学含义即边际消费倾向为116,意味着收入增长一元,消费将增加116元,因此违背了凯恩斯消费理论的分析框架(凯恩斯绝对消费理论认为自主消费不少于0,边际消费倾向少于1),该模型是失败的;石柱的消费模型中,常数项未能通过t检验,(在n=11,显著性水平a=01时,t临界值为136,上述表中仅为032);秀山的消费模型拟合较好,各项参数均能通过相关检验;酉阳、彭水的消费模型同样不能通过常数项的t检验,其中酉阳的边际消费倾向为1,不符合凯恩斯的消费理论框架。总体而言,除了秀山消费函数拟合较好以外,其他区县的拟合情况较差,因此上述分析表明凯恩斯的绝对消费理论在解释土家族地区农村居民生活消费行为特征时缺乏说服力。

针对上述分析出现的问题,并结合相对收入假说理论,对模型进行修正,以统计学原理为依据[14],以参数通过相关检验为衡量标准,择优处理,得到如下分析结果见表2。

注:方程式栏中参数下面括号中数值为t检验值,消费函数表达式中ct表示当期消费,ct-1表示上期消费。

从表2中的分析结果来看,可决系数都在09以上,表明拟合方程式能解释的部分达到90%以上,拟合较好。同时各参数估计的t值,f都通过了检验,但有一个共同的特点:自主消费没有体现在模型中。从各地区拟合的消费表达式来看,黔江居民生活消费行为较为特殊,当期的生活消费取决于当期收入与上期的消费水平,其中边际消费倾向为101,即当期收入增加一个单位时,生活消费将增加101个单位;石柱、秀山、酉阳、彭水等县的边际消费倾向也偏高,分别是095、083、099、089。另外,依据相关数据计算[11][12]的平均消费倾向也表明该地区的消费倾向明显高于重庆平均水平与全国平均水平[15]。

基于上述分析,可得出渝东南土家族地区农村居民的生活消费特征如下:第一,消费行为不符合凯恩斯的消费理论,但与相对消费理论吻合较好;第二,自主性消费参数a的估计不显著,同时平均边际消费倾向普遍较高;第三,边际消费倾向偏高,甚至大于1,明显高于全国及全市平均水平。

三、原因分析

针对上述土家族居民的消费特征,分析其原因主要有以下三个方面。

(一)“自给自足”的生产方式是其主要经济特点

在上述消费函数分析过程中,常数项参数未能通过检验,即渝东南土家族地区居民的自主消费不显著。但这并不表明土家族居民没有自主消费,而可能是自主消费主要依靠自己生产供给,并不是在市场上购买所得,而目前我国的数据资料的统计主要是针对市场交易产生的数据进行统计,而自给自足的经济数据未能统计,因此可能部分掩盖了数据的真实性,导致常数项通不过检验。从事实上来看,渝东南土家族地区历来属于“老、少、边、穷”的部级贫困区,与其它地方相比,该地区交通不便、经济落后、信息闭塞,至今仍以传统的农业生产为主。从2006年农林牧渔业总产值占gdp比重来看,重庆平均水平是183%,而土家族地区5区县该指标平均在30%以上,比重最小的是黔江286%,最高的是酉阳达657%。由此可见,农业生产在该地区仍处在核心地位。另外,从农产品的商品率来看,重庆平均水平是557%,而该地区均低于这一水平,农业商品率最高的石柱为540%,最低的酉阳仅为476%。这表明土家族地区的经济具有浓厚的自给自足的特征,大量农产品未在市场上流通,而是满足于自己的生活,这也印证了上述消费函数的回归分析是准确的。

(二)农民收入低导致严重的“透支消费”现象

从渝东南土家族地区5区县的平均边际消费倾向来看,1996年、2001年、2006年三年的截面数据均显示该地区的平均消费水平高于重庆平均水平。1996酉阳的平均消费倾向高达1282,远远超过重庆平均水平(0898),黔江平均消费倾向最低,也高达0925。至2006年,平均消费倾向整体呈现下降趋势,但是黔江、酉阳地区的平均消费倾向大于1,这表明消费支出额大于收入水平,况且本文分析的仅仅是生活消费支出,这就表明该地区农村居民生活极度贫困,出现了严重“透支消费”现象。统计数据显示,2006年重庆农村居民人均纯收入为2 87383元,而渝东南土家族地区该指标均低于这一数值。最高的石柱为2 45773元,相当于重庆平均水平的855%;最低的酉阳仅为2 03098元,仅仅相当于重庆平均水平的707%,见表2。这表明该地区居民低收入水平是制约消费行为的主要因素,农民的收入主要用于生活方面的必要消费,而对生活消费之外的弹性消费品需求很少,因此从这种角度来讲,要繁荣该地区农村经济,拓展农村消费市场必须加快提高该地区居民的收入水平,增强居民的消费能力。

(三)土家族消费文化的影响

尽管渝东南土家族地区农村居民收入水平较低,但其边际消费倾向普遍较高,部分甚至高达09以上,相当于每增加一元收入,生活消费就会相应增加09元以上,这与我国居民收入水平与边际消费倾向的“倒u”型关系假说不符合[16](即中产阶级的边际消费倾向最高,低收入者与高收入者的边际消费倾向较低)。同时也与我国农村居民边际消费倾向徘徊在07-08之间存在很大差别[17],何况上述的分析还没有考虑生活消费以外的消费情况,那么其中的原因何在呢?单从经济学角度考虑很难找到答案,笔者认为土家族的饮食文化深深影响边际消费倾向。

土家族居民尽管并不富裕,但是其食风十分豪放,平日土家族人普遍喜欢用大大的土碗吃饭喝酒。如果饭碗太小,就觉得吃的不舒服;酒碗太小,就觉得喝的不爽快。这种豪放的食风在接待客人的筵席上,更是得到了十足的体现。一般说来,客人临门,夏天要先请客人喝一碗糯米甜酒,冬天则先请客人吃一碗开水泡团馓,再待以酒菜。土家人待客还喜用盖碗肉,即以一片特大的肥膘肉盖住碗口,下面装有精肉和排骨。为表示对客人尊敬和真诚,土家族待客的肉要切成大片,酒要用大碗装。土家族有吃社饭的传统风俗,社日期间,家家请,户户接,社宴散时,主人还要让赴宴者带一些社饭回去,对于因故未来者,主人还往往派人把社饭送到府上去[6]。吃了别人家的社饭,要还席,因此社日期间土家族人互相邀请吃社饭,形成吃转转席的饮食格局。喝咂酒是土家族的另一风俗,凡客至家,必以酒招待;婚丧喜庆,必设酒宴。同时,土家族是一个节日频率极高的民族,除了农历的十月外,几乎每月都有节日,有的甚至一个月里有几个节日。过年过节往往杀猪宰羊,排场很大。

因此,笔者认为土家族豪放的饮食文化和节日文化注定了土家族居民的生活消费在收入中的比重较高。这在一定程度上解释了为何在渝东南土家族贫困地区农村居民保持很高的边际消费倾向的“怪圈”。

四、结论

文章以渝东南土家族为例,运用消费理论基本原理对该地区居民的消费行为进行实证分析,分析表明凯恩斯的绝对消费理论不适合该地区居民的消费行为特征,而相对消费理论比较吻合该地区居民的消费行为。土家族地区居民的生活消费主要取决于当期的收入水平和上期的消费水平,而且平均消费倾向和边际消费倾向都明显高于重庆平均水平与全国平均水平,一方面这是该地区居民收入不高,贫困的表现;同时也是土家族居民独特的饮食文化、节日文化及淳朴的好客习俗的体现。它给予我们的政策导向主要有三点:一是促进土家族地区商品经济的发展,提高农村居民的商品意识,活跃农村消费市场;二是挖掘土家族文化产业,培育土家族特色饮食文化产业大有潜力可挖;三是大力实施农业产业化,千方百计提高土家族居民的收入水平才是硬道理。

参考文献:

[1]陈浩.国土家族人口和城镇化水平分布特征分析[j].中国人口科学,1999(1):57.

[2]张琦.少数民族地区居民消费现状的思考[j].商业研究,2001(11):150.

[3]吕学芳.试论少数民族地区农村消费市场的开拓——湘鄂渝黔边区农村消费市场调查与思考[j].中央民族大学学报(哲学社会科学版),2002(2):78.

[4]彭林绪.土家族居住及饮食文化变迁[j].湖北民族学院学报(哲学社会科学版),2000(1):6

[5]姚伟钧.鄂西土家族原生态饮食文化的传承与开发[j].湖北民族学院学报(哲学社会科学版),2005(3):17.

[6]姚伟钧,刘朴兵.试论鄂西土家族饮食文化的特色[j].湖北民族学院学报(哲学社会科学版),2007(3):12-13.

[7]余石.恩施土家族苗族自治州消费函数的建立与研究[j].中南民族大学学报(自然科学版),2001(12):86.

[8]约翰.梅纳德.凯恩斯.就业利息和货币通论[m].魏损,译.西安:陕西人民出版社,1973:83-102.

[9]胡乃武,张海峰,张琅.我国居民消费倾向的实证分析[j].宏观经济研究,2001(6):32-35.

[10]汪浩瀚.微观基础、不确定性与西方宏观消费理论的拓展[j].经济评论,2006(2):57.

[11]重庆市统计局,国家统计局重庆调查总队.2000-2007年重庆统计年鉴[m].北京:中国统计出版社.

[12]重庆市统计局,国家统计局重庆调查总队.重庆直辖10周年——数据与分析[m].重庆:重庆出版社,2007.

[13]易丹辉.数据分析与eviews应用[m].北京:中国统计出版社,2002(2):132.

[14]张晓峒.计量经济学基础[m].天津: 南开大学出版社,2005(5):50-60.

居民消费水平论文篇10

而今,土家族地区普遍贫困落后,经济社会发展滞后于其它地方,开发少数民族地区经济,缩小地区间差距成了各级政府面前的头等大事,同时也是学术界普遍关注的问题。张琦(2001)认为少数民族即期消费不旺,需求拉动不足制约少数民族地区的经济发展[2];吕学芳(2002)认为开拓少数民族地区农村消费市场是实现少数民族地区农村经济持续、快速、健康发展的有效途径,对少数民族地区农村经济的增长具有重要的推动作用[3]。开拓土家族地区农村消费市场来发展土家族地区经济,先必须了解土家族地区居民的消费特征,并对土家族居民的消费模式有一个准确的定位。目前,研究土家族地区居民消费的文献较少,主要有彭林绪(2000)从居住饮食文化的变迁角度探讨了土家族生活消费的变化[4];姚伟钧(2005)从节日习俗探讨了土家族的饮食文化[5];姚伟钧,刘朴兵(2007)从地理、气候等自然环境角度分析了鄂西土家族的饮食文化的特征,认为鄂西土家族的饮食文化具有粗放纯朴的三区饮食文化特征[6]。这些研究主要从民族学、民俗学等角度对土家族居民的饮食、消费文化进行定性的探讨,缺乏实证的分析。而从经济学的角度探讨土家族居民消费行为的文献极少,余石(2001)采用总量数据建立了恩施土家族苗族自治州消费函数的数学模型,并对该地区的总消费需求与其影响因素之间的关系进行了分析研究[7],表明绝对收入假说与相对收入假说理论在该地区的适用性。而笔者认为采用总量数据构建模型未必能全面反映土家族居民真实的消费特征;其次在余石所建模型中没有任何检验,因此其模型的准确性有待进一步探讨。那么土家族地区居民的消费特征是否与传统的消费理论相吻合呢?这些消费特征又衍射出土家族人怎样的经济特征与消费文化呢?它赋予我们怎样的政策导向呢?基于上述思考,并借鉴前人的研究成果,笔者以渝东南土家族地区为例(分别是石柱、秀山、酉阳、彭水、黔江),对该地区农村居民生活消费特征进行实证分析。?

一、相关理论介绍?

凯恩斯在《就业、利息和货币通论》中研究“当就业量处于既定水平时,什么因素决定消费的总量”时,将消费倾向定义为:存在于yw (即用工资单位衡量的既定的收入水平) 和cw (即在该收入水平下的消费开支) 之间的函数关系x,即:cw = x(yw)。?

其理论纲要[8]是:当期收入是消费的主要决定因素,当实际收入总量增加时,总消费量也会增加,但其增加的程度不如收入,也即边际消费倾向的数值为正,但小于1。基于心里规律,这一理论在实际生活中很有说服力,在人们收入水平还很低时,必须把全部收入满足基本需求,因而没有储蓄或很少有储蓄;随着收入水平的提高,除满足基本需要以外,还有剩余用来满足其它需求,由于有些需求不是必须的,因此人们不会把全部收入用于消费,而是有一部分被储蓄;同时由于人们对未来收入的不确定,以及应付未来的不测之需、支付未来的大笔支出,加上为后代留笔财富的心态,使得人们也要进行储蓄;还有根据边际效用递减规律,人们总是把每个单位的货币用于效用最大的物品上,随着所消费物品的增加,从最后一个消费品上所得到的边际效用呈递减趋势,因而消费者的边际消费率呈递减性。?

自凯恩斯提出上述消费函数的概念后,有关消费函数的实证研究被置于宏观经济学的核心地位,近几十年来,消费函数理论一直是经济学家相对关注和研究的领域。从时间维度来看,西方宏观经济理论对居民消费行为研究的演进过程大体可划分为四个阶段[9]:第一阶段是 20世纪30年代至 50年代中期,最具代表性的是凯恩斯的绝对收入假说和杜森贝里的相对收入假说;第二阶段是50年代到70年代中期,弗里德曼和莫迪利安尼在原有消费者行为分析框架基础上提出的永久收入假说和生命周期假说;第三阶段是 7o年代后期到80年代初期,霍尔(hall,robert e.,1978)将理性预期理论引入永久收入假说和生命周期假说,提出了随机游走假说;第四阶段是80年代中期以后,以预防性储蓄假说和流动性约束假说为代表所引发的大量相关经验理论与假说。?

学术界运用于定量分析的理论主要集中在凯恩斯的绝对消费理论模型和杜森贝里的相对收入假说模型,国内学者一般将凯恩斯的消费理论化为具体可计量的数学模型[10]:?c=a+by (c表示消费水平,y表示可支配收入,a表示自主消费水平,b表示边际消费水平);将相对收入假说理论化为可计量的模型[7]:c?t=b?0+b?1y?t+b?2y??t?max?? 或者c?t=b?0+b?1y?t+b?2c??t ?max?? ,式中y??t ?max?? 表示过去最高收入水平,c??t?max??表示过去最高消费,在实际中一般采用上年消费水平c??t-1? 代替c??t?max?? ,这样上式表达式为:c?t=b?0+b?1y?t+b?2c??t-1?。笔者仍以上述理论模型为基础,建立渝东南土家族地区消费函数模型并展开分析。??

二、渝东南土家族地区为例的实证分析?

笔者以渝东南地区土家族农村居民生活消费为例,分析数据来源于历年《重庆统计年鉴》及《重庆直辖10周年——数据与分析》,具有很高的可靠性[11][12]。文章先以凯恩斯的绝对消费理论模型?c=a+by进行回归分析,其中c为土家族地区农村居民人均生活消费,y表示为农村居民人均纯收入,a表示自主消费,b表示边际消费倾向?。运用eviews软件[13]对1996-2006年人均生活消费与人均纯收入的当年数据进行回归,计算结果如表1。

从回归结果来看,黔江回归模型的可决系数较高(0?98),t检验与f检验都能通过,拟合较好,但常数项为负数,经济学含义即自主消费量为负数,同时b值高达1?16,大于1,其经济学含义即边际消费倾向为1?16,意味着收入增长一元,消费将增加1?16元,因此违背了凯恩斯消费理论的分析框架(凯恩斯绝对消费理论认为自主消费不少于0,边际消费倾向少于1),该模型是失败的;石柱的消费模型中,常数项未能通过t检验,(在n=11,显著性水平a=0?1时,t临界值为1?36,上述表中仅为0?32);秀山的消费模型拟合较好,各项参数均能通过相关检验;酉阳、彭水的消费模型同样不能通过常数项的t检验,其中酉阳的边际消费倾向为1,不符合凯恩斯的消费理论框架。总体而言,除了秀山消费函数拟合较好以外,其他区县的拟合情况较差,因此上述分析表明凯恩斯的绝对消费理论在解释土家族地区农村居民生活消费行为特征时缺乏说服力。

针对上述分析出现的问题,并结合相对收入假说理论,对模型进行修正,以统计学原理为依据[14],以参数通过相关检验为衡量标准,择优处理,得到如下分析结果见表2。

注:方程式栏中参数下面括号中数值为t检验值,消费函数表达式中c?t表示当期消费,c??t-1?表示上期消费。??

从表2中的分析结果来看,可决系数都在0?9以上,表明拟合方程式能解释的部分达到90%以上,拟合较好。同时各参数估计的t值,f都通过了检验,但有一个共同的特点:自主消费没有体现在模型中。从各地区拟合的消费表达式来看,黔江居民生活消费行为较为特殊,当期的生活消费取决于当期收入与上期的消费水平,其中边际消费倾向为1?01,即当期收入增加一个单位时,生活消费将增加1?01个单位;石柱、秀山、酉阳、彭水等县的边际消费倾向也偏高,分别是0?95、0?83、0?99、0?89。另外,依据相关数据计算[11][12]的平均消费倾向也表明该地区的消费倾向明显高于重庆平均水平与全国平均水平[15]。?

基于上述分析,可得出渝东南土家族地区农村居民的生活消费特征如下:第一,消费行为不符合凯恩斯的消费理论,但与相对消费理论吻合较好;第二,自主性消费参数a的估计不显著,同时平均边际消费倾向普遍较高;第三,边际消费倾向偏高,甚至大于1,明显高于全国及全市平均水平。?

三、原因分析?

针对上述土家族居民的消费特征,分析其原因主要有以下三个方面。?

(一)“自给自足”的生产方式是其主要经济特点?

在上述消费函数分析过程中,常数项参数未能通过检验,即渝东南土家族地区居民的自主消费不显著。但这并不表明土家族居民没有自主消费,而可能是自主消费主要依靠自己生产供给,并不是在市场上购买所得,而目前我国的数据资料的统计主要是针对市场交易产生的数据进行统计,而自给自足的经济数据未能统计,因此可能部分掩盖了数据的真实性,导致常数项通不过检验。从事实上来看,渝东南土家族地区历来属于“老、少、边、穷”的部级贫困区,与其它地方相比,该地区交通不便、经济落后、信息闭塞,至今仍以传统的农业生产为主。从2006年农林牧渔业总产值占gdp比重来看,重庆平均水平是18?3%,而土家族地区5区县该指标平均在30%以上,比重最小的是黔江28?6%,最高的是酉阳达65?7%。由此可见,农业生产在该地区仍处在核心地位。另外,从农产品的商品率来看,重庆平均水平是55?7%,而该地区均低于这一水平,农业商品率最高的石柱为54?0%,最低的酉阳仅为47?6%。这表明土家族地区的经济具有浓厚的自给自足的特征,大量农产品未在市场上流通,而是满足于自己的生活,这也印证了上述消费函数的回归分析是准确的。?

(二)农民收入低导致严重的“透支消费”现象?

从渝东南土家族地区5区县的平均边际消费倾向来看,1996年、2001年、2006年三年的截面数据均显示该地区的平均消费水平高于重庆平均水平。1996酉阳的平均消费倾向高达1?282,远远超过重庆平均水平(0?898),黔江平均消费倾向最低,也高达0?925。至2006年,平均消费倾向整体呈现下降趋势,但是黔江、酉阳地区的平均消费倾向大于1,这表明消费支出额大于收入水平,况且本文分析的仅仅是生活消费支出,这就表明该地区农村居民生活极度贫困,出现了严重“透支消费”现象。统计数据显示,2006年重庆农村居民人均纯收入为2 873?83元,而渝东南土家族地区该指标均低于这一数值。最高的石柱为2 457?73元,相当于重庆平均水平的85?5%;最低的酉阳仅为2 030?98元,仅仅相当于重庆平均水平的70?7%,见表2。这表明该地区居民低收入水平是制约消费行为的主要因素,农民的收入主要用于生活方面的必要消费,而对生活消费之外的弹性消费品需求很少,因此从这种角度来讲,要繁荣该地区农村经济,拓展农村消费市场必须加快提高该地区居民的收入水平,增强居民的消费能力。?

(三)土家族消费文化的影响?

尽管渝东南土家族地区农村居民收入水平较低,但其边际消费倾向普遍较高,部分甚至高达0?9以上,相当于每增加一元收入,生活消费就会相应增加0?9元以上,这与我国居民收入水平与边际消费倾向的“倒u”型关系假说不符合[16](即中产阶级的边际消费倾向最高,低收入者与高收入者的边际消费倾向较低)。同时也与我国农村居民边际消费倾向徘徊在0?7-0?8之间存在很大差别[17],何况上述的分析还没有考虑生活消费以外的消费情况,那么其中的原因何在呢?单从经济学角度考虑很难找到答案,笔者认为土家族的饮食文化深深影响边际消费倾向。?

土家族居民尽管并不富裕,但是其食风十分豪放,平日土家族人普遍喜欢用大大的土碗吃饭喝酒。如果饭碗太小,就觉得吃的不舒服;酒碗太小,就觉得喝的不爽快。这种豪放的食风在接待客人的筵席上,更是得到了十足的体现。一般说来,客人临门,夏天要先请客人喝一碗糯米甜酒,冬天则先请客人吃一碗开水泡团馓,再待以酒菜。土家人待客还喜用盖碗肉,即以一片特大的肥膘肉盖住碗口,下面装有精肉和排骨。为表示对客人尊敬和真诚,土家族待客的肉要切成大片,酒要用大碗装。土家族有吃社饭的传统风俗,社日期间,家家请,户户接,社宴散时,主人还要让赴宴者带一些社饭回去,对于因故未来者,主人还往往派人把社饭送到府上去[6]。吃了别人家的社饭,要还席,因此社日期间土家族人互相邀请吃社饭,形成吃转转席的饮食格局。喝咂酒是土家族的另一风俗,凡客至家,必以酒招待;婚丧喜庆,必设酒宴。同时,土家族是一个节日频率极高的民族,除了农历的十月外,几乎每月都有节日,有的甚至一个月里有几个节日。过年过节往往杀猪宰羊,排场很大。?

因此,笔者认为土家族豪放的饮食文化和节日文化注定了土家族居民的生活消费在收入中的比重较高。这在一定程度上解释了为何在渝东南土家族贫困地区农村居民保持很高的边际消费倾向的“怪圈”。?

四、结论?

文章以渝东南土家族为例,运用消费理论基本原理对该地区居民的消费行为进行实证分析,分析表明凯恩斯的绝对消费理论不适合该地区居民的消费行为特征,而相对消费理论比较吻合该地区居民的消费行为。土家族地区居民的生活消费主要取决于当期的收入水平和上期的消费水平,而且平均消费倾向和边际消费倾向都明显高于重庆平均水平与全国平均水平,一方面这是该地区居民收入不高,贫困的表现;同时也是土家族居民独特的饮食文化、节日文化及淳朴的好客习俗的体现。它给予我们的政策导向主要有三点:一是促进土家族地区商品经济的发展,提高农村居民的商品意识,活跃农村消费市场;二是挖掘土家族文化产业,培育土家族特色饮食文化产业大有潜力可挖;三是大力实施农业产业化,千方百计提高土家族居民的收入水平才是硬道理。?

参考文献:?

[1]陈浩.国土家族人口和城镇化水平分布特征分析[j].中国人口科学,1999(1):57.?

[2]张琦.少数民族地区居民消费现状的思考[j].商业研究,2001(11):150.?

[3]吕学芳.试论少数民族地区农村消费市场的开拓——湘鄂渝黔边区农村消费市场调查与思考[j].中央民族大学学报(哲学社会科学版),2002(2):78.?

[4]彭林绪.土家族居住及饮食文化变迁[j].湖北民族学院学报(哲学社会科学版),2000(1):6?

[5]姚伟钧.鄂西土家族原生态饮食文化的传承与开发[j].湖北民族学院学报(哲学社会科学版),2005(3):17.?

[6]姚伟钧,刘朴兵.试论鄂西土家族饮食文化的特色[j].湖北民族学院学报(哲学社会科学版),2007(3):12-13.?

[7]余石.恩施土家族苗族自治州消费函数的建立与研究[j].中南民族大学学报(自然科学版),2001(12):86.?

[8]约翰.梅纳德.凯恩斯.就业利息和货币通论[m].魏损,译.西安:陕西人民出版社,1973:83-102.?

[9]胡乃武,张海峰,张琅.我国居民消费倾向的实证分析[j].宏观经济研究,2001(6):32-35.?

[10]汪浩瀚.微观基础、不确定性与西方宏观消费理论的拓展[j].经济评论,2006(2):57.?

[11]重庆市统计局,国家统计局重庆调查总队.2000-2007年重庆统计年鉴[m].北京:中国统计出版社.?

[12]重庆市统计局,国家统计局重庆调查总队.重庆直辖10周年——数据与分析[m].重庆:重庆出版社,2007.?

[13]易丹辉.数据分析与eviews应用[m].北京:中国统计出版社,2002(2):132.?

[14]张晓峒.计量经济学基础[m].天津: 南开大学出版社,2005(5):50-60.?

居民消费水平论文篇11

我国农村地区拥有最大的市场潜力，但其消费长期保持在较低的水平，与城市消费水平之间的差距越来越大。上世纪八十年代我国城市居民消费大约是农村居民的2.2倍，到2010年，这一比例已增长到3.5，消费结构的失调已成为制约中国经济发展的重要原因。

十将城镇化作为拉动内需的重要手段，总理在多个场合表示城镇化可以带动巨大的消费需求。学界普遍认为城镇化的推进可以有效的增加农村需求，提高农村地区的消费率，从而缩减城乡消费水平的差距。多数学者认为，城镇化可以通过增加农村居民收入水平和改善农村居民消费结构使农村居民的消费水平得到提高。Song、Wu&Zhang（2010）从一般均衡的角度分析了城镇化与国内需求之间的关系，他们认为中国目前处于“产业失衡”和“经济内外失衡”的双失衡局面，城镇化与工业化的推进可以加速农民工市民化的进程，从而使我国潜在的消费需求得到释放。Bairoch（1991）研究发现城镇化与人均收入之间存在很高的相关关系，收入的增加会对消费产生影响。张书云（2010）运用VAR模型，基于我国1978年到2008年间的时间序列数据，分析了城镇化发展与农村居民人均消费之间的关系，结果显示，城镇化发展与农村居民消费具有相互促进的关系。林秀清（2011）强调了城镇化对农民收入和消费结构的作用，认为城镇化可以带来巨大的市场需求。Jorgenson（1961）分析了城镇化对农村居民的生活方式和消费观念的影响，得出城镇化可以拉动农村居民消费结构的升级甚至整体国民的消费结构升级的结论。Jamey、Tung & Loyns（1978）通过回归分析发现，随着城镇化的推进，消费收入弹性会增大，因此城镇化可以显著提高消费水平。辜胜阻（2011）认为城镇化的发展是中国最大的内需潜力所在。城镇化可以引导农民进入城市，在增加农民收入的同时使农民的消费结构得到升级。城镇化对投资需求的刺激作用也会带来建筑和房地产业及其相关产业的繁荣，从而为进城农民提供更多的岗位。蔡 （1999）通过分析得出，农村居民对除食品和日用品以外的其他消费品的需求收入弹性要大于城镇居民，因此在整体收入增加的情况下，农村居民的消费水平会比城市居民增加很多。同时，将农村居民的自给性消费转变成货币性消费也将会提高农村居民的消费水平，这一转变的过程依赖于市场的发展，城镇化就是完善市场的一个重要的手段。蒋南平（2011）认为城镇化可以催生新的生产基地与商品集散地，提高农村的生产率，从而为农村收入和消费需求的增长奠定基础。城镇化还能通过增加城市的消费需求来为农产品开拓市场。他利用协整分析检验了城镇化发展对农村居民消费增长的影响，得出城镇化发展对农村消费的增长具有正向推动作用的结论。曾令华（2001）认为城镇化可以通过减少农村地区的总人口，为剩下的人口腾出更多的农业资源，通过优化农业生产要素的配置，提高农村地区的生产效率，增加农村居民的收入水平和消费水平。Rogers & Williamson（1982）也认为随着人口向城市地区转移，农村地区的人口规模和密度将会下降，农田等农业生产要素的稀缺也得到缓解，这将对农村地区的收入和消费起到促进作用。Ye、Wu & Qin（2009）认为农村居民的生活需求现在已经得到满足，其消费结构正在向更高的层次转变，城镇化的推进可以有效地促进农村信息化和基础设施的发展与建设，不断提高农民的收入水平和消费水平，改善其消费结构。

从上述的文献中可以看出，学界普遍认同城镇化的推进可以有效提高农村消费水平，从研究方法上看，关于城镇化和农村消费影响效应的研究多是使用定性分析，而少量运用计量模型进行定量分析的文献也都是基于全国的时间序列数据。根据Chamberlain（1984）的理论，面板数据可以扩大样本容量，增加自由度，使参数估计更加理想。因此，本文将基于省级面板数据，运用面板VAR模型，检验城镇化对农村居民消费水平的影响效应。在分析的过程中使用了Eviews软件和Stata软件，以及世界银行Lnessa Love（2006）提供的pvar计算程序。

城镇化对农村居民消费拉动效应的理论分析

城镇化是指农村人口变为城镇人口的过程，这一过程的实现既可以通过农村人口向城镇迁移，又可以通过农村地区转变为城镇地区，从而使当地居民变为城镇人口。这两个过程都将伴随着城镇人口的增加以及消费的积聚，从而使消费水平扩张。纵观国内外学者关于城镇化拉动农村居民消费的研究，这一作用主要体现为五大效应：就业效应、结构效应、市场效应、配置效应和成本效应。

第一，就业效应。城镇化可以增加农民就业从而提高农村居民的收入水平。城镇化过程中，资金、劳动力和技术等生产要素的集约化，基础设施、城镇工业、公共服务业、交通运输、旅游设施等的发展，将为进城农民提供更多的就业岗位，迁移到城镇地区的农民得到了相对稳定的工作岗位和社会保障，使收入得到提高，从而提高消费水平。进入城市的农民工通过就业的实践，拥有了资本，开阔了眼界，具有了更高的职业素质和创业能力，为他们通过创业融入城市奠定了基础。

第二，结构效应。城镇化可以推动消费的扩张和消费结构的升级。首先，随着农村人口进入城市，城市人口的结构和数量发生变化，其在衣、食、住、行、教育、医疗等方面的潜在需求会得到升级，这将会有力地带动服务业的发展，例如餐饮、旅游、商贸、保险、金融和物流业。这些产业的发展会拉动更多的消费需求。其次，城镇居民的消费行为和观念对农村居民产生的“示范效应”和“攀比效应”也会促使进城农民消费结构的升级，这不仅增加了消费需求，而且对于企业的生产也具有促进作用，刺激企业生产新的消费品以满足日益变化的需求

第三，市场效应。城乡市场的协作可以进一步促进农村收入和消费的增长。城乡市场的对接不仅对农村居民消费增长具有直接的促进作用，通过刺激农村非农企业和产业的发展，还可以吸纳更多的农村剩余劳动力，使农村居民的收入得到进一步提高，间接地对农村消费产生效用。物流业的发展会加快城乡之间商品的流动速度，既可以使农村需求得到满足，又有利于开拓城市新的消费需求和市场。

第四，配置效应。城镇化有助于要素配置效率的提高，城镇化水平的提高必然伴随着人口向城市的聚集和农村地区人口的减少，这一方面减少了农村地区的劳动力数量，使农村地区人均资源提高，缓解农村地区人口多、资源少的局面，有利于提高农村的土地利用效率和农业的劳动生产率，进而有利于实现农业的规模化、产业化经营。同时，随着农村人口转变为城镇人口，其自给性消费会转化为商品性消费，城镇地区对农产品的需求也将随之提高，这有利于农产品的商业化，进一步提高农村地区的收入水平。

第五，成本效应。城镇化可以改善农村居民的消费环境，提高农村居民的消费效率，进而降低消费成本。农村地区的居民居住较为分散，具有较低的人口密度，因此其基础设施等的成本较高。通过城镇化，农村居民转变为城市居民，其生活环境和消费环境得到明显的改善，可以更加便利地利用市场，消费热情得到激发。而对于留在农村地区的农民，城镇化会促进文化、信息和经济在城乡之间的沟通交流，改变农村居民保守的消费观念，农村市场的消费品结构也得到了进一步优化，降低了农村居民的消费成本。

根据理论的分析，城镇化对农村居民的消费水平具有增长效应，但是近几年来，在中国城镇化加速发展的同时，农村居民的消费增长却相当缓慢，其与城市地区消费水平的差距也在逐渐增大。同时由于农村居民消费受到多方面的影响，如长期的消费习惯，收入水平的制约等等，我们不能据此断定我国的城镇化进程不利于农村居民消费水平的提高，需要通过实证检验来进一步验证。

变量和模型简介

（一）变量选取

剔除数据不完整的省份，本文在实证研究中采用了1990-2011年我国29个省（包括安徽、北京、福建、甘肃、广东、广西、贵州、海南、河北、河南、黑龙江、湖北、湖南、吉林、江苏、江西、辽宁、内蒙古、宁夏、青海、山东、山西、陕西、上海、四川、天津、新疆、云南和浙江）的相关年度数据，农村地区消费水平（nx）采用农村家庭平均每人年消费性支出表示（单位：元），城镇化水平（city）用各省的城镇化率表示，为了消除物价波动的影响，本文使用各年的CPI指数将农村地区消费水平减至1990年的物价水平。以上数据均来自中国经济统计数据库。

（二）模型介绍

面板VAR模型同时具有时间序列模型和横截面数据模型的优点，可以控制时间效应和区域效应，反应经济变量受到冲击时的动态反应，也可以不区分内生变量和外生变量，将所有变量都看作是内生的，从而反应各个变量之间的关系（Chamberlain，1984）。本文将首先进行单位根检验以保证模型的平稳性，再通过协整检验，验证变量之间是否存在长期的动态关系，以防止伪回归的现象。在保证平稳性的前提下，根据AIC和SC信息准则，本文将建立一个滞后两期的PVAR模型，因此该模型的形式表述如下：

yit=αi+βt+Ayit-1+Byit-2+εit ；

其中yit={cxit，nxit，cityit}；i表示省份；t表示年份；αi表示不同省份的个体效应，以衡量不同地域之间的差异；βt表示时间效应，用来衡量系统的整体趋势；εit表示随机干扰项，它服从正态分布。

由于模型中包含了个体效应和时间效应，估计的准确性可能会受到影响，为了消除这一影响，本文将对数据进行均值差分和向前差分的处理，从而避免了估计的偏误（Love & Zicchino，2006）。

实证检验结果

（一）平稳性检验

在进行面板向量自回归模型的分析之前，需要分析各个变量的平稳性，也就是针对各省的农村居民消费水平（nx）和城镇化水平（city）的数据进行面板单位根的检验（Hausman & Taylor，1981），检验结果如表1所示。

根据表1中的单位根检验结果，面板数据的水平值的检验结果表明不能拒绝其存在单位根的原假设，而各数据的一阶差分值的检验结果都拒绝了存在单位根的原假设。因此认为农村地区消费水平（nx）和城镇化水平（city的一阶差分值（dnx和dcity）都是具有平稳性的数据。为了保证检验结果的稳健性，避免伪回归，进一步对数据进行协整检验，以判定相关序列之间是否存在长期稳定的协整关系（Holtz-Eakin，Newey & Rosen，1988）。

（二）协整检验

此处的协整检验主要使用了Panel ADF和Group ADF这两个统计量，表2给出了两组数据的面板协整检验结果。

从表2中可以看出，检验结果显著地拒绝了农村居民消费水平与城镇化水平之间“不存在协整关系”的原假设，因此认为农村居民消费水平与城镇化水平之间存在长期、稳定的协整关系。

（三）面板向量自回归模型估计

1.面板矩估计结果。对农村居民消费水平与城镇化水平这两组数据做了面板向量自回归模型分析，并将结果汇总，估计结果见表3。

分析估计结果可知，对于农村居民消费水平（nx），城镇化水平（city）滞后一期和滞后二期的系数都为正，且数值较大，滞后一期的系数大于滞后二期的系数，这说明城镇化进程对农村居民消费水平的增长具有明显的正向的推动作用，这一效应随着时间的推移减小。

2.脉冲响应函数图。内生变量受到冲击之后，不仅会对它自身产生影响，该冲击可能通过整个模型传递到其他的变量，脉冲响应函数图可以直观地、清晰地显示出该冲击通过模型对其他变量产生影响的动态路径（Holtz-Eakin，Newey & Rosen，1988）。给自变量赋予一个标准差的冲击，本文通过蒙特卡洛模拟500次实验，得到了图1中的脉冲响应函数图。

如图1所示，对城镇化水平的一个标准差的冲击，将会给农村居民消费水平一个较为明显的正向效应，但这一效应会随着时间的推移逐渐缩小，因此认为，城镇化的推进可以有效地促进农村消费的增长。

3.方差分解。运用方差分解来分析模型中不同变量的扰动因素对其他变量动态波动的解释程度，从而获知农村消费水平波动的方差中其他变量的扰动项的贡献程度。本文方差分解的结果如表4所示。

从对农村消费水平的方差分解中可以看出，农村居民消费水平受其自身的影响很大，维持在80%以上，而城镇化水平对农村消费水平变动的解释程度也较高，在期初，这一比例可以达到将近14%，随着时间的推移，这一比例会有小幅度的增长，达到16%以上，说明城镇化的推进有利于农村居民消费水平的提高。

结论

综上所述，本文选取农村居民消费水平和城镇化水平这两个变量，基于1990年到2011年我国的省级面板数据，利用面板向量自回归模型，分析了城镇化水平与农村居民消费水平之间的关系，并得出以下结论：

第一，从现有的文献以及理论分析可知，城镇化的推进有利于农村消费水平的提高。根据面板协整检验的结果，城镇化与农村居民消费水平之间确实存在着长期、稳定的关系。

第二，面板向量自回归模型的估计结果、脉冲响应函数的分析以及方差分解的结果都印证了城镇化对农村居民消费水平具有显著的正的影响效应，因此认为城镇化的推进将会有效地提高农村居民的消费水平。

第三，根据以上的实证结论，城镇化的发展可以有效推动农村消费水平的提高，因此，我国应继续坚持城镇化的长期政策，扩大农村消费水平。

参考文献：

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Hausman，J.A. & Taylor，W.E.Panel data and unobservable individual effects[J]. Econometrica，1981

3.Holtz-Eakin，D.，Newey，W.& Rosen， H.Estimating vector autoregression with panel data[J]. Econometrica： Journal of the Econometric Society，1988

4.Jamey，A.M.，Tung. F.& Loyns，R.M. Differences in regional household consumption patterns by urbanization： across section analysis[J]. Journal of Regional Science，1978（3）

5.Jorgenson，D.W. The Development of a Dual Economy [J]. The Economic Journal，1961（71）

6.Love， I & Zicchino， L.Financial development and dynamic investment behavior： Evidence from panel VAR [J]. The Quarterly Review of Economics and Finance. 2006（46）

7.Rogers，A. & Williamson，J.G. Migration， Urbanization， and Third World Development： An Overview [J]. Economic Development and Cultural Change，1982，（30）

8.Song， L.， Wu， J. & Zhang， Y. Urbanization of Migrant Workers and Expansion of Domestic Demand [J]. Social Sciences in China，2010，（31）

9.Ye，C.，Wu，S. & Qin，Z. Gray Correlation Degree Analysis of Factors Affecting the Consumption of Farmers [J]. Asian Agricultural Research，2009，（1）

10.蔡 ，都阳.加速城市化进程启动城乡消费[J].会计之友，1999（12）

11.辜胜阻，武兢.城镇化的战略意义与实施路径[J].求是，2011（5）

12.蒋南平，王向南，朱琛.中国城镇化与城乡居民消费的启动-基于地级城市分城乡的数据[J].当代经济研究，2011（3）

居民消费水平论文篇12

中国当前经济中有一个重要问题，那就是居民消费水平与经济增长速度存在诸多的不协调，本文基于我国1978～2007年的数据，就我国经济增长与居民消费水平之间的长期关系进行协整检验。

2研究方法和数据说明

2.1相关方法介绍

根据文章研究内容的需要以及计量经济学上对时间数据的处理原理，并且结合数据选取的特点，首先采用协整检验方法来处理时间序列变量的非平稳性，当然了，如果数据选取的很好，并不需要进行平稳处理，但是之前的检验是十分必要的。其次，如果存在非平稳性，经过处理的数据还要进行Engle&Granger因果关系检验，目的是检验时间序列经济变量之间是否存在着长期的、稳定的关系。在这篇文章中，通过检验我国经济增长与居民消费水平之间的关系，如前者与后者为同阶单整，且它们之间存在平稳的线性组合，就表明协整关系存在，否则反之。在进行检验时，主要采用E-G两步法、ADF单位根法，Granger因果法来具体的解释变量之间的关系。

2.2数据来源说明

文章的研究主要是利用国民生产总值GDP和居民消费水平两个重要的时间序列，在一般情况下，时序数列取对数之后一般不会改变其时序性质，不改变协整关系，故为了消除数据序列的异方差性，文章对经济变量数据进行了处理。其中变量GDP代表国民生产总值的对数时间序列，变量PCC代表居民消费水平的对数时间序列，对数曲线如图1所示。并且所有的数据均来自于的2008年《中国统计年鉴》。时间段选取为1978年到2007年。

3分析

文章根据研究的方法一，利用协整分析来先检验时间序列的平稳性。从图1可以看出，GDP和居民消费水平PCC具有类似的时间趋势，这表明着两个序列可能具有共同的趋同成分，即：这两个变量均表现出非平稳的特征，而经过一阶差分之后的两个序列基本平稳

3.1平稳性检验

对数据进行平稳性检验主要是由于大多数时间序列都是非平稳的，而平稳性又在建模过程中有重要地位，所以文章便对经济变量进行了平稳性检验。根据相关文献知道，时间序列平稳性的检验方法主要有自相关函数检验和单位根检验。目前采用最常用的是单位根检验

检验结果中知道，样本区间内的GDP、PCC是非平稳的。而D(GDP)、D(PCC)却是平稳的。故D(GDP)、D(PCC)序列都是一阶单整所以GDP、PCC的一阶差分序列是平稳序列。

3.2协整检验

根据协整检验的相关步骤，可以知道：在进行检验之前，必须首先进行估计方程，这个步骤通常利用Eviews软件便可得，这里不需要做详细的论述，只给出相应结果为：GDP = 1.16*PCC + 0.88

(138.2) (33.4)=0.9985

F=19101.63

并且根据回归方程的分析看出，我国居民消费水平对GDP的弹性约为1.16。说明对GDP有强大的推动作用。

其次估计方程后，就要进行检验了，由上一步结果很容易知道估计的残差e是：e= 1.16*PCC-GDP+ 0.88

3.3变量的Granger因果关系检验

前2个检验并不能说明经济变量之间的关系，所以最后我们进行的Granger因果关系检验是为了进一步分析我国经济增长与居民消费水平之间的关系

同样从以上的图表分析可以看出，GDP与PCC之间的因果关系受滞后期影响，当滞后期为1时，在10%的显著水平下，可以发现在1978～2007年之间，我国存在从经济增长到居民消费的单向因果关系，即经济增长导致了居民消费水平的增加，这主要是因为经济的发展导致居民收入增加，进而促进消费的增加。当滞后期为2期和3期时，GDP与PCC具有很强的Granger双向因果关系， 这符合经济学理论和中国的现实国情。消费、投资和出口是拉动收入增长的“三驾马车”，尤其消费需求是推动一国经济增长的主导力量，也是一国发展经济的最终归宿，而经济的发展与居民收入增加之间的相互推进关系也表明了，经济的发展会引起消费的增加，同时，消费的刺激也促进了经济的向前发展。

4相关结论及建议

4.1结论

从以上的检验结果中可以知道，居民的消费是与经济的增长之间存在着密切的关系的，这也符合经济学常识。并最终得出的综合结论为：

①居民消费水平与经济增长之间存在长期稳定的协整关系。从表2可以看出，消费和经济增长之间存在唯一的协整关系。具体关系通过协整方程表现出来，居民消费PCC 每增长1个百分点，GDP就增长约1.16个百分点。说明居民消费促进了我国的经济增长，而且是众多发展因素中重要的一个原因，其作用明显。

②通过格兰杰因果检验来看，当滞后期为1时，存在从经济增长到居民消费的单向因果关系，说明我国经济增长会使居民消费水平的增加。而当滞后期为2期和3期时，GDP与PCC具有很强的Granger双向因果关系。近几年国内提出“扩大消费，促进经济增长”也证实了居民消费在促使经济增长上的持久影响。且经济的增长最终也会促进居民消费的增加。长期作用下，居民消费水平和经济增长之间会达到一个均衡稳定状态。

4.2对策建议

目前，由于美国次贷危机引发的全球性经济危机的影响，我国经济增长水平要想提高，要想更好更快的发展，需要进一步扩大居民消费以增强其对经济增长的拉动作用。可以从以下几个方面采取相应的措施：

①税收政策可以作为一个重要的政策手段，从增加居民可支配收入、提升居民消费能力的角度，对现行的政策措施进行相应调整。适度降低居民个人的税负，相对增加居民的可支配收入；同时运用税收政策刺激居民的消费意愿，从而扩大居民的消费需求。

②针对性地引导人们消费观念的转变，将过去的引致消费转变为自主消费。如政府在鼓励消费者消费某一类商品或限制消费者消费某些商品时，可通过价格调控来引导，增加商议性价格的成份等等，注重闲暇时间消费的引导，尤其是对假日消费的引导，从而合理引导居民自主消费方向。

③完善社会保障制度， 这是刺激居民消费最根本的方法，可以促进合理的社会消费供需结构的形成，这样才能从根本上消除人们的消费顾虑，减少预防性储蓄，促使人们大胆消费。

参考文献

[1]李子奈.计量经济学[M].北京:清华大学出版社，2000.

居民消费水平论文篇13

流通业是国民经济各部门的桥梁和纽带，它已经由社会再生产的末端产业变为先导产业，成为引导生产、消费和经济运行的先导性力量。如何充分发挥流通业的作用这个问题值得我们深入研究，也具有重大的现实意义。目前，学术界关于如何发展流通业的观点主要有：提高流通业的信息化水平、规范和整顿市场秩序、调整流通产业结构、加快流通现代化企业制度建设等。然而，关于居民消费增长能否反过来促进和能在多大程度上促进流通业增长的研究文献很少。本文试图将现有学术界关于流通业发展与居民消费增长的研究进行梳理，以供学者更深入探讨二者关系，从而推动我国居民消费增长和流通业发展水平。

流通业促进居民消费增长的研究

贺珍瑞认为，农村流通体系与农村消费需求存在着明显的相关性。日前，农村流通体系的落后，在一定程度上制约了农村经济的发展和农村消费需求的扩大。商务部研究院学者赵萍对流通体制促进消费的潜力进行了分析，并在借鉴相关国际先进经验的基础上提出了改革流通体制促进消费增长的对策建议。赵萍还认为，中小零售企业强大的吸收就业的能力，可以切实提高普通大众的收入水平，为扩大消费提供最基本的收入基础。

中国人民大学马龙龙教授在《经济日报》上撰文提出：促进消费需要强有力的流通支持。马教授认为必须构筑一个高效通畅、竞争有序的高层次“流通平台”，充分发挥流通对于启动消费和市场的作用。2006年第二届中国现代流通（上海）国际论坛上中国人民大学商学院黄国雄教授指出“要发挥商业在促进内需、扩大消费中的基础性作用”。朱成钢认为流通业发展能够促进绿色消费，他提出要“发挥流通业在促进绿色消费中的重要作用”。在该国际论坛上，国务院发展研究中心市场经济研究所研究员任兴洲提出 “商业流通业态和方式创新能培育和引导新的消费需求的增长”等观点。王微提出“城市商业特别是零售业是我国城乡居民消费需求实现的主要途径”。在第五届中国百货商业高峰论坛上，商务部副部长姜增伟提出“零售业促进消费大有可为”的观点。

目前关于二者关系相关研究的大多数理论和实务工作者基本上认为，流通业发展能够促进居民消费的增长。贺珍瑞主要从农村流通体系的完善与否的角度论述其对农村消费需求的影响。赵萍则是从完善流通体制的角度和中小零售企业强大的吸收就业从而提高居民收入的角度阐述如何促进居民消费。任兴洲认为商业流通业态和方式创新有助于培育和引导新的消费需求。总的来说，这些学者都一致认为流通业的发展能促进消费的增长，提高居民消费需求，只是他们论述的角度不同而已。从理论上说，流通业发展也是能够促进消费增长的。马克思早在100多年前就在《资本论》第二卷用了大量的篇幅论述了商品和资本的流通、交换形式，详尽阐述了流通环节、流通时间、流通费用对产品转化成商品（即对消费）的重要作用。今天我们在研究鼓励消费、扩大消费、实现可持续消费时，同样离不开对商品流通业的研究。

居民消费增长促进流通业发展研究

王惠认为，消费无论是在商业流通发展的历史演进中，还是对新兴商业业态的崛起都起着非常重要的作用。商业流通要在消费导向型经济时代获得更大发展，则必须适应消费、推动消费、发展消费。消费的变化是零售业不断创新的直接因素。

目前关于居民消费增长能够促进流通业发展的研究的文献较少，但是笔者比较认同王惠的观点，一方面，流通的效率直接影响到居民消费需求的实现情况；另一方面，居民消费状况也会反作用于流通业的发展，居民消费的快速增长会促进流通业业态的发展创新和整个流通业的发展。

居民消费增长与流通业相互促进的理论研究

湖州市统计局财贸处的研究人员认为，流通业增长和居民消费增长相互促进。比如，他们提出“加快流通业发展促进消费市场繁荣”的建议，并提出湖州市居民消费的增长促进了流通业的发展。另一方面，他们认为应进一步整顿和规范市场流通秩序，改善消费环境；湖州市政府要重点扶持汽车流通与服务业、电子信息产品流通业等新兴行业的发展。通过流通业的发展以改善消费环境，拓宽消费领域，引导消费观念更新，促进消费结构升级，培育新的消费热点。

流通业发展与居民消费增长的实证关系

王新利等通过对2003年我国31个省（市、自治区）的截面数据（以农村社会零售消费品总额近似地代表农村对消费品的消费水平，以农村从事批零贸易及餐饮业的人数近似代表农村流通体系的发展状况）进行分析，研究分析表明，农村流通体系是除了收入因素以外，对农村消费有较大影响的因素之一。胡愈对2005年我国31个省（市、自治区）的截面数据进行分析，也得出与王新利类似的结论。冉净斐选用相关数据，建立流通和消费增长的线性模型，同样是对时间序列进行逐步回归，只是在方程的建立过程运用了自回归分布滞后模型进行分析。

从以上分析可以看出，关于二者关系的实证分析研究的主要有王新利和胡愈等学者，他们进行实证方面的探讨为进一步深入研究提供了一个好的思路，颇具借鉴意义。但是，他们的实证分析尚存在一些问题，在此提出与之商榷。由于胡愈和王新利的分析方法和思路基本相同，在此以王新利文章的实证分析为例进行讨论。首先，该文对于居民消费水平和农村流通发展选用的数据不是很合理。笔者认为，可以考虑以农村居民消费支出或者农村人均消费支出近似替代农村的消费水平，以农村社会消费品零售总额（包括农村批发零售贸易值、餐饮业值和其他行业值）近似替代农村的流通业发展水平更为合理。其次，该文对1989—2003年的相关数据，运用一元回归方程结果来考察农村的流通体系对农民消费的作用程度。

笔者认为，这样的分析方法和结果有待商榷。一方面，现实生活中越来越多的经验证据表明，经济分析中所涉及的大多数时间序列是非平稳的，非平稳序列往往会出现伪回归。这是因为传统的显著性检验所确定的变量间的关系在事实上是不存在的。因此，序列平稳性检验是非常必要的。而该文没有对时间序列数据进行平稳性检验。另一方面，由于我国幅员辽阔，居民消费水平和流通业发展水平因地区而异，仅用时间序列数据或截面数据来分析有可能会忽略不同截面个体的影响，进而导致模型估计方面的系统性偏误，若改用panel data建立统计模型则可以避免这一点。

关于流通业发展的研究趋势分析

综上所述，目前关于流通业发展对居民消费增长的研究相对较多，也基本达成共识，即流通业发展是能够促进居民消费增长的，但是该方面的研究还远远不够。一方面，首先要从理论上继续探究流通业发展能够通过哪些机制和途径影响和促进居民消费的增长；另一方面，要从实证分析的角度研究流通业的发展究竟能在多大程度上促进居民消费的增长。

通过前文的分析，可以大致认为居民消费增长是能够反作用于流通业发展的，上文分析仅仅从居民消费的快速增长会促进流通业业态的发展创新和整个流通业的发展的角度论述，理论分析比较薄弱，因此我国的学术界可以继续从理论和实证的角度深入探讨居民消费增长对流通业发展的作用途径和程度。

关于二者相互关系的研究，理论和实证分析都较少，也不够深入。一方面，要从理论上深入探究二者关系，另一方面，要加强在实证方面的分析研究，可以运用实证分析多层面多角度的探讨二者关系。首先，可以运用我国建国后（尤其是改革开放以来）的相关数据进行分阶段的时间序列分析。建国以后，我国经济体制和流通业发展都发生了较大的变迁，变量之间的函数关系强度和形式一般也会相应的发生变化，如果能够分阶段研究就可以真正深入的把握变量之间的真实关系。以我国的流通业为例，流通业在改革开放前后“判若两人”，无论从商业运行的环境机制还是运行机制都发生了较大的变革，因此，我国可以将流通业的研究分为改革开放前和改革开放后两个阶段。其次，可以运用我国建国后（尤其是改革开放以来）的不同区域或者不同省份的数据运用panel data模型进行分析。运用时间序列数据建立模型进行分析会漏掉不同截面之间的联系，也会忽略不同个体之间的差异。而运用panel data模型可以构造和检验比单独使用横截面数据或时间序列数据更为真实的行为方程，可以进行更深入的分析。我国东、中、西部无论是经济发展水平，流通业发展水平还是居民消费水平等方面差距都较大。如果仅用时间序列分析流通业发展和居民消费增长关系可能会产生系统偏差，从而使得估计的参数存在误差，最终使得研究的结论和预测都大打折扣。再次，针对我国城市和农村差距经济发展水平、流通业发展和居民消费水平差距较大的现实，我们可以针对性的对我国城市和农村进行比较的实证分析，对于当前我国提出的流通现代化（尤其是农村流通现代化）和提高居民消费增长（尤其是农村居民消费增长）都具有较强的现实意义。

参考文献：

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