居民消费影响因素论文篇1
一、河南省农村居民消费的现状分析
(一)2008年河南省农村居民消费现状
2008年，农村居民人均纯收入4454元／年，农村居民人均年生活消费支出3044元／年，与2007年河南省农村居民人均纯收入3851.60元／年，农村居民人均年生活消费支出2676.41元／年相比，消费支出提高了367.59元。其中用于食品消费的支出为858.97元，占人均总消费支出的比重为45.41％，比上年下降了3.16％；衣着、居住和家用设备方面，均比2007年有所增长，在人均总消费支出中所占的比重也都有小幅的增长；大幅度增长的是在医疗保健和交通通讯方面的消费支出，其中医疗保健比上年增长了64.48元，在总消费中的比重也上升了2.72％，交通通讯支出比2004年增加了56.49元，比重也上升了2.11％，另外，文教娱乐方面的支出却比上年减少了44.6元，在人均总消费支出中的比重也下降了，这与近几年文教娱乐消费比重增加的总体情况不太相符。
(二)河南省农村居民消费变动情况
总体来说，2001年至2005年河南省农村居民人均消费支出是呈上涨趋势的，且除了2005年的文教娱乐方面以外，消费支出的各方面每年基本上都均有增长，相应地，消费结构出现了一定程度的变化，最为明显的是食品支出所占的比重逐年下降。
2006年全年全省农村居民人均纯收入3261.03元，农村居民家庭恩格尔系数为40.9％。2007年全年农村居民人均纯收入3851.60元。农村居民家庭恩格尔系数为38.0％。2008年全年农村居民人均纯收入4454元，农村居民家庭恩格尔系数为38.3％。
(三)农民消费的阶段性和消费趋势
在计划经济时代，我国的经济增长主要是靠高积累低消费来推动的，也就是生产推动经济的增长，使中国在一穷二白的基础上建立了初步的工业现代化。
改革开放以后，我国由计划经济体制转变为市场经济体制，农业和农村经济发展也步入了农产品供给从长期短缺转向总量平衡、丰年有余，农村居民生活水平由贫困到温饱，进而向小康平稳过渡的发展阶段。从动态角度看，农民消费呈现以下阶段式趋势与特征：
1、第阶段是在1978年至1989年的这段时间内，农民消费支出年均增长7.22％，这主要是农村经济迅猛发展、农民收入大大提高的结果。同时，农民有了收益分配的自，合理地安排了消费与积累的比例关系。
2、第二阶段是1990年至今，农民消费的增长与整个国民经济的发展相适应，农民的人均消费水平没有超出国民收入增长的允许范围。但农民消费的增长低于积累的增长，而且收入层次高的农民积累率高，边际消费率趋于下降，边际积累率趋于提高。在这个阶段，农民的消费行为已不再仅仅满足于衣、食，住等简单的温饱型消费，而是越来越多的投资干教育、旅游、资讯、文化娱乐等高层次消费。
三、河南省农村居民消费存在问题的并决
河南农村居民的消费结构发生了可喜的变化，但是整个农村居民的消费仍然存在着一些问题：诸如消费的增长远远滞后于收入的增长、物价极不稳定、货币政策失效等。
(一)原因分析
1、农民收入较低，消费支撑不足
河南农民收入增幅缓慢，且城乡间，地区间差距拉大，制约了农村整体消费水平的提高。从2000—2007年河南农民的人均纯收入由1985.82元上升到3851.6元，年均增幅为9.9％，同期城镇居民人均可支配收入年均增幅为13.4％。而且城乡差距不缩反而扩大，2000年城乡人均收入是2.4:1，到2007年扩大到2.98:1。各市农民人均收入差距也比较大，2006年全省农民高收入户人均纯收入为6525.9元，是低收入户人均纯收入的4.7倍。各市中农民人均纯收入最高的是郑州5559元，最低的是周口2641元，郑州是周口的2.1倍。
其次，河南农民收入来源比较单一，主要收入为农业收入。从2006年的农民人均总收入来看，农业收入(指家庭经营中的第一产业收入)为2764.1元，占总收入的61.98％。非农产业收入(包括工资性收入，家庭经营中的第二、三产业收入，财产性收入和转移性收入)为1695.3元，占总收入的38.02％。可见农业收入仍为河南农民收入的主要来源，必须拓宽农民收入渠道，鼓励农民走出去，大力发展非农经济，才能提高农民消费能力。
2、农民负担重，收入预期不稳定
自2005年取消“农业税”以后，农民的税费支出急剧下降，负担减轻。但近几年受石油等能源，原材料价格上涨，工资、运输等成本费用增加的共同影响，以化肥为主的农资价格持续大幅度上涨，在很大程度上抵消了中央一系列惠农政策给予农民的补贴，减少了农民的收入。而且在农村很多地方，乱集资、乱收费、乱摊派、乱罚款的现象依然存在。不断增加的农民负担加剧了农民预期收入的不稳定，从而降低了农民消费倾向。
3、消费环境差，制约农民消费需求的有效增长
河南全省农村的基础设施仍不能满足农村经济发展的需要，也严重制约了农村消费的增长。虽然政府加大了对农村电网、通讯、水利等设施的改造力度，但由于成本原因，一些乡镇仍存在未执行和城市电价等同、有线电视信号仍未全面覆盖、农村居民用水不安全等问题，从而使一些商品在农村处于买得起用不起或买得起不能用的窘境。其次，农村市场网络仍未建立，商业网点少，售后服务差，农民购买商品不方便。第三，市场管理落后。由于农村市场分散，监管力度弱，农村市场普遍充斥着假货和劣质品，坑农害农的现象时有发生。
4、社会保障体系不健全
，影响农民消费心理预期
由于河南农村乡镇多，分布广，农村人口多，目前来看社保体系难以覆盖全部农村，而且社保体系本身也不健全，这就制约了农民的即期消费。农民即使有点钱，也要留着防老、防病不敢消费。虽然医疗有新农合作保障，大病能报销一部分，但前期住院费和没有报销的部分仍是个大窟窿，导致部分地区仍存在因病致贫，因病返贫的现象。这些都制约了农民现实消费能力的提升，使许多潜在需求不能转化为即期消费。
除此之外，农民消费习惯保守落后，消费不科学，金融意识不强，厂家销售方式单一，产品结构不符合农民的实际需求，农民素质不高等因素也制约了农民的消费。
(二)、提升河南农民消费能力的对策和方法
1、确保农民持续增收，提高农民购买力
提高农民消费能力的关键还在于农民收入的提高。首先，要大力发展特色农业，建立特色农业产业链，挖掘农业内部增收潜力。关键是如何打造具有优势的特色农业产业链，围绕特色农产品形成种、养、售于一体的产业化链条，提高特色农产品的附加值，大幅增加农民收入。
其次，加快农村富余劳动力转移。充分发挥河南劳动力资源优势，大力发展劳务经济，推进农村劳动力合理有序转移就业，拓宽农民的收入渠道。
2、加强农村基础设施建设，解决消费瓶颈问题
加大公共财政对农村基础设施建设的投入力度，通过完善农村居民生活设施提高农村居民消费水平和生活质量。一是政府应把有限的财政资金更多地用于农村基础设施建设，改善农业和乡镇企业的生产条件，并且可以通过使用农民工增加农民收簢，可将农民更多的潜在购买力转化为现实购买入。其次，采取有效措施，规范对现有基础设施的使用和管理。要依法定价、合理收费，解决农民消费难的瓶颈问题。
3、健全农村保障体系，改善农民消费预期
农民负担重，有后顾之忧，自然会减少即期消费，增加储蓄。要降低农民的储蓄倾向，鼓励消费，就必须完善农村保障体系。当前还是要积极探索适合河南农村居民的保障方式和实现途径，从基本的生活保障开始，逐步扩大社保覆盖面，以此来稳定农民的消费预期，提高现实消费。
居民消费影响因素论文篇2
Research on Rural Residents′ Consumption from the Perspective of Income Distribution
CHEN Qi，ZHAO Min-juan
（School of Economics and Management， Northwest A&F University，Yangling 712100）
Abstract：On the basis of previous research on the consumption of rural residents influence factors， this paper considers consumption habits、income、housing construction expenditure、education and medical uncertainty expenditure and income gap， and uses 30 different regions panel data from 2000 to 2009 to analyze the factors above which effect rural dwellers′ consumes. Result shows that consumption habits， income and the income gap between urban and rural residents are important factors affecting the consumption of rural residents； expectant income and housing consumption expenditure of rural residents has affected， but to a lesser extent； due to its uncertainty， education and health expenditure have strong effect on the rural dweller consumes； though the interest plays a part in dweller comsume， it is not significant.
Key words：rural dweller consume；uncertain expectation；income gap
0 引言
随着改革开放的不断深入，我国经济实现了快速增长，1979～2010年GDP年均增长率都在10%左右。但是，我国经济增长目前依然主要依靠投资拉动，而消费对经济的拉动作用明显不足，由此导致的总消费需求与经济发展严重脱节，阻碍了经济的高效增长。根据国家统计局的资料，2001年后，我国最终消费率一直低于60%，远远低于世界70%～80%的平均水平[1]，此外，历年的数据说明我国的消费率呈现逐年下降的态势。由现阶段的状况来看，消费不足的重要根源在于农村消费需求的不足，近几年来城乡居民的人均消费情况如图1所示。
从图1可以看出，城镇居民不仅消费起点远远高于农村居民，而且从2000～2009年农村居民的人均消费曲线比较平缓，说明其每年的消费额增长很小，而城镇居民的消费曲线相对来说比较陡峭，这十年中城镇居民的人均
消费额增长了7000元左右，而农村居民仅仅增长了大概2000元。
[XC；P]
另外，2000～2009年，农村居民人均消费水平年均增长10.2%，城镇居民消费水平年均增长10.5%，农村居民消费水平增长低于城镇居民消费水平的增长。
我国农村人口占全国总人口的60%左右，如此众多的人口在生产生活中的消费量应该是相当巨大的，但其消费额却只占社会消费总量的46%[2]，由此看来，农村市场的消费潜力还未得到充分的开发利用，它对整个社会消费需求的拉动作用不容小觑。对于上述问题，学术界已有很多研究，其中包括收入对消费的影响、收入分配的差距对收入的影响等，但大部分研究都基于城镇居民，对农村居民的研究过少，或者只把农村居民当作对照组。此外，很多文献都只针对某个影响因素进行分析研究，很少有文献同时考虑多个因素对消费的综合影响，且一般理论分析较多，定量分析较少。本文基于以上考虑，除了传统的收入、消费习惯、利率以及物价以外，还将预期收入、收入差距和不确定性预期纳入考虑范畴，并利用2000～2009年我国30个省市自治区的面板数据分析以上因素对农村居民消费的综合影响。本文所用数据均来自《中国统计年鉴》和《中国农村统计年鉴》。
1 收入分配视角下的农村居民消费模型的理论框架
1.1 国外关于收入分配对消费需求的研究
（1）凯恩斯的绝对收入假说
绝对收入假说是1936年凯恩斯（Keynes）在《就业、利息和货币通论》中提出的。他认为消费是实际收入的稳定函数，收入分配是影响消费倾向的重要客观因素。之后的学者也大都以其边际消费倾向递减理论为依据来研究收入分配与消费之间的关系。但凯恩斯理论最大的缺点是太过于主观，缺乏实际经验的论证，主要体现在绝对收入假说只是个即期模型，以心理分析为基础，很大程度上是一种主观推测，没有合适的微观基础，从而缺乏坚实的基础，所以自诞生之日起就注定了凯恩斯“绝对收入假说”只能是一个过渡性的学说。后来的经济发展实践证明边际消费递减规律是不存在的，平均消费倾向与边际消费倾向基本相等，并由此产生了“消费函数之谜”。
（2）杜森贝利的相对收入假说
相对收入假说是1949年杜森贝利（J.Duesenberry）在其《收入、储蓄和消费者行为理论》中提出来的。他认为消费者当期的消费并不取决于现期的绝对收入水平，而是相对决定的，受到自己过去的消费习惯和周围消费水平的影响。该理论包括示范效应和棘轮效应，示范效应是指家庭消费决策主要参考其他同等收入水平家庭，即消费有模仿和攀比性；棘轮效应是指家庭消费既受本期绝对收入影响，更受以前消费水平的影响。收入变化时，家庭宁愿改变储蓄以维持消费稳定。
（3）生命周期假说和持久收入假说
生命周期假说与持久收入假说分别由莫迪利安尼（Modigliani）在1954年和弗里德曼（Friedman）在1957年提出的。生命周期假说认为，人一生的收入决定他的消费，在长期中收入与消费的比例是稳定的。这就是说决定人们消费的是收入，但这种收入不是现期的绝对收入水平，而是一生中的收入与财产。这种理论认为，人是理性的，希望实现一生中效用最大化，所以人们根据自己一生中所能得到的劳动收入与财产来安排一生的消费，以实现一生中各年的消费基本相等。持久收入假说认为消费取决于持久收入，持久收入是稳定的，消费也是稳定的。也就是说，消费取决于收入，消费者不会对所有的收入变化做出同样的反应。如果收入的变动看起来是永久性的，那么人们就有可能会消费所增加的大部分收入；如果收入的变动具有明显的暂时性，那么所增加的收入大部分会被储蓄起来。以上两种假说在本质上是一致的，结论也大同小异，都认为当期消费和当期收入之间的联系是很脆弱的，但弗莱文（Flavin）在后来的研究中发现，消费与本期收入具有明显的正相关关系，并把这种现象称为消费的“过度敏感性”。
（4）霍尔随机游走假说
霍尔（Hall）在1978年，根据卢卡斯（Robert Lucas）的思想，将理性预期方法引入消费理论，提出了随机游走假说，将消费理论由确定性条件推进到不确定性条件。其主要结论为，消费是一个随机游走过程，不能根据收入的变化来预测消费的变化，即消费的变化是不可预见的。然而，大多数的实证检验不支持这一假说，所以该假说的现实解释力不强。
（5）预防性储蓄理论
存在风险时，消费者在决定消费路径时不仅要考虑持久收入的多少，还要考虑持久收入的变化（风险）。卡贝里罗
（Caballero，1990）认为，风险主要体现为劳动收入的变化。如果消费者不在乎风险，那么他会根据持久收入的变化决定消费的变化，这时不存在过度平滑性。但如考虑到风险，消费者必须同时进行预防性储蓄以规避风险，表现出过度平滑性。扎德斯（Zeldes，1989）发现，在CRRA函数下，消费者有明显的预防性储蓄动机，特别是金融资产少，劳动收入不稳定的群体。这些消费者明显对预测到的收入变化反应过敏，而对未预测到的收入反应迟钝（平滑）。然而，布郎宁和卢萨迪（Browning和Lusardi，1996）指出，就象许多人不受流动性约束影响一样，许多公众由于有足够的资产或由于社会保障制度的完善使得预防性储蓄动机不那么重要。
此外，还有扎得斯（Zeldes，1989）的流动性约束假说（Liquidity Constraints Hypothesis），希（Shea，1995）的损失厌恶假说（Loss Aversion Hypothesis），以及坎贝尔和曼昆（Campbell和Mankiw，1991）的λ假说。在如此之多的理论研究中，仍然没有哪个理论能够很好地阐释所有的消费现象，关于消费理论的体系框架也未有达成一致的结论，所以消费理论有待进一步的研究发展。
1.2 国内关于收入分配对消费需求的研究
孙江明、钟甫宁探究了收入水平、收入差距与消费需求的关系，分别建立了收入与消费的回归模型和平均消费倾向与收入、收入差距以及物价的双对数模型，分析说明提高收入对扩大农村居民的生活消费具有十分重要的作用，而缩小收入分配的差距对扩大消费需求的作用可能更加明显[2]；任国强、夏立明利用1981～1999年中国城镇居民收入分配与消费需求的相关数据进行实证分析，结果表明城镇居民消费需求与其收入分配差距和地区收入差距之间具有负相关关系[3]；臧旭恒、张继海利用城镇居民的消费和收入数据，检验了城镇居民收入分配基尼系数与消费倾向之间的关系，从而得出改善收入分配状况会提高居民的平均消费倾向[4]；张东辉、司志宾构建了一个用以检验农村居民收入差距与农村居民生活消费支出之间关系的模型，实证研究表明目前中国农村居民收入差距对农村居民消费支出呈现趋于负面的影响，但这种影响并不显著[5]；何磊、王宇鹏分析了1992～2007年16年间我国国民收入在企业、政府和居民三部门之间分配格局的变化，结果说明：经济转型以来我国居民消费需求低下的原因在于居民收入水平低，而居民收入水平低的根本原因在于长期以来国民收入分配格局的不合理，使居民的收入被政府和企业所挤占，从而抑制了居民消费需求[6]；祁毓分别构建了2002～2008年和1997～2008年全国30个省份的面板数据，实证研究了不同来源的收入对城乡居民消费的影响，结果表明：对于城市居民而言，工薪收入的消费效应最大，对于农村居民而言，虽然家庭经营收入的消费效应最大，但是工资收入对消费的影响在逐渐提高[7]；刘灵芝、马小辉借鉴坎贝尔和曼昆的λ假说理论所运用的分类研究方法，运用2002～2008年分阶层的收入和消费数据，研究了农村居民收入分配的阶层结构和平均消费倾向。研究发现，在整个农村经济内部，收入分配状况比较稳定[8]；农村的总体收入水平和消费层次低下，但平均消费倾向较高；农村中等收入户、中高收入户、高收入户的平均消费倾向与收入分配效应下的平均消费倾向比较相近，提高中低收入阶层的收入分配地位，抑制高收入阶层的收入分配地位，有利于促进农村居民消费增长；吴迪、霍学喜利用VEC模型验证了城乡居民生活消费差距和城乡居民生活收入差距的关系。结果显示，城乡居民消费差距引起城乡居民收入差距，而城乡居民收入差距不能引起城乡居民消费差距，表明了我国农村居民消费是被动消费[9]；魏君英、何蒲明以城乡居民收入差距指数为自变量，分析了其对城乡居民消费差异指数、城乡居民平均消费倾向之比和农村居民平均消费倾向三个指标的影响。结果表明，随着城乡居民收入分配差距的扩大，城乡居民消费差异也在扩大，而且农村居民平均消费倾向在下降，农村居民的相对消费越来越少[10]；田青利用1998～2008年全国30个省（市）的相关数据分析消费习惯、收入、收入分配差距、教育和医疗支出的不确定性以及房价、利率等因素对消费的影响。实证结果表明：消费习惯、收入、房价、利率和不确定性对居民消费都有显著影响[11]；收入、收入分配差距是影响居民消费的主要因素，利率和购房支出对居民消费有正向影响，但影响不大；教育和医疗等体制改革导致的居民对未来支出预期的不确定性是影响城镇居民消费的重要因素。
上述研究都运用实证方法从不同角度验证了收入分配对居民消费的影响，但大部分是以城镇、城乡居民为研究对象，或者是以农村居民作为对照组研究，很少将农村居民作为独立的研究对象进行分析，并缺乏对农村内部因素的研究。因此，本文拟在这方面进行尝试，进一步探究影响农村居民消费的因素，不仅考虑收入、收入分配对消费的影响，同时也将一些预期不确定性因素纳入考察范围，这对改善农村居民消费现状，扩大我国居民消费需求具有一定的现实意义。
2 变量的选取与模型的建立
对于农村居民来说，由于其特殊性，在消费方面与城市居民存在很大的差异，所以影响其消费的因素也和城市居民有所不同。首先，根据凯恩斯绝对收入假说，一个家庭的收入是影响其消费的重要因素，所以应第一个纳入考虑，但一般文献研究只考虑了当期的收入，并未考虑一个家庭的预期收入对消费的影响。因此，本文将收入分为当期收入和未来预期收入，当期收入用农村居民的人均纯收入表示，预期收入考虑用储蓄的变化量来衡量；其次，根据相对收入假说，居民的消费具有滞后性，即当期的消费受到以往消费习惯的影响，这里选取农村居民前一期实际消费性支出来表示消费习惯。
本文另外加入对不确定性预期的考虑，关于不确定性预期对消费的影响，国内外研究大都用预防性储蓄理论对其进行解释。国外研究通常采用失业率或者收入的变动来度量不确定性的大小。对于我国而言，由于市场机制还不健全，农村居民社会保障制度尚不完善，加之对于农村居民的失业率也难以衡量，所以住房、医疗等不确定性支出对农村居民的消费有很大影响，本文拟采用支出预期变量作为不确定性的替代变量。根据经验，当前我国农村居民消费中，住房建筑、教育和医疗支出变动较大，另外，政府的相关政策也属于不确定性因素，比如说利率的调整在较大程度上影响着居民的投资与消费[12]，因此本文选取房屋建设、教育和医疗支出费用预期以及存款利率作为具体的不确定性预期的变量。
根据相关文献的研究成果和经验，农村居民内部收入分配差距对其消费没有显著的影响，而城乡居民之间的收入差距对农村居民的消费有较大影响[13]，所以本文选取城乡居民之间的收入差距作为收入分配的替代变量。对于居民收入差距的衡量通常都采用基尼系数表示，但由于基尼系数一般是对总体居民收入差距进行衡量，
目前也没有一个统一的计算标准，
而这里是要单独对城乡居民的收入差距进行准确度量，这就导致研究结论存在偏差。所以本文引入一种新的度量收入差距的指标，采用在收入对比中引入单位货币效用的形式来衡量收入差距，即从农村居民收入和城镇居民收入中分别剔除对货币的评价这一因素的影响，得到各自对自己收入的满足程度，从而以这种满足程度的对比来衡量收入差距。
本文在综合了西方消费理论和国内相关研究成果的基础上，构建如下理论消费模型：
Ct=β0+β1Ct-1+β2Yt+β3Xt+εt（1）
其中，Ct表示t期的消费额，Ct-1表示上一期的消费额或称消费惯性，Yt代表t期的收入，Xt代表上述其他影响消费支出的因素，εt为随机误差项。
鉴于在实证研究中，双对数模型有较好的拟合效果而且便于得到各项弹性系数，此外取对数在一定程度上有利于克服异方差的问题，所以本文将理论模型（1）中除了预期收入、利率和收入差距以外的变量都取对数，则模型进一步扩展为式（2）的形式：
ln（Cit）=β0+β1ln（Cit-1）+β2ln（Yit）+β3AYit+β4ln（Bit）+β5ln（EMit）+β6iit+β7DYit+εit（2）
其中，i表示不同省份，t表示不同年份；Cit代表我国农村居民人均消费性支出；Cit-1代表居民消费习惯，用前一期农村居民实际消费性支出来表示；Yit代表农村居民的人均纯收入，以上三者为剔除价格因素的影响，均用当年各省的CPI平减得到；AYit代表预期收入，用储蓄变化量来表示；Bit代表房屋建设造价，以每年新建房屋的价值来表示（元/平方米）； EMit代表农村居民教育和医疗支出预期，因为是二者综合指标，这里采用比的形式，即用二者支出的和占农村居民人均纯收入的比重来表示；iit代表一年期存款利率，由一年期存款名义利率减去当年通货膨胀率计算得到；DYit代表收入分配差距；εit为随机干扰项。
2.1 变量选取说明
（1）预期收入的衡量。人们的消费观念并非能够完全理性地取决于收入与消费，因为人们的心里存在着预期收入，所以本文将收入预期纳入农村居民消费的影响因素中。关于预期收入的衡量有不同的方法，本文采用储蓄的变化量替代预期收入变量，若居民预计明年的收入会增加，那么当年的储蓄就会减少，消费自然会相对增加；若预期下年收入会减少，那么居民就会增加当年的储蓄，以维持其消费的平滑性。储蓄的变化量就作为收入的预期，计算如下：
AYit=Sit-1-Sit-2
其中，Sit-1是上一年的储蓄额，Sit-2是上上一年的储蓄额。
（2）教育和医疗支出的预期。由于我国教育和医疗体制还在不断改革和完善的过程中，所以还存在相当多的问题，特别是在农村地区，医疗和教育得不到很好的保障，造成了农村居民上学难、就医难等问题，在教育和医疗方面的支出不断增加。同时，调查走访显示，由于农村医保制度实行力度不够，农民并没有得到应有的优惠。
本文用30个省市自治区农村居民医疗保健和教育文娱支出占农村人均纯收入的比重来表示教育和医疗的不确定性预期支出，计算如下：
EMit=EDUit+MDCitYit
其中，EDUit表示教育文娱支出，MDCit表示医疗保健支出，Yit表示农村居民人均纯收入。
（3）收入差距的衡量。关于收入差距的计算，本文引入一种新的指标，其计算形式如下：
DYit=VIit/VCitUIit/UCit
其中，DYit是本文新引入的收入差距衡量指标，VIit和UIit分别指农村和城镇居民收入的绝对数，VCit和UCit分别指农村和城镇居民的一般性支出，这个一般性支出也反映了农村居民和城镇居民的消费水平；VIitVCit反映出了农村居民的收入满足程度，而UIitUCit则反映出城市居民的收入满足程度，二者之比即单位货币效用的替代量。
2.2 模型的估计与实证检验
由于本文采用的是面板数据，其中含有时间序列项，为了避免其非平稳性造成的伪回归，在构建模型之前对各个变量都进行了单位根检验[14]，检验方法选择了相同根检验法LLC和不同根检验法ADF-Fisher，PP-Fisher。检验结果如表1。
单位根检验结果表明，模型（1）中的变量ln（Cit）、ln（Yit）、ln（Bit）、ln（EMit）、DYit均为一阶单整，AYit与iit是平稳的，符合建模要求。观察模型（1），注意到方程右边的解释变量中含有被解释变量的滞后项，因此可能会导致内生性问题，此时若仍然用传统的OLS估计法进行估计，就会造成估计系数有偏差且不一致。为解决内生性问题，本文采用广义矩法（GMM）对模型进行估计。GMM估计的工具变量选择的是因变量以及内生解释变量的二阶滞后值，即lnCit（-2）、lnYit（-2）、AYit（-2）、lnEMit（-2）和DYit，以及外生解释变量的水平值，即lnBit和iit，因为房屋造价和存款利率不是由这个经济体系内部所决定的变量，但是对该经济体系中的其他变量有影响，所以是外生的。根据以上结果，对模型的估计如下：
lnCit=0.376lnCit-1+0.501lnYit+0.000082AYit+0.039lnBit+0.139lnEMit+0.11iit-0.781DYit（3）
为了验证所选工具变量的有效性，采用Sargan检验，结果Sargan检验的p值为0.759，表明在5%的显著水平下，不能拒绝工具变量的过度识别是有效的原假设，即工具变量的过度识别限制有效，所选工具变量比较合理[15]。
3 影响农村居民消费因素的实证分析
依据以上模型估计结果，得出以下主要结论：
（1）收入习惯对我国农村居民消费的影响比较显著，其弹性系数高达0.396。和城镇居民的消费研究结果不同，消费习惯对城镇居民的消费也有影响，但影响不大，这说明城镇居民和农村居民的消费状况有所不同。与农村居民相比较而言，城镇居民处于多变的城市环境，各种增加收入和消费的机会较多，使得消费更具有不确定性[16]，所以他们很少会按照前期消费来支配本期的消费行为。而农村居民每年的收入和支出都鲜有明显的变化，基本上都会遵循上一期的消费来计划本期的消费行为，相对来说变化幅度较小。
（2）和其他文献研究相同，收入对消费的影响仍然是最主要的，但与城市相比，影响程度要低一些，其弹性系数为 0.501，而收入对城镇居民的消费影响弹性系数一般在0.8左右。这是因为城镇居民的收入变化快、幅度大，新增的那部分收入就会用来增加消费，消费的变化比较明显；而农村居民每年的收入变化幅度不大，新增的那部分收入可能不会用来扩大消费，或用于消费的部分相当少。也就是说农村居民的收入在满足最基本消费后所剩余的部分比较少，根本无力用来再扩大消费。总体来说，提高收入必然会对消费产生极大的促进作用。
（3）预期收入对农村居民的消费影响系数虽然是显著的，但影响力很小。预期收入每变化一个单位，消费会相应变化0.000082个单位。预期收入增加，表明本年度会降低储蓄，那么收入中用于消费的部分会相对增加，但就其影响程度来看，预期收入对农村居民的消费影响力系数非常小，说明对于农村居民而言，是否有根据预期收入来安排本期消费的观念还值得探究。另外一方面，用储蓄的变化量来衡量预期收入是否合理，用其他指标来衡量是否能得到不同的结果，还有待进一步探讨。
（4）住房建设对农村居民的消费有一定的拉动作用，而且其影响系数与相关文献研究中关于城镇购房支出对城镇居民的消费影响系数基本一致，为0.039，即住房建筑费用每增加1%，农村居民消费支出将会提高0.039%。但农村居民建设新房屋和城镇居民购买新房的目的不尽相同，城镇居民购买住房一方面是为了满足居住需求，另一方面是为了投资需求，近几年不断高涨的房价使得购买住房越发成为了一种投资手段。而对于农村居民来说，建新房基本是为了满足自己的居住需要。根据农村的传统，不仅每家每户都要建新房，而且大部分人还会承担起给自己的儿女建新房的责任，住房建筑支出在农村家庭消费中占有很大比重，同时也带动了与住房相关的一系列消费，能够在一定程度上带动农村居民的消费需求。
（5）与城镇居民相比较而言，农村居民在教育文娱和医疗保健方面的支出有着更加的不确定性。城镇居民因为所处的城市环境的优势，教育与医疗资源相当丰富，各种扶持政策也容易实现，所以在这两方面的支出不确定性比较小。而农村居民所处的环境使得其教育、医疗资源匮乏，相关政策不能及时到位，比如一些农村义务教育未能实行、医疗保障制度不完善、定点医院费用高昂、合作医疗基金有限、部分医疗基金被挤占挪用等，导致了农村居民教育与医疗支出的不确定性增加，作为理性的选择，居民只能收敛其他方面的消费以保证未来教育与医疗的支出需要。
（6）存款利率对农村居民消费有显著影响，其影响系数为0.11，表明实际利率每提高一个百分点，居民消费就会增加0.11%。与城镇居民相比，利率对农村居民消费的影响明显要大一些，因为城镇居民的收入较高，与之相比储蓄所带来的利息收入相对较少，不能对消费起到很好的刺激作用。而农村居民的收入相对较少，由储蓄所带来的利息收入还是相当可观的，提高利率，相当于在长期中提高了居民收入，对消费能起到很好的刺激作用。
（7）相关文献的研究表明，我国农村居民内部收入分配差距与农村居民消费需求之间不存在显著的相关关系，本文研究了城乡居民收入差距对农村居民消费的影响。结果显示，我国城乡居民收入差距与农村居民消费需求存在负相关关系，其弹性系数为-0.781，即城乡居民收入差距每扩大1%，农村居民消费就会下降0.781%。随着收入差距的扩大，城镇高收入者的消费趋于饱和，收入的增加已经不能再刺激消费，而农村低收入者的收入降低却会导致其消费明显下降。如此，一方面农村居民消费能力和生活质量受到严重制约；另一方面，贫富差距过大会形成城乡消费的断层，即城市收入高的消费者只消费高档商品，而农村收入低的消费者只消费低档的必需品，处于中间的大多数消费品将会无人问津。
4 主要结论以及相关政策建议
（1）消费习惯、收入和城乡居民收入差距都是影响农村居民消费的重要因素。
农村居民长期形成的不良生活消费习惯在一定程度上制约着农民消费需求的扩大和消费结构的改善，其主要表现在以下几个方面：第一，生活消费观念比较保守，后顾意识强烈。在当前农村经济发展水平不高、农民收入增长缓慢等情况下，传统的量入为出、因循守旧的生活消费习惯表现得十分突出，由此产生了强烈的后顾意识。第二，节日过度消费。从全年生活消费支出来看，我国农村居民的传统节日性消费和临时活动性消费（婚嫁、丧葬等）现象突出，尤其表现为春节前后的突击性消费。第三，畸形消费严重，主要是人情消费开支大。农村居民比较重视人与人之间的感情关系，所以人情消费每年在支出中占有很大比例。此外迷信等愚昧消费也有逐年增大的趋势。要改善农村居民的消费习惯，可以从下面几个方向入手：一是努力增加农民收入，提高农村居民购买力；二是统筹城乡发展，加大对农村政策的扶持力度；三是加强宣传力度，树立农民健康、积极、合理的消费观念，选择合理的生活消费方式。收入水平决定消费水平，农民的消费结构和各种需求都随收入而变动。因此，使农民增收，增加农民的购买力，这是开拓农村消费市场的关键。另外，从上面的分析可知，缩小收入差距对扩大消费的作用更加明显，所以统筹城乡，进一步缩小城乡收入差距是未来扩大我国农村居民消费的主要方向。
（2）医疗和教育的不确定预期消费压力增大。
当前，农村居民大部分面临着看病难、看病贵的问题，虽然国家医疗改革政策已经实行了好几年，但是在大部分地区仍落实不到位，农民没有享受到应有的医疗优惠，所以农民为了预防医疗风险而增加相关储蓄，其他消费就被挤占了。此外，现在农村居民的思想意识有所提高，都希望自己的子女得到很好的教育，但现在高等教育费用相对高昂，供一个大学生要花费4～5万元，对一个普通农村家庭来说是一笔不小的费用。为了应对这笔支出，家庭只好理性选择储蓄，削减消费。因此本文建议，在医疗方面，应该继续大力推广新型农村合作医疗制度的建设，并建立严格的监督制度，使相关政策得到确切落实；另一方面要提高中央和地方政府的财政补贴水平，以减轻农民负担。在教育方面，对农村居民应实行更多的减免补贴，完善国家助学贷款政策，保证每一个农村大学生都能够顺利完成学业，减少农村家庭在教育方面的支出，从而扩大消费需求。
（3）与城镇居民不同的是，利率对农村居民的消费有重要影响。
利率的提高相当于在长期中增加了
农村居民的收入，即存款利息增加，收入增加，消费随之增加。但由模型检验可知，利率虽然对消费的弹性系数比较大，可是其显著性不强，通过调整利率是否能刺激消费仍然是一个有待探究的问题，关于利率对消费的影响国内学术界还没有达成共识。提高利率的同时会增加储蓄的倾向，这样一来利率对消费的影响就变得复杂了，可能居民会增加消费，也可能转而增加储蓄，其结果还有待进一步研究证实。
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居民消费影响因素论文篇3
居民消费是国民经济的最终目的和归宿，也是促进一个国家经济持续健康发展的持久性动力。2015年，浙江省生产总值GDP达到42886.5亿，居民人均GDP为77862.2元，高于全国居民平均水平。本文从动态分析的视角，基于浙江省各项经济发展数据分析，综合城乡收入差距与不确定性因素考虑，运用约翰森（Johansen）协整检验和误差修正模型对居民消费影响因素进行长短期动态分析，同时在衡量地区收入差距指标的选取上，本文选取泰尔指数来度量，以达到检验精准性。首先，研究从理论上探寻分析地区城乡收入差距扩大及不确定性因素对居民消费可能产生的影响；其次，通过协整分析和误差修正模型来实证分析两大综合因素对居民消费影响的动态效应。最后，基于实证分析得出的结论，为政府如何做出缩小城乡收入差距、降低不确定性来促进消费提出相应的政策建议。浙江省作为我国经济最发达、人均收入水平最高的省份之一，以浙江省城乡收入差距、不确定性为研究对象进行研究分析，可以丰富现阶段收入差距理论，有利于构建符合我国居民消费现状的消费函数。对地区性城乡收入差距对居民消费影响的问题进行全面的系统的研究，可以进一步丰富收入分配理论，对于及时控制城乡收入差距、缩小城乡收入差距、刺激消费等问题提供理论支撑具有重大的理论及现实意义；另一方面，对不确定性对居民消费的分析间接影响政府对社会保障支出做出的决策，从减少不确定性开辟新方向刺激消费，拉动国内需求，促进经济发展。
五、结语
在长期收入差距和房价波动对居民消费具有较强的抑制作用，教育医疗费用和就业波动对居民消费的影响表现为相对较弱的抑制作用。短期内，上期消费、收入波动、教育医疗费用支出波动和就业波动是影响居民消费变动的主要因素，城乡收入差距对居民消费的影响相对较弱。本文通过数据挖掘和模型构建，突出影响居民消费的两大因素，有利于明确浙江省城乡收入差距的状况和未来发展趋势，为政府部门制定收入分配政策和刺激消费的政策做一些贡献。同时为其他省份以及全国的城乡收入差距和刺激消费的问题提供一定的借鉴，这对于增加农民收入、实现城乡经济协调发展乃至经济的可持续发展都有着十分重要的现实意义。
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居民消费影响因素论文篇4
随着信息技术的普及和居民收入水平的提高，满足人们扩展智力及享受娱乐的信息消费持续增长，正成为引领我国消费结构优化升级的主要力量。信息消费水平及系数也是日本信息化指数法、我国国家信息化指标体系等诸多社会信息化水平测度方法中一个不可或缺的重要参数。在我国信息化建设取得重大进展的同时，城乡之间的数字鸿沟问题也日益凸显，作为消费热点的城乡信息消费差距持续扩大。如广西城镇与农村居民人均信息消费支出绝对差距从1990年的143.53元增加到2010年的3 120.36元，相对差距则从3.8：1拉大到5.3：1。信息资源的开发和利用是信息化的核心，信息消费支出的差距则意味着获得信息的差距。在信息日益成为最重要经济资源的今天，信息拥有量不断扩大的差距会加剧城乡在物质财富、政治权利、社会保障等各方面的分化，随着“马太效应”，富有者越富有，贫穷者越贫穷，进而会形成一个新的城乡二元悖论。那么，究竟是什么原因导致城乡居民信息消费出现如此大的差距，这些因素的作用机理、作用程度如何？在全面建设小康社会的关键时期，在促进经济长期平稳较快发展和社会和谐稳定过程中，这些问题的深入研究显然应该是先行一步的工作。
一、文献回顾
消费理论是经济理论的重要组成部分，也是二战后经济学的研究热点。标准的微观消费理论认为影响消费需求的三个重要因素是价格、收入和偏好，主要分析理性消费者在市场价格和收入预算约束下如何选择以实现自身效用最大化。凯恩斯以后的学者把注意力集中于如何将相关的影响因素纳入以收入为基础的消费函数中，以便使其更贴近实际。针对凯恩斯的绝对收入假说（Absolute Income Hypothesis，1936），杜森贝里（ J.S.Duesenberry，1949 ）将消费中的“示范效应”和“棘轮效应”纳入其相对收入假说（ Relative Income Hypothesis）中；弗里德曼（M.Friendman，1957）认为持久消费与持久收入之间存在固定的比率关系，他用持久收入假说（ Permanent Income Hypothesis ）重新解释了杜森贝里的“棘轮效应”。霍尔 （Hall，1978 ）的随机游走假说（ Random Walking Hypothesis ）进一步考虑到代际效用对消费行为的影响，但其消费与滞后收入无关的结论受到很大的挑战，并引发了大量新假说。如扎德斯等人（Zeldes et al，1989）的流动性约束假说（ Liquidity Constraints Hypothesis），指出信贷市场的不完善会使最近几期的滞后收入对消费决策作用更大[1]。卡贝里罗等（Caballero et al，1990）的预防性储蓄假说（ Precautionary Savings Hypothesis ），认为消费者在进行消费决策时不仅要考虑持久收入的多少，还要考虑收入的风险性[2]。在不断的争论和超越中，消费理论逐步完善、趋向成熟。
信息消费是衍生于传统物质消费之上的无形的精神娱乐消费，遵循一般的消费规律，又有其特殊之处。在发达国家，信息消费是一种普遍的现象，对其研究已深入细致到网络消费、电视消费、媒体消费等各个领域，主要分析信息与消费者、消费行为的关系，信息消费对社会各个方面的影响等。如在网络消费方面，N. Mandel and Eric J. Johnson （2002）通过在线实验，发现在电子化的环境中网页背景图和颜色等在线氛围对消费者选择具有显著影响[3]；C. A. Simmers and M. Anandarajan （2002）检验了互联网满意度、工作满意度和使用者的互联网背景之间的关系[4]；R. Decker and M. Trusov （2010）提出一个经济计量模型，将互联网上个体消费者对产品的评论转换为全体消费者的总体偏好，推论出产品和品牌名称对产品总体估计的相对影响[5]。目前，我国正处于消费结构的转型期，作为更高一级消费时代的代表性消费，信息消费及差异与相应的影响因素等恰恰是研究的重点，我国许多学者纷纷撰文从理论与实证两方面进行研究。
在信息消费者（主体）、信息消费品（客体）和信息消费环境3个结构性实体要素中，沈小玲（2008）认为消费主体因素对信息消费的影响是决定性的[6]。马哲明（2009）发现居民信息消费与收入之间是一种相互促进的关系[7]。刘巍巍（2010）运用可变参数模型，分析发现扩大财政支出的财政政策能有效拉动国内的信息消费需求，但政府的消费性支出、投资性支出和转移性支出的作用是不同的。朱琛（2011）运用TVP模型，研究发现城镇居民的收入对其信息消费的影响在1993—2000年间呈下降趋势，2001—2008年间则不断增强；从结构上看，城镇居民的信息消费对其工资性收入、转移性收入响应程度较高，而对其经营性收入、财产性收入的响应程度不足。
在信息消费差异研究方面，郑英隆（2009）发现居民信息消费结构性差异成长表现在居民消费内容构成、支出构成、城乡差异、地区差异等的变化关系上，并将其背后的影响因素分为外在因素和内在因素两大板块，外在因素包括国外环境和国内的国民经济基础结构、政府信息体制与政策、市场信息产品与服务、信息技术创新、文化教育状况等，内在因素主要指消费者对环境的反应能力和收入。实证分析信息消费差异常用的是panel data模型，郑兵云（2007）、郭妍（2007）和王林林（2010）等先后用该模型，通过不同的核算方法分析了我国居民信息消费的地区差异、时间差异问题[8—9]。
许多学者如戎素云（2006）、肖婷婷（2010）、朱琛（2010），认为我国城乡居民在信息消费水平、信息消费结构、信息消费系数、信息消费倾向等方面存在着较大的差距。王平（2009）利用1990—2007年我国城乡居民信息消费的时间序列数据构建了信息消费差距的ARMA模型，结果发现城乡居民信息消费倾向和消费系数及未来的消费差距都在不断扩大[10]。朱琛（2010）进一步指出这些差距主要根源于我国当前城乡居民收入、城乡基础设施建设和公共服务水平之间的巨大差异。另外，陈燕武（2006）、曾立庆（2006）、杜棪（2011）还具体分析了福建、江西、江苏城乡居民信息消费差异的状况。
通过梳理已有的研究成果，笔者认为二元经济结构使得城乡居民在收入、文化素质、信息消费条件以及消费氛围等方面的差距，直接导致了城乡居民信息消费的差距，这也是目前我国诸多信息消费差异中最为明显的。作为欠发达民族地区，广西具有城乡二元经济的典型特点，本文拟以广西为范例对城乡居民信息消费差异的影响因素进行理论和实证分析，以深化欠发达地区城乡信息消费问题的研究。与其他文献不同的是，笔者首先注意到城乡居民信息消费的差距处于一种动态的发展扩大之中，并称之为“信息消费分化”；其次，运用经济理论对信息消费分化影响因素的作用机制进行深入分析；第三，进一步运用SVAR模型对城乡居民信息消费分化的影响因素进行动态分解。
二、理论分析
广西城乡居民信息消费分化集中体现在消费水平、消费结构两方面。从消费水平上看，城镇与农村居民信息消费总支出差距日益明显扩大。1990—2010年广西城乡居民信息消费支出都有较大的增长，但城镇居民的信息消费支出始终大大高于农村，两者的差距也越来越大（见图1）。21年间城镇居民人均信息消费支出从194.4元增加到3 842.2元，年平均增长速度为16.09%；同期农村居民人均信息消费支出从50.87元增加到721.84元，年均增速为14.18%，低于城镇增长速度将近2个百分点。1990年，广西城镇与农村居民人均信息消费支出绝对差距143.53元，相对差距为3.8：1；到2010年，两者的绝对差距进一步拉大到3 120.36元，相对差距5.3：1。2010年农村居民的信息消费支出甚至低于城镇1995年的水平，城乡居民信息消费水平总体相差15年。
在信息消费结构上，城镇居民信息消费已朝高层次发展，而农村居民还停留在信息消费的初始阶段。在构成信息消费的三项分类中，分化程度从大到小依次为：交通通讯、娱乐文化、医疗保健。交通通讯的绝对差距从17.59元增加到1 662.74元，相对差距从3.47增加到6.36；娱乐文化的绝对差距从112.69元增加到1061.16元，相对差距从4.54增加到6.81；医疗保健的绝对差距从13.25元增加到396.46元，相对差距从2.11增加到2.73。2010年，城镇居民交通通讯和文化娱乐的支出占总支出比重分别为17.17%、10.82%，大大高于农村居民的8.98%、5.28%，农村居民在医疗保健方面的支出比重6.63%则高于城镇居民的5.44%。越来越多的城镇居民注重自身享受和发展的消费，尤其青睐于互联网这种现代的信息消费方式，而农村居民却还在为看病难、看病贵等基本的医疗保健问题所困扰。
根据消费理论、信息消费的特点以及广西城乡发展的具体情况，广西城乡居民信息消费分化是在内在和外在影响因素分化的共同作用下不断强化的。内在因素是指消费者主体资源方面的因素，主要有收入和文化素质；外在因素泛指影响居民消费的环境因素，包括基础设施等硬环境和消费氛围等软环境。
（一）收入分化
无论微观还是宏观的消费理论，都强调收入对消费的支配性作用。信息消费首先是一种市场行为，用于消费的信息必须通过市场交易的付费方式才能获得。信息消费量的大小、信息消费内容结构的选择，直接受制于建立在居民货币收入基础上的支付能力。根据消费者行为理论，在商品价格不变的情况下，收入的增加将导致预算线向坐标系的右上方平移，消费者均衡点也随之变动，消费者的需求量增加；反之，如果收入减少，预算线向左下方平移，需求量减少。农村居民的收入主要来源于农业（种植业）和非农业两种生产性收入。由于广西人多地少，农业劳动生产率低下，加上农产品本身附加值不高，受市场价格因素影响较大，农民收入增长缺乏经济支撑；同时乡镇企业因日益激烈的竞争，一些企业逐渐失去竞争力，致使农民收入萎缩；大量农村劳动力向城市转移又造成城市劳动力市场供过于求，也制约着农民工工资的提高，诸多原因使得农民收入与城镇居民相差越来越悬殊。1990年广西城镇居民人均可支配收入为1 448元，2010年增长为17 064元，而同期广西农民纯收入仅从639元增加到4 543元，两者的差距从2.26：1拉大到3.76：1。广西农民收入水平低，收入增长缓慢，严重制约着他们对书刊报纸、手机电脑等信息商品以及信息服务购买支出。可见，由于收入水平的高低决定了消费支出能力的大小，广西城乡居民收入的分化必然呈现为信息消费的分化。
（二）文化素质分化
作为一种精神文化消费活动，信息消费需要消费者通过主观的知识结构和思维方式理解信息内容，并将信息内容作用于自身的思维和行动，才能获得相应的效用。消费者的信息能力在很大程度上决定着其对信息商品和服务的利用，而消费者的信息能力又与他们的文化素质呈严格的正相关。同样的信息商品或服务，消费者文化素质越高，信息能力越强，其所获得的满足程度就越大；同时，知识层次越高，自我发展与自我价值实现的欲望越高，就更加追求精神上的需要，其信息意识更强，也更偏好信息消费。广西教育资源主要集中在城市，由于农村经济发展水平低，个人生活、发展环境恶劣，经城市培养的高素质人才很少会回到落后的农村。尽管农民的素质也在逐年提高，但与城镇居民相比，差距却越来越大。2010年，广西农村6岁及以上人口中高中以上文化程度所占比重仅为7.3%，比城镇低19.8个百分点；小学和初中文化程度占85.7%，比城镇高15.4个百分点；不识字或识字很少占7.0%，比城镇高4.3个百分点。文化素质低下导致农村居民的信息能力低，信息意识不足，信息消费需求增长的速度大大滞后于城镇居民。
（三）消费条件分化
信息消费活动需要一定的物质基础设施的支持，包括完善的信息基础设施和信息市场条件。看病要有医院，信息咨询要有咨询机构，打电话需要电话网，没有互联网的接入，即便拥有电脑，也无法在因特网这个浩瀚的知识海洋里畅游。对于信息产品，消费条件则是互补品，消费者需要同时使用才能发挥其使用价值，满足获得效用的愿望。大多数情况下消费条件还属于具有非竞争性的准公共品，其供给充足与否，影响的不是一家一户而是整个区域。如果某个地区的基础设施供给不足，在收入不断增加的情况下也会抑制信息消费需求的增长。在收入等其他因素变化很平缓或不变的情况下，良好的设施条件则会推动人们的消费需求。广西基础设施投入长期以来偏向城市，农村投资增长速度明显慢于城镇，致使农村的水电、交通、通讯、文化、市场等基础设施的供给严重不足。目前，广西城镇每万人拥有卫生医疗机构和卫生技术人员分别为4.93个和68人，农村居民分别为0.43个和13人，占全区60%的农村人口仅占有11.8%和22.9%的医疗卫生资源。基础设施建设的滞后，使农民信息消费成本居高不下，已成为制约农村信息消费的瓶颈因素。
（四）消费氛围分化
杜森贝里早已发现低收入的消费水平向高收入的高消费水平看齐的现象，并称之为“示范效应”；位置消费理论（ Positional Consumption Theory ）也强调了人类消费中的攀比行为。信息消费具有很强的网络外部性，通过因特网、电话网等人们结成一个个消费的网络，众多某种杂志或报纸的爱好者也可以结成一个个类似于宗族的共同体。在这样的网络中，随着消费者数量的增加，消费者个体消费某种信息产品的价值因可以与更多的人相互交流和分享而迅速增加。新消费者加入规模大的网络比加入规模小的网络获得的效用要大得多。一个地区如果相当一部分人都消费某些信息产品，这些消费网络实际上就形成了一种信息消费的氛围，理性的消费者会很容易加入到信息消费的队伍中。到2011年为止，广西城镇居民家庭每百户拥有计算机71.85台，每百户农民家庭仅1.59台，两者相差70.26台，城镇居民家庭计算机普及率是农村的45倍。当城镇居民想方设法通过各种途径“充电”时，农民仍然在固守落后的乡风民俗、陈规陋习和生活方式，在婚丧嫁娶、迷信等消费方面毫不手软，即便四处借钱也要办得体体面面，在文化消费方面却一直很抠门，农村信息消费的氛围始终难以形成。
三、数据及相关检验
（一）数据说明
为了突出信息消费及其影响因素的城乡差距，同时又使得序列间具有可比性，本文采用绝对差距与相对差距相结合的方法衡量各指标的城乡分化程度，即：
测算年度各指标分化值=测算年度该指标的城镇实际值—测算年度该指标的农村实际值1990年该指标的农村实际值
度量信息消费分化值时，上式中的城乡实际值分别为城市与农村居民人均年信息消费支出。城乡居民收入分化中的实际值分别为城镇居民人均可支配收入与农民人均纯收入。素质分化中的实际值分别为城市与农村居民（6岁及以上）拥有高中（含中专）及以上教育程度的比例。消费条件分化中的实际值分别用城市与农村年固定资产投资来代替，消费氛围分化中的实际值分别用城市与农村电话户数来代替。
信息消费分化是伴随信息化而凸显的一种社会现象，我国的信息化建设正式启动于“八五”期间的“三金”工程，本文采用1990—2010年共21年的数据，文中所用基础数据来源于历年的《广西统计年鉴》、《广西年鉴》、《中国农村统计年鉴》以及《中国人口统计年鉴》。为消除物价波动的影响，城镇和农村居民的信息消费支出和人均收入分别按各自的CPI（1990年=100）进行平减，城乡固定资产投资则按1990年的GDP平减指数进行平减；同时，取自然对数以避免异方差问题，5个变量序列分别为信息消费分化（LNIC）、收入分化（LNIN）、文化素质分化（LNCUL）、消费条件分化（LNCOD）以及消费氛围分化（LNAT）。另外，教育程度的数据有些年份不全，只能用邻近年份的数据推算；用固定资产投资数来反映消费条件，以及用电话户数来反映消费氛围，覆盖的信息都不够全面，这些可能会影响到模型的准确程度。
（二）平稳性检验
变量序列如果是平稳的，可以直接建立VAR模型；如果是非平稳的，则各变量之间要存在协整关系才可以建模，否则会引起谬误回归。检验序列平稳性的标准方法是单位根检验，其中ADF检验和PP检验是最常用的两种方法；KPSS检验的原理是用从待检验序列中剔除截距项和趋势项的序列构造LM统计量，与ADF检验具有互补性；NP检验基于GLS退势数据构造4个统计量（MZa、MZt、MSB、MPT）来检验序列的平稳性，对PP检验是一种改进。当样本容量有限时，KPSS检验和NP检验的功效相对较高。通过画图可以观察到本文的5个序列均在波动中持续上升，为取得最佳检验效果，本文采用以上4种方法进行平稳性检验。根据序列曲线的形状确定检验模型形式，或带有截距项，或同时带有截距项和趋势项；在ADF检验中依据AIC准则来选取滞后长度，另外三种检验的核函数形式选择Bartlett kernel，带宽选择Newey—West Bandwidth，检验结果如表1所示。
由表1可知5个变量序列在ADF、PP和NP检验中都接受原假设，相应的一阶差分序列ΔLNIC、ΔLNIN、ΔLNCUL、ΔLNCOD、ΔLNAT在ADF、PP检验中以5%或1%的显著水平拒绝原假设，因NP检验是PP检验的改善，其结果则在10%或5%的显著水平下拒绝原假设。KPSS检验的原假设是“序列是（趋势）平稳的”，原序列均在5%的显著水平下拒绝原假设，相应的一阶差分则接受原假设。综合以上结果，可以判断LNIC、LNIN、LNCUL、LNCOD、LNAT均为一阶单整序列I（1）。
（三）协整检验
协整关系的检验方法主要有两种：一种是基于回归残差的Engle—Granger检验；一种是基于回归系数的Johansen检验。EG检验比较容易实现，但要求较大的样本容量，且其在第一阶段需要设计线性模型进行OLS估计，应用不方便，一般只适用于两变量之间的检验；对于多变量之间可能存在多个协整关系的情况，模拟分析表明Johansen提出的极大似然估计法（MLE）则更为有效。由于本文的变量超过两个，而且样本有限，显然Johansen检验优于EG检验。以下将采用Johansen检验对本文的变量序列进行协整分析。经观察散点图并进行假设检验，确定协整方程的形式为第四类，即序列和协整方程都有线性趋势。根据LR、FPE、AIC、SC和HQ值大小，确定简约VAR模型的最佳滞后阶数为2，因此协整检验方程中的滞后阶数为1。
检验结果（表2）表明：在5%的显著水平下，迹检验认为有4个协整向量，而最大特征根检验则认为只有3个协整向量，这可能是由于协整方程的定义而导致的。本文也选择其他形式的协整方程进行检验，两种检验几乎都存在冲突，但都表明存在协整关系。由于检验的目的是证明序列之间存在协整关系与否，并不涉及协整向量的选择，可以肯定5个序列之间至少存在1个协整关系，它们之间具有长期的均衡关系。
四、实证分析
SVAR模型将基于经济理论的变量之间的结构关系引入简约VAR模型中，在一定程度上解决了简约VAR模型不能反映各个变量之间当期相关关系的难题，是对多个相关经济指标进行动态分析和模拟的重要方法。根据系统中对当期变量之间的结构性关系假设不同，Amisano G and Giannini C（1997）提出了三种不同类型的SVAR模型：AB模型、C模型和K模型；C模型或K模型实际上都可以看作是AB模型的一种特殊情况[11]。以下本文将建立AB型SVAR模型，通过施加短期约束条件进行识别，进而分析城乡信息消费分化受到其它影响因素冲击后随时间动态变化的轨迹与特点，并且进一步分析每一个因素冲击对信息消费分化变化的贡献度，来评价不同影响因素的重要性。
（一）SVAR模型的建立
承接协整检验结果，设yt =[LNIC，LNIN，LNCUL，LNCOD，LNAT]′，建立5变量的2阶滞后SVAR模型为： C0yt=Γ1yt—1+Γ2yt—2+ut，t=1，2，…，T（1）
其滞后算子形式为：C（L）yt=ut，其中C（L）=C0—Γ1L—Γ2L2；无穷阶的VMA（∞）形式为：yt=D（L）ut，其中D（L）=D0+D1L+D2L2=C（L）—1 。
由于需要分析的SVAR中的结构冲击ut不可直接观测得到，但可以通过转变相应简约式VAR的误差项εt获得。为此，设A和B都是5×5维的可逆矩阵，A矩阵左乘简约式VAR的滞后算子形式Φ（L）yt=εt，可将简约式VAR模型中的误差项εt转化生成结构式扰动项ut的线性组合（通过矩阵B）。
AB型SVAR模型的基本形式为：Aεt=But（2）
由于结构冲击ut，的期望为0，并且相互独立，其方差—协方差矩阵为对角阵 E（ut，u′t）=I5。为获得SVAR模型唯一的估计参数，需要对其施加限制条件进行约束，使得模型恰好可以识别。本文的AB型SVAR模型中有5个内生变量，至少需要施加2n2— n（n+1）/2=35个限制条件才能估计出模型的参数。按照通常的方法，本文约束A矩阵的对角线元素都为1，B矩阵为对角矩阵，这样可以获得n2个限制条件。根据经济理论，本文再施加10个限制条件：
（1）作为各因素共同作用的结果，城乡居民信息消费分化对当期的收入分化、文化素质分化、消费条件分化以及消费氛围分化无影响，即a21=a31=a41=a51=0；
（2）消费氛围不会影响收入、文化素质和消费条件，a25=a35=a45= 0；
（3）消费条件不会影响收入和文化素质，a24=a34=0；
（4）大量事实表明，居民的收入与文化素质呈正相关，但短期内收入难以提升文化素质，a32=0。
利用EViews6.0，在估计简约VAR模型的基础上，进一步施加约束条件，得到SVAR模型的估计结果如下：
（二）脉冲响应函数分析
根据模型的VMA（∞）形式，可导出其正交的脉冲响应函数：
d（q）ij=yi，t+qujt，q=0，1，2，…（3）
它表示在时期t，其他变量扰动项不变，且其他时期的扰动项均为常数的情况下，yi，t+q对ujt的一个结构冲击的反应。AB型SVAR模型脉冲响应函数矩阵Dq与相应简约VAR的脉冲响应函数q关系为：
Dq=qA—1B（4）
图中横轴表示冲击作用的滞后期间数，滞后期为15年，纵轴表示LNIC波动的变化，实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏离带。给收入分化一个标准差的正向冲击，信息消费分化的反应非常显著，并在第2期达到最大值0.036，之后冲击效应在波动中逐渐减弱，到第8期以后趋于消失。总体看来，信息消费分化随着收入分化的增强而增强，其对收入分化变化的反应在所有冲击中是最强烈的，这与理论分析也是吻合的。信息消费属于高层次消费，其需求富于弹性，消费者收入的提高增强其购买力，同时使潜在的信息需求转变为现实的需求，信息消费需求会有较大的增加。如果货币支付能力不足，信息消费将会受到很大的抑制。因此，居民货币收入仍然是推动信息消费的主要因素。
信息消费分化对文化素质分化冲击的反应一开始就达到最高值0.027，随后缓慢下降；在第4—8期甚至出现一定的负效应，这或许是因为随着农村居民文化素质进而信息素质的提高（当然城镇居民的素质提高得更快），其对信息商品的需求与市场供给相匹配，因而信息消费有较大的增加，与城镇居民的差距有所减少。但总体是正效应，这说明文化素质的分化是导致信息消费分化的又一重要因素，即使具有相当的购买能力，如果消费者缺乏必要的信息素质，也不能有效地利用信息资源增进自身福利。
信息消费条件对信息消费的影响从第1期的最高值0.028迅速下降，第3期回升至0.017，再继续下降，到第4期以后为不显著，总体持续时间最短。信息消费依赖于一定的技术、市场条件，当农村信息消费条件落后致使农村居民被排斥在信息消费之外时，信息消费条件是制约农村信息消费发展的重要原因。随着因特网连接范围和市场范围的扩大，当农村居民也能很方便地接触信息商品时，城乡信息消费差距的扩大就不能再简单地归结于信息消费条件的分化了。
信息消费氛围的影响存在一定的滞后性，第3到第5期影响较大，最大值为0.024，但持续较长时间，第11期以后才为不显著。与其他三种因素不同，消费氛围对信息消费的影响具有间接性，或者说是第二位的。消费者必须在具备相应的收入、素质和消费条件的前提下，才可能由于周围人的示范作用进行信息消费。其次，消费者对周围情况的认识、接受到采取合作行为可能需要2—3年的时间；同时，这种影响还具有一定的持续性，类似于杜森贝里的“棘轮效应”，人们一旦进行了消费就会延续保持一段时间才会发生缓慢的改变。
（三）结构方差分解
近似的相对方差贡献率（RVC）： RVCji（s）=∑s—1q=0（d（q）ij）2σjj∑kj=1∑s—1q=0（d（q）ij）2σjj，i，j=1，2，…，k（5）
它表示第j个变量基于冲击的方差对第i个变量（即yi）的方差的百分比。
结构方差分解结果如表3所示。城乡收入分化对信息消费分化的影响从一开始的32.09%迅速上升至第2期的46.32%，之后逐渐减弱到29%。文化素质分化的影响从第1期的25.67%上升至第7期的最高值30.64%后缓慢下降，最后稳定在28%。信息消费条件分化的影响从27.65%下降后回升到18%左右，消费氛围分化的影响总的来看呈上升趋势，最终达到20%左右。另外，信息消费分化自身冲击的影响则仅为4%。这与脉冲响应函数分析结果相互印证。信息消费分化约60%归结于收入和素质分化这两个内在因素，其中收入分化冲击影响是最直接的，其即时影响最大，而素质分化冲击的影响是深层次的，且正效应持续时间稍长，所以素质分化对信息消费分化影响的贡献率与收入分化非常接近。在外在的影响因素中，消费氛围分化影响程度高于消费条件分化2个百分点，这主要是前者的影响具有持久性的缘故。
五、结论与启示
根据消费理论及信息消费的特点，城乡居民信息消费分化是包括收入分化在内的多因素综合作用的结果。5变量SVAR（2）模型的实证结果进一步表明收入分化和文化素质分化是信息消费分化最重要的两个影响因素，其贡献率分别为29%和28%。这说明内在因素解释了信息消费分化的大部分原因，信息消费属于高层次的文化消费，作为深层因素文化素质分化的影响程度其实不亚于经济方面的收入因素，这应当引起人们的足够重视。消费氛围分化与消费条件分化的贡献率分别为20%和18%。由于信息消费依赖于一定的物质基础设施，并具有很强的网络外部性，消费氛围分化与消费条件分化是不容忽视的外在因素。因此，要缓解广西的城乡信息消费分化问题，必须同时着力把握以下几个关键点。
第一，通过加大农业投入，推广农业科技，完善农业相关政策，并且大力发展第二、三产业，促进农村剩余劳动力转移，切实增加农民收入。
第二，统筹城乡教育资源，积极发展农村基础教育、职业教育、成人教育等，培养农民的信息意识，提高农民利用信息的水平。
第三，依托新农村建设，进一步完善信息基础设施建设，扩大适应农民需要的信息供给，宣传社会主义精神文明，让农村形成良好的信息消费氛围。
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On the Determinants of the Urban—rural Information Consumption Differentiation in Guangxi CHEN Xiao—hua
居民消费影响因素论文篇5
1、凯恩斯的绝对收入理论。凯恩斯将消费函数表达为：C=f（Y），并将此式改写为C=bY，表明如果其他条件不变，则消费C随收入Y增加而增加，随收入Y减少而减少。他强调实际消费支出是实际收入的稳定函数，这里所说的实际收入是指现期、绝对、实际的收入水平，即本期收入、收入的绝对水平和按货币购买力计算的收入。
凯恩斯认为，消费是限期可支配收入的函数，消费与可支配收入之间存在着以下的关系：
（1）在短期无论可支配收入多少，是否等于零，消费支出总是大于零。可支配收入等于零时的消费支出，来源于从前的储蓄或现在的借债，这部分的消费支出与可支配收入无关，称为自发消费；
（2）随着可支配收入的增加，消费支出也增加。随着可支配收入的变动而变动的消费叫引致消费；
（3）消费支出的增加量少于可支配收入的增加量。
假定消费函数为线性，则凯恩斯的消费函数可表述为
C=C0+cYd
其中，C为消费支出，Yd为可支配收入，C0与c均为常数，且C0>0，0
2、杜森贝的相对收入理论。杜森贝提出消费并不取决于现期绝对收入水平，而是取决于相对收入水平，这里所指的相对收入水平有两种：相对于其他人的收入水平，指消费行为互相影响的，本人消费要受他人收入水平影响，一般称为“示范效应”或“攀比效应”。相对于本人的历史最高水平，指收入降低后，消费不一定马上降低，一般称为“习惯效应”。
3、莫迪利安尼的生命周期理论。莫迪利安尼提出消费不取决于现期收入，而取决于一生的收入和财产收入，其消费函数公式为：C=a·WR+b·YL，式中WR为财产收入，YL为劳动收入，a、b分别为财产收入、劳动收入的边际消费倾向。他根据这一原理分析出人一生劳动收入和消费关系：人在工作期间的每年收入YL，不能全部用于消费，总有一部分要用于储蓄，从参加工作起到退休止，储蓄一直增长，到工作期最后一年时总储蓄达最大，从退休开始，储蓄一直在减少，到生命结束时储蓄为零。还分析出消费和财产的关系：财产越多和取得财产的年龄越大，消费水平越高。
4、弗里德曼的持久收入理论。弗里德曼认为居民消费不取决于现期收入的绝对水平，也不取决于现期收入和以前最高收入的关系，而是取决于居民的持久收入，即在相当长时间里可以得到的收入。他认为只有持久收入才能影响人们的消费，消费是持久收入的稳定函数，即：CL=bYL，表明持久收入YL增加，持久消费（长期确定的有规律的消费）CL也增加，但消费随收入增加的幅度取决于边际消费倾向b，b值越大CL增加越多，b值越小CL增加越少。持久收入理论和生命周期理论相结合构成现代消费理论，这两种收入理论不是互相排斥的，而是基本一致的，互相补充的。
三、模型的设定
1、消费的影响因素
（1）农村居民人均可支配年收入。按照经典经济学理论，收入是影响消费的主要因素，如果收入为0时，居民的消费支出是最低的，随着收入的增加，人们才会拿出多余的钱买奢侈品，去娱乐。但是根据凯恩斯的宏观经济学原理，真正对居民消费水平有影响的是居民的收入水平。在考虑到这个因素的情况下，我们选择居民人均收入（X2）作为解释变量。
（2）农村居民的消费价格指数。对于价格需求弹性低的商品（生活必需品）来说，商品价格的变动基本上对商品的需求量没有什么影响，而对于价格需求弹性高的商品（奢侈品）来说，物价的微小变动会引起对消费品需求的大幅度波动，因此消费品的价格水平对居民的消费水平也有一定的影响。文章利用居民消费价格指数（x1）来代表消费品的价格水平，将其作为解释变量。
（3）农村家庭恩格尔系数。恩格尔系数是衡量一个国家和地区人民生活水平的状况，一个国家或家庭生活越贫困，居民储蓄越少，恩格尔系数就越大；反之，生活越富裕，居民储蓄越多，恩格尔系数就越小，这一项也是需要被列为影响因素即为解释变量。
（4）其他因素1）体制因素。随着市场经济的不断发展，使得居民收入分配越来越与其劳动成果和市场不确定状态结合起来。在这种情况下，一方面，居民必须为下岗与再就业之间的各项支出，另一方面，我国劳动就业、养老、医疗、教育、住房等，使得居民必须为某些活动而消费。如果在体制方面进行制度创新，其中有些不必要的消费很难用数值来衡量，故归为其他因素。2）人口结构因素。根据生命周期模型可得出，一国人口结构年轻化，该国消费将会减少，当进入老年化时，消费比例将会增加，但是由于数据收集原因，也归为其他因素.其他因素在本文中用随机扰动项来表示。
2、模型的设定
Y：农村居民消费水平
X1：农村居民的消费价格指数
X2：农村居民人均可支配收入
X3：农村家庭恩格尔系数
基于以上数据，初步建立模型
3、数据的收集
本文收集了我国1991-2010年居民消费水平的相关数据
四、模型的估计与调整
1用最小二乘法，利用Eviews软件可得估计结果如下
2）检验多元回归模型：
给定显著性水平 为0.05
注：以上数据来源各年份中国统计年鉴。
报告形式：
拟合优度检验： =0.9983接近1，表明模型对样本数据拟合程度高。
F检验（回归方程显著性检验）：F=3194.401 ，表明模型线性关系很显著，或解释变量农村居民消费价格指数x1和农村居民人均可支配收入x2和农村家庭恩格尔系数X3联合起来对被解释变量农村居民消费水平Y有显著影响。
T检验（解释变量显著性检验）：农村居民消费价格指数回归系数的T统计量绝对值为0.6090 表明居民消费价格指数对Y没有显著影响；农村居民人均可支配收入回归系数的T统计量绝对值为37.8879 表明农村居民人均可支配收入对Y有显著影响。农村家庭恩格尔系数回归系数的T统计量绝对值为1.8333
表明家庭恩格尔系数对Y有没有显著影响。
3）模型经济意义：假设其他解释变量不变，居民消费价格指数每增长1%，被解释变量农村居民消费水平就增加1.7884元；
假设其他解释变量不变，农村居民人均可支配收入每增长1元，被解释变量人农村居民消费水平就增加0.7215元。
假设其他解释变量不变，农村家庭恩格尔系数每增长1%，被解释变量人农村居民消费水平就减少8.007元。
计量经济检验：
多重共线性检验：由于选择的影响因素过多，所以估计模型之前，应先分析各个因素与被解释变量之间的关系，以及因素之间的相关程度，利用COR命令进行相关系数检验，得相关系数矩阵为：cor y x1 x2 x3通过计算表明，各解释变量都与被解释变量农村居民消费水平相关，且解释变量之间也是两两高度相关的。先按照逐步回归原理建立回归模型。
1）建立一元回归模型
根据理论分析，农村居民可支配收入应是农村居民消费水平的主要影响因素，相关系数检验也表明，农村居民可支配收入与农村居民消费水平的相关性最强。所以，以Y=a+bX+
Ls y c x2
2）建立二元回归模型
以一元回归模型为基础建立二元回归模型
Ls y c x2 x1 Ls y c x2 x3
3）建立三元回归模型
Ls y c x2 x3 x1
将其余的变量逐个引入模型，估计结果列入下表（第二行为t检验值）
经过以上的逐步引入检验过程，最终确定农村居民消费函数为
Y= 529.0466 + 0.7277x2 - 6.5794x3
（237.3581） （0.0173） （3.8978）
T = （2.2289） （42.1161） （-1.6880）
统计检验：
判定系数：R2=0.9982 接近于1，表明模型对样本数据拟合优度高。
F检验：F=4891.113，大于临界值4.41， 其P值0.000000也明显小于
，说明各个解释变量对农村居民消费水平Y有显著影响，模型线性关系显著影响。
T检验：农村家庭恩格尔系数的t值小于2 ，表明农村家庭恩格尔系数对农村居民消费水平（Y）没有显著影响，其他各参数的t值的绝对值均大于2，表明其他各参数对农村居民消费水平（Y）有显著影响。
计量经济学检验：
1）自相关检验：给定显著性水平0.05，查DW表，当n=20 ，k=2时，得下限值dL=1.100上限值dU=1.537
因为DW统计量为1.0281小于dL dU所以无法判断是否存在自相关性。
偏相关系数检验：
作异方差的White检验如下表所示。检验知Obs*R-squared=13.81344，表明不存在异
从White 检验知Obs*R-squared=13.81344明显大于自由度为3，显著性水平为为0.05的 值为9.48773，表明不存在异方差性。
所以本文的最终模型估计结果为：
居民消费影响因素论文篇6
一、消费理论简介
（一）绝对收入理论
凯恩斯的绝对收入假说认为在短时间内，消费者的消费目标取决于其收入的多少，其收入的增加会导致其消费的增加，但消费者的消费增长会低于其收入的增长，边际消费会逐步呈现递减的形式。
（二）相对收入理论
该假说认为，消费支出不仅受当前收入的影响，而且也受过去收入和消费水平的影响；消费者的消费支出不仅受到其相关收入的影响，也会受到其身边人的消费行为的影响，就是消费的示范性。
（三）生命周期理论
莫迪利安尼认为，人们的现期以及将来计划的消费是现期收入加上预期收入和积累的财产的函数，消费者按其一生中可动用的总资源，在各个时期进行大体均匀的消费支出。
（四）持久收入理论
持久收入假说把消费者的收入分为暂时性收入及持久性收入两部分，认为居民的消费支出是由它们的持久性收入来决定的，而不是由不稳定的暂时性收入来决定。
二、影响上海市居民消费因素的定性分析
（一）居民人均可支配收入
收入决定消费，当前可支配收入水平是决定消费的核心因素，因此选择人均可支配收入。但总体而言，城镇人均可支配收入的增加还是会拉动消费性支出的增加。
（二）前一期的居民人均消费支出
由于消费行为具有连续性，根据杜森贝里的相对收入理论，消费者在当期的消费决策中会受自己过去的消费习惯影响。因而将上一期的消费量引入模型中， 它与当期消费量呈正相关关系。
三、影响上海市居民消费因素的计量分析
（一）模型建立与样本选择
基于以上分析，本文建立模型所选用的因变量是上海市居民人均消费支出水平（C1），自变量分别是：居民人均可支配收入(Y)，前一期的居民人均消费支出（C0）。各指标原始数据来源是相关年份的《上海市统计年鉴》。将上海市居民人均消费性支出理论函数模型概括为：
C1 = f ( Y ，C0 ，C ，u )
（二）参数估计
用EVIEWS软件对数据进行OLS估计， 得到结果如下：
C1 = 0.633016 Y + 0.476862 C0–0.648481
t = (3.975711) (3.170815) (-0.526542)
（三）检验
1.经济意义检验
模型估计结果说明，居民人均可支配收入和前一期人均消费支出都与当期居民人均消费支出正相关，这与理论分析和经验判断一致。所以，该模型通过了经济意义上的检验，系数符号均符合经济意义。
2.相关统计检验
（1）拟合优度检验
由于，说明总离差平方和的99. 6392%被样本回归直线解释，仅有不足1%未被解释，表明模型对样本数据的拟合优度很高。
（2）显著性检验
当n＝21，＝0.05时，t检验值为2.831，由回归模型知，Y和C0的t检验值的绝对值均大于2.831，所以通过t检验，即Y和C0均显著。
F＝2485.331，符合F检验，因而，居民人均可支配收入、居民前一期的人均消费支出两个解释变量对上海市居民人均消费支出的99.9%的离差做出解释，即解释变量联合起来对被解释变量有显著影响。
即该模型通过了统计意义上的检验。
3.异方差检验
用EVIEWS软件对以上回归做white检验，得出结果如下：
n = 8.814253 < (5)=11.07
所以，模型不存在异方差性。
四、经济学意义及相关政策建议
上海市居民人均消费水平的增长主要源于收入水平的增加。因此，政府的收入分配政策将直接影响居民的消费能力。政府在收入政策上应更多关注中低收入群体的权益，稳定、提高中低收入群体的可支配收入水平和消费能力。
前一期的消费行为一定程度上影响着当期的消费决策。基于这一点，为增加居民消费水平，应稳定居民收入的预期，建立居民收入稳定增长机制。特别是在当前全球性金融危机的大环境下，要改善就业结构，不断提高居民的持久性收入。价格上涨因素刺激了上海市居民的消费水平的提高。货币收入不变时，物价的提高，消费者要维护原来的生活水平，将扩大消费性支出。政府应适当动用货币和财政政策将通货膨胀率保持在一个适宜、稳定的幅度内，一定程度上可以刺激消费性支出的增加。
五、结束语
通过对影响上海市居民消费支出的因素进行研究和分析，发现收入是影响居民消费最直接的因素。从长远来看，促进上海市居民消费水平的健康提升，需要打造一个有利于促进消费的消费环境，上海市进入“十二五”之后，要想真正提高居民消费，需要一个全局性的政策组合。
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居民消费影响因素论文篇7
由温室效应引起的气候变化问题已经成为了21世纪人类社会面临的严峻挑战之一。国际能源机构的分析显示，60%的温室气体排放来自能源。低碳项目的支持者称，低碳项目是防止气候灾难以及使用可替代燃料的最佳途径。2007年12月，联合国气候变化大会正式制定了应对气候变化的“巴厘岛路线图”，要求发达国家在2020年前将温室气体减排25%～40%。在2009年12月召开的哥本哈根大会之后，发展低碳消费逐渐成为全球经济发展的新趋势。2011年3月，中国全国人大审议通过的《中华人民共和国国民经济和社会发展第十二个五年规划纲要》提出“十二五”时期中国应对气候变化约束性目标：到2015年，单位国内生产总值二氧化碳排放比2010年下降17%，单位国内生产总值能耗比2010年下降16%，非化石能源占一次能源消费比重达到11.4%，新增森林面积1250万公顷，森林覆盖率提高到21.66%，森林蓄积量增加6亿立方米。这彰显了中国政府推动低碳发展、积极应对气候变化的决心。
目前，我国的能源供给是以化石能源为主，城市居民的能源消费行为是否低碳，不仅直接影响到我国居民直接能源消费的数量和增长速度，而且还将直接影响由此产生的二氧化碳排放规模及增长速度。另外，作为工业品终端消费的主力，城市居民能源消费行为的价值取向也将间接对工业品消费价值的判断和选择产生影响。同时，工业生产流通领域的生产者和决策者也是生活能源的消费者。当城市居民的低碳消费行为形成较强的社会规范时，必然会对生产和流通领域的低碳发展产生积极影响，进而促进我国节能减排目标的实现。
城市居民的低碳消费行为不仅是经济现象，也是心理现象和社会现象。开展城市居民低碳消费行为研究，引导城市居民形成低碳化的能源消费价值取向，促进城市居民实施低碳化的能源行为，就成为我国实施能源消费的需求管理，发掘居民生活用能的节能减排潜力，形成社会性的低碳发展、低碳消费观念的一个重要问题。
二、文献综述
目前，从关于低碳产品消费行为问题已有的研究成果来看，国内的研究尚处于起步阶段，国外学者的研究成果处于主导的地位。国外学者关于居民能源消费行为的研究始于20世纪70年代由能源危机引发的人们对节约能源的思考，起步较早，积累了一定的成果。国外研究成果主要集中在探讨家庭用能行为的影响因素方面。Herendeen R等（1981）以美国劳工统计局1972—1973年消费者调查数据为基础，研究发现家庭收入是影响家庭能源需求的重要因素。Heslop等（1981）对加拿大家庭电力使用的调查中发现，价格比环境意识或社会责任意识的影响更大。Per Gyberg（2009）通过对瑞典家庭能源行为的研究发现：增加宣传教育的程度能够改善家庭能源使用行为。Steg等（2008）研究发现，环境关注度是家庭能源节约行为的重要影响因素。Ekholm等（2010）对印度家庭的能源消费情况进行了研究，发现家庭规模、家庭结构等是影响家庭能源消费的重要因素。
目前，国内关于居民低碳产品消费行为的研究主要可以归纳为三个方面：关于居民对低碳商品的认知程度的研究、关于居民低碳能源消费偏好的研究，关于居民低碳消费模式的研究。如：王建明（2011）通过深度访谈，结合理论研究，提出低碳心理意识、个体实施成本、社会参照规范和制度技术情境显著影响低碳消费模式。杨波（2012）对郑州市居民对低碳商品的认知状况进行了调查分析，大多数郑州市居民对低碳商品有一定程度的了解但是信任程度相对缺乏。
以上国外学者的研究集中在家庭能源消费影响因素分析上，并且影响因素不尽相同。少量文献研究了居民低碳消费行为影响因素，对城市居民的低碳产品消费行为研究还很少。本文借鉴国内外学者的研究成果，主要从个体心理因素以及外部情境因素两个方面对城市居民低碳消费行为的影响进行分析，探索城市居民低碳消费行为的影响机理，寻找影响城市居民低碳消费行为的关键因素，为政府促进城市低碳经济发展提供切实可行的决策依据。
三、低碳产品消费行为影响因素的遴选及构建
选择和界定低碳产品消费行为的影响因素是进行城市居民低碳消费行为研究的前提，也是引导城市居民改进低碳消费行为的基础。
计划行为理论（Ajzen，1991）指出，行为意愿对行为具有支配作用，前者对后者的影响是正相关的，该理论还分析了个体心理类因素经过行为意愿作用于行为的途径。因此，城市居民的个体心理因素在很大程度上会左右低碳产品消费的意愿，从而影响其消费行为的决策。本文将城市居民低碳消费行为的个体心理因素分为：个人消费观念、个人生活习惯、对低碳产品的认知程度、对低碳产品的信任程度、社会责任意识、环境关注度、环境价值观、行为效果感知、从众心理以及舒适偏好十点心理因素。
随着低碳消费研究的深入，外部情境的影响作用也逐渐受到国内外学者的关注。Hines等提出的环境预测行为模型以及Guagnano等提出的ABC理论模型均对外界环境对行为的作用做了研究。国内学者如孙岩（2006）、王建明（2011）、芈凌云（2011）的研究都提到外部情境因素对消费行为具有影响。本文将城市居民低碳消费行为的外部情境因素分为：政府法规政策、社会参照规范、基础设施状况、低碳产品技术条件、低碳产品经济成本、低碳产品购买的便利程度、宣传教育程度七方面情境因素。
四、实证分析及讨论
1、问卷设计与数据来源
调查问卷的设计阶段，参考国内外学者关于消费行为的相关文献，并结合梳理遴选出来的影响因素设计并反复修正调查问卷，调查问卷主要包括个人基本信息、低碳产品购买和使用行为状况、各影响因素的选择等三方面内容，调查问卷的题项设计采用的是Likert 5级量表制，对每个题目的选择分为“很不赞同”、“较不赞同”、“不清楚”、“较赞同”、“非常赞同”，并分别赋值“1”至“5”。在正式调查之前，选择学校附近的小区居民为调查对象，进行了预调查，检测量表的信度和效度，发放问卷100份，收回96份，均有效。通过spss19.0软件对量表数据进行信度以及效度检测，检测结果，Cronbach’s α系数为0.821，KMO系数为0.652。说明量表具有较高的信度和效度，能够用于正式调查。
基于南京市基本反映了我国当前城市的经济发展水平和消费水平，问卷调查选择在南京市进行，时间是2012年3月到2012年5月，采取的抽样方法为随机抽样和分层抽样相结合的抽样方法，抽样对象主要选择南京市江宁区、白下区、雨花台区、鼓楼区以及建邺区的居民，调查地点主要选择大型超市以及居民小区，每个小区调查问卷各200份。调查问卷共发放1000份，收回990份。剔除没有回答或者错误回答的问卷10份，最终获得的有效问卷为980份，有效收回率为98.0%。
2、实证分析
（1）PEARSON相关分析。Pearson相关分析是用于描述两个变量之间联系的紧密程度的一种方法，反映的是当控制其中某一个变量的取值后，另外对应的变量还有多大的变异程度。其主要包含两方面特征：方向和强度，用相关系数的正负表示正相关还是负相关，用相关系数的绝对值大小表示两个相关量相关关系的强弱。
本文运用SPSS 19.0软件对城市居民的10个个体心理因素与居民低碳产品消费意愿之间的关系进行Pearson相关分析，由分析结果可以看出：第一，10个个体心理因素中个人消费观念、个人生活习惯、行为效果感知以及从众心理与低碳产品消费意愿不存在相关关系；对低碳产品的认知程度、对低碳产品的信任程度、社会责任意识、环境关注度、环境价值观以及舒适偏好与低碳产品消费意愿存在相关关系；并且均在显著性水平0.01下相关。第二，存在相关关系的6个个体心理因素中，除舒适偏好与低碳产品消费意愿存在负相关关系，其他5个个体心理因素与低碳产品消费意愿均为正相关关系。
（2）分层回归分析。如果变量Y受到变量X的影响，同时，第三个变量Z会影响X与Y之间的关系，那么变量Z就被称为X与Y的调节变量，对X与Y起调节作用。
本文主要采用分层回归分析方法讨论外部情境因素对低碳产品消费意愿与低碳产品消费行为之间关系的调节作用。采用的分层回归分析因变量分别选择低碳产品购买购置行为、低碳产品使用管理行为、低碳产品处理废弃行为。主要分为三个层级，第一层进入回归方程的是低碳产品消费意愿，第二层进入回归方程的是所有外部情境因素，第三层进入回归方程的是低碳产品消费意愿与外部情境因素的交互作用。由此构建了三个模型，模型1包括低碳产品消费意愿和低碳产品消费行为；模型2把所有外部情境因素加进去；模型3在模型2的基础上增加了低碳产品消费意愿与各外部情境因素的交互作用产生的变量。检验结果中，假如模型3的决定系数相比模型1和模型2的R2有显著增加，可以说明外部情境因素对低碳产品消费意愿和消费行为之间的关系起调节作用。运用SPSS19.0软件进行分层回归分析，由分析结果可以发现：第一，城市居民低碳产品消费意愿对低碳产品购买购置行为的影响，受到外部情境因素中的低碳产品技术条件、低碳产品经济成本、低碳产品购买的便利程度和宣传教育程度4个变量的调节作用。模型3的F=70.852，P
五、结论与政策
通过对南京市居民低碳消费行为影响因素的实证分析，可以得到以下结论：第一，个体心理因素是通过影响城市居民低碳产品消费意愿间接影响其消费行为的。在影响路径上，对低碳产品的认知程度、对低碳产品的信任程度、社会责任意识、环境关注度、环境价值观这些心理因素对低碳产品消费意愿具有显著正向影响，而舒适偏好对城市居民低碳产品消费意愿具有显著负向影响。第二，外部情境因素对城市居民低碳产品消费意愿与行为之间的关系具有显著的调节作用。政府法规政策、社会参照规范会调节低碳产品消费意愿与使用管理以及处理废弃行为之间的关系，基础设施状况会调节低碳产品消费意愿与使用管理行为之间的关系，低碳产品技术条件、低碳产品经济成本、低碳产品购买的便利程度会调节低碳产品消费意愿与购买购置行为之间的关系，而宣传教育程度会调节低碳产品消费意愿与购买购置、使用管理以及处理废弃行为之间的关系。
针对以上结论，对政府和企业提出以下建议以促进城市居民低碳产品的消费：第一，政府应该加强对城市居民低碳产品消费的宣传教育工作，提高居民对低碳产品的认知程度和信任程度，通过向居民介绍当前温室效应的严峻形势，增强城市居民的环境关注度以及社会责任意识，提高居民低碳产品消费意愿。第二，政府应该加强低碳基础设施的建设，加大低碳产品研发的投资力度，完善能源消费的规章制度，通过法制规范以及社会约束加强居民低碳产品的消费。
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居民消费影响因素论文篇8
改革开放以来，我国的经济运行机制有了极大的改变，人民生活水平不断提高，消费水平也越来越高，如何提高居民收入的整体水平，进而提升我国国民收入整体水平，是社会的热点问题，也是本文研究的出发点。本研究以分析居民消费水平为目的，从《中国统计年鉴》获得1981-2009年的样本数据，用计量的方法构建模型，将居民消费水平做为被解释变量，在前人的基础上总结了几个因素做为解释变量，包括国内生产总值、城乡居民人均收入、人口自然增长率、居民消费价格指数，文中对模型进行了回归分析，具有较高的操作性。
一、单因素分析
（一）国内生产总值对居民消费水平的影响
由经济理论可知，经济发展水平与居民消费水平有密切关系。为了研究居民消费水平和经济发展水平的关系，本文把国内生产总值作为经济发展水平的代表性指标。其中，设居民消费水平为Yt，国内生产总值为X1，因此，有以下模型：
从回归结果可以看出，拟合优度=0.981，模型拟合度很好，可决系数很高，表明国内生产总值确实对居民消费水平有显著影响。其中，GDP每增长1亿元，居民消费水平平均增加0.026元。
（二） 居民人均收入对居民消费水平的影响
考虑到我国城乡差距较悬殊，本文将重点考察城镇居民和农村居民的可支配收入对消费水平的影响。设城镇居民人均可支配收入为X2，农村居民人均纯收入为X3，可得到以下模型：
从回归结果可以看出，拟合优度分别为0.998，0.996，两个模型的拟合度都很好，表明城镇居民和农村的可支配收入确实对居民消费水平有显著影响。另外，表中也表明了农村居民人均纯收入对居民消费水平的影响大大超过了城镇居民人均可支配收入对居民消费水平的影响，可见，目前农村的消费需求大于城镇居民的消费需求。
（三）人口自然增长率对居民消费水平的影响
人口的多少与消费水平的高低有密切的关系。由经验分析可知，在人口数量一定的情况下，经济发展水平越高，消费品数量越多，那么居民消费水平就会越高；反之，在经济发展水平稳定的条件下，人口数量的多少就决定着消费水平的高低。因此设自然增长率为解释变量X4，得以下模型：
从表5可以看出，拟合系数只有0.118，很低，且t统计检验不显著，这与理论相违背，可能与统计数据误差以及估计方法有关系。
二、多因素分析
在上述回归分析的基础上，综合考虑各解释变量对居民消费水平的影响，将除了消费物价指数外的所有变量放入模型中，进行回归分析，得到以下回归结果：
由上表可以看出，解释变量之间确实存在高度线性相关，于是运用OLS方法逐一求Y对各个解释变量的回归，发现加入X1，X4的效果都不好，T检验都不显著。另外我们结合经济意义和统计检验，最终得到如下模型：
Yt=-87.997+0.325X2+0.696X3
（-5.168） （20.605） （12.909）
此模型的拟合程度非常好，说明城乡居民人均收入对居民消费水平的直接影响最大。农村居民人均纯收入每增加1元，居民消费水平平均增加0.696元；城镇居民人均可支配收入每增加1元，居民消费水平平均增加0.325元。
三、结语
本文对我国居民消费水平的影响因素进行了计量分析，结果表明城乡居民人均收入对居民消费水平的直接影响最大。因此应大力发展生产力，提高居民整体收入水平，特别是农村居民收入水平，作为农业大国的中国，应重点调整农业结构，提高农产品品质，建立有利于农民增收的产业体系，完善社会化服务体系。
参考文献
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居民消费影响因素论文篇9
幸福是什么？
美国经济学家保罗·萨缪尔森（Paul A. Samuelson）在《经济学》一书中从经济学角度给出幸福方程式：幸福=效用/欲望。该公式说明，幸福程度与效用成正比，与欲望成反比。效用一定，欲望越小，或欲望一定，效用越大，人们感到越幸福。因此，幸福取决于效用与欲望的相对大小，获取幸福的途径有两条:增加效用或减少欲望。经济学利用实证数据分析收入对幸福的影响。美国经济学家伊斯特林（Easterlin）在1974年发表的《经济增长可以在多大程度上提高人们的快乐》中提出“伊斯特林悖论”，即经济增长不一定导致快乐增加。在收入水平非常低的时候，收入与快乐之间关联度较高，但是当收入超过一定水平后，这种相关性就会弱化甚至消失。除此之外，经济学还试图研究其他影响幸福的因素，如结婚与否、是否是独生子女、学生干部等。
近年来，我国政府越来越关注民生，注重提升人民幸福感受。十七届五中全会指出：“要坚持扩大内需战略，着力保障和改善民生。”那么，从消费角度来看，什么样的消费才是幸福的消费？立足于幸福的消费初衷，居民消费时会受哪些因素的影响？本研究以家电为例，从幸福的视角分析安徽省居民的消费情况，以期更深入了解居民的真实需求，完善居民消费模式，提高居民的幸福水平。
1实证分析
1.1研究对象及过程
1.1.1 调查对象
在安徽合肥、六安、滁州等地区随机抽取了479户城乡居民进行调查，并对典型个人进行了深入访谈，完成有效问卷343份、访谈记录15份。本次调查中，男性占总样本的56.3%，女性占43.7%。年龄在20岁以下的有26人，占7.6%；20至30岁的有111人，占32.4%，所占比重最大；30至40岁的有62人，占18.1%；40至50岁的有92人，占26.8%；50岁以上的有52人，占15.2%。受教育程度为小学及其以下的占17.6%，初中及高中的占49.4%，大专及其以上占33.3%。家庭人口为有3～6人占到85%以上；家庭年收入为10000元以下的占总样本12.4%，10，000至50，000元的占71.2%，50，000至80，000元的占9.4%，80，000元以上的占7.0%。
1.1.2 调查过程
根据幸福经济学理论和居民消费理论设计了“安徽居民消费行为研究”的调查问卷，其内容包括家庭信息、消费现状、消费心理及消费预测等多个方面。经过培训，2010年安徽师范大学历史与社会学院“安徽居民消费行为研究”调查团队深入安徽合肥、六安、滁州等地选取343名居民进行实证调查。调查过程中，对初中及以上文化程度的居民当场发放问卷由居民自己填答并及时回收，对于初中以下文化程度的居民由调查人员逐一口述每个项目及选项，被试做出口头选择后，再由调查人员帮助填写答案，最后利用SPSS11.0对343份有效问卷的数据进行统计分析。
1.2研究结果
1.2.1 幸福消费理念分析
根据幸福方程式，当效用和欲望的比例达到最优时，个人幸福感达到最大。对众多居民来说，适度消费是适当、合理的消费，其消费数量和质量通常能达到个人欲望和实际购买力的平衡，消费行为带来的效用和个人被满足的欲望形成的比例在此平衡上容易达到最优。因此在通常情况下，适度消费能给居民带来最大化的效用，即最大化的幸福感。在对消费理念的调查中，选择适度消费、保守消费、超前消费的被试分别占78.1%、19.3%、2.6%。大多数居民的消费偏好受传统理念和客观经济水平的影响，无法接受超前消费，但随着收入水平的提高也反对滞后消费。居民在长期的消费实践中形成了适度消费的偏好，认为其最符合自己家庭消费的实际，也最能满足自身消费欲望，达到了客观实际情况下的最大效用。
1.2.2 幸福消费动机分析
1）内部诱导因素分析
（1）物质基础动机
对于不同收入水平的居民来说，相同消费所带来的效用是不同的，因而消费产生的幸福感也会不同。以购买促销产品为例，居民对待促销产品的态度不一。图1所示，居民对促销产品需求量上，中等收入水平的较大，高收入和低收入的较小，其中高收入的需求量最小，基本无需求。一般而言，促销产品能使居民在收入水平有限的情况下获得性价比较高的产品，实现效用最大化，获得较强幸福感，因此中等收入水平的居民愿意购买促销产品，且需求量较大。而对于低收入的居民来说，促销产品不一定是必需品，由于收入水平的限制可能无力购买；对高收入的居民来说，购买促销产品所带来的幸福感边际递减，这部分居民对产品的外观、档次等方面有更高的要求，为追求消费效用最大化，可能会放弃对促销产品的购买。
（2）情感需要动机
消费行为由居民的物质基础动机和情感需要动机共同促成。居民的情感需要因人而异，产品能否满足差异化的个人情感需要，是影响居民消费决策的重要因素。如图2所示，在购置家电的幸福感来源的问题上，认为幸福感来源于使用需要满足的居民占67.8%，家电质量、服务好的占16.7%，和谐家庭氛围的占13.7%，获得同事友人赞扬羡慕的占1.8%。数据表明，只有满足居民差异化的情感需要才能使其产生最满意的幸福感。
（3）特殊需要动机
居民消费过程中除了考虑物质基础与情感需要外，有时还追求某些特殊的需要。攀比和炫耀消费动机作为较为常见的特殊需要动机，通常是为了保持相较于外界的优越感。对少部分居民而言，能满足其攀比和炫耀的心理会使他们获得较大的心理满足。
攀比和炫耀心理对居民消费的影响程度到底有多大？图3所示，选择较小和非常小的分别占34.7%和20.7%，而选择非常大和较大的仅占2.9%和11.7%。这说明绝大多数居民是理性人，宁愿退而求其次也不愿消费超出自己能力承受范围的产品。但对于少部分居民来说，奢侈品在某种程度上已经异化为一种地位象征。由于职业需要、工作环境影响或其他原因，他们认为必须消费一部分高端或奢侈品来维护自己的外在形象，对他们来说消费奢侈品会产生更大效用，别人的赞誉比实用品更能带来幸福感。
2）外部刺激因素分析
（1）产品本身的影响
消费行为决策主要根据产品自身的特征。家电等耐用品具有单位价值高、购买频率低、使用时间长等特点，因此居民消费时会衡量产品能否最大化满足自身需求。表1数据显示，居民消费受价格、品牌、质量等多种因素共同影响。从影响程度来看，选择价格、品牌、质量、售后服务影响大的居民所占比例都超过50%，其中认为质量影响大的占85.9%，而广告和促销的影响则相对较小。这说明了居民最看重产品的质量，其次品牌、售后服务、价格等也是重要的影响因素。居民的消费观念、消费行为是受产品整体影响的结果，不局限于产品的某一特征，综合满意才能最大限度的影响居民的消费行为。
（2）相关群体分析
人们通常会根据心理距离远近将周围的群体从影响最大到最小依次分类，然后选取影响最大群体的意见，结合与自己相似或期望达到的人为参照点去评估一个结果。表2数据显示，在影响居民消费的相关群体中，家人占73.6%，亲戚占8.7%，朋友、同事、同学分别占7.8%、3.6%、1.5%，另外有钱人、明星、专家等相关群体共占2.1%。可见人们消费时通常参照与自己心理距离最近的家人亲友的意见，结合与自己相似或接近的群体习惯做出决策，此类消费评估的结果多为积极的幸福体验，有利于消费幸福感的增加。 转贴于
（3）优惠政策影响
当居民产生消费欲望时，如有相应的优惠政策作为外部刺激，居民通常容易迅速做出消费决定并因此获得最大限度的满足。目前国家为刺激消费，特别是农村市场的消费，实施了“家电下乡”、“以旧换新”等优惠政策。研究发现虽然这些政策会影响消费，但是居民普遍认为其具体实施效果一般。在对“家电下乡”政策的态度上，34.2%的居民认为影响一般，49.7%的居民认为影响较小；在对“以旧换新”政策的态度上，31.2%的居民认为影响一般，51.0%的居民认为影响较小。由此可见，居民希望政策能给自己的消费带来优惠，从而获得额外的幸福附加值。但实际上政策带来的满足度较低，政府需要更贴近实际地为居民考虑，从多方面权衡政策对居民消费的影响，切实满足居民的消费欲望。
1.2.3 追求幸福消费的顾虑
由于客观环境和条件的限制，当幸福消费的目标不能最大限度满足自身欲望时，居民通常会退而求其次来规避可能遇到的问题。这些问题使居民产生顾虑，从而在消费过程中限制或降低了居民的消费幸福感。表2数据说明，居民在购买家电产品中的确存在一些顾虑因素，而最为主要的是家电产品的自身问题，其比例占总比重的38.9%。担心市场价格降低和家电政策变化为第二和第三大影响因素。同时调查也发现仍有部分居民存在社会保障和基础设施等方面的顾虑。因此政府应积极采取措施帮助居民消除这些顾虑，创造良好的消费环境让居民放心消费。
2结论及建议
通过对安徽省343份有效问卷的分析，本研究得出如下结论及相应建议：
2.1适度消费为主，适当鼓励超前消费。
适度消费是中国目前的主流消费理念，它倡导过一种理性的、合宜的物质生活，人们在这种消费方式下能获得欲望的满足与消费的平衡。但由于经济危机影响，中国需要通过消费拉动经济。在这种情况下，政府应适当鼓励超前消费，制定相应政策来刺激消费、扩大内需，从而使中国尽快摆脱经济危机的影响，促进经济进一步发展。
2.2消费需求多样，多层次开发产品才能满足居民幸福消费的不同需要。
幸福感受内部诱导因素与外部刺激因素的影响。由于物质基础、情感需要、相关群体等方面的差异，居民对幸福消费的目标定位不同，因而产生了不同层次的需要，只有针对居民不同需要开发不同层次的产品，才能满足人们日益多样化的需求。
2.3政府应改善客观消费环境，深入贯彻并适时调整优惠政策，增加居民消费的幸福附加值。
社会保障不健全、基础设施不健全等大环境问题会遏制居民消费欲望，影响居民的幸福程度，政府应采取改善基础设施建设、完善社会保障、加强对产品的监督等措施，从多方面对其进行调整从而造福于民。对于优惠于民的政策要贴近实际、适时调整，以适应人们时刻变化的需要。
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居民消费影响因素论文篇10
问题的提出
结合理论和实践，从最广义的角度看，流通业包含了物流业、商业、贸易、信息产业及金融产业（贺爱忠，2004；刘子峰，2005），但其中金融业在流通业中定位并没有完全体现。从狭义角度看，流通业主要组成部分是批发、零售业及纯粹商品流通服务的运输、仓储业。基于此，本文从纯粹消费业而非生产业层面对流通业的经济增长效应及居民消费效应进行经验论证，进一步而言，本文主要分析流通业作为社会商品交换的渠道如何影响经济增长及作为消费性商品流通和分配媒介是如何影响居民消费的问题，因此文章研究视角是集中于狭义流通业中表征商业配置的批发和零售业对经济增长及居民消费的影响。
研究设计
（一）研究假设和现实逻辑
借鉴已有研究文献的优点和研究的不足，本文针对我国流通产业中的消费业发展是否存在不足及其这种发展不足对经济增长是否存在抑制作用、进而这种发展不足和抑制作用如何影响我国居民消费福利等问题展开经验研究。
首先，结合实践发展和已有研究成果，当前我国狭义流通业中以批发零售业为代表的消费业发展现状不足以匹配现代经济发展即是后工业经济发展阶段对其的内在客观要求（曹丽莉，2006），主要是由于我国流通业起步较晚，同时以投资推动型的前中工业经济发展阶段更多地倾向于国民经济体系中第一、二次产业发展，因此，作为消费业的流通业发展面临先天不足和后天抑制的状况。基于此，本文提出假设一：我国以批发零售业为代表的流通业发展存在抑制现象，而这种抑制现象对现代经济的增长具有负向冲击作用。针对假设一，本文构建理论模型（1）：
（1）
其中Pg表征我国流通产业的发展抑制程度，GDPg表征我国经济发展抑制程度，x为控制变量，ε为随机扰动项。
其次，在研究假设一的基础上，基于产出的角度，流通业发展的抑制对经济增长产生抑制作用，进而引起经济产出的下降，经济产出下降传动效应也会抑制消费最终需求，因此流通业通过经济产出渠道对最终消费产生影响，也即是居民消费需求的流通业发展影响渠道效应；基于配置效率角度，流通业发展的抑制引致了商品流通配送的不足，进而降低居民享有预期消费的效用，在一定程度上构成了居民消费需求的流通业发展影响的效率效应。故此，基于渠道效应和效率效应本文提出假设二：流通业发展的抑制降低了平均意义上居民消费水平和福利。针对假设二，本文构建验证模型（2）：
（2）
其中，C表征居民消费水平，Pg、GDPg同（1）式表征流通业发展抑制程度和经济增长抑制程度，y代表其他控制变量，μ为随机扰动项。
（二）变量设定及数据选取
结合已有的经验研究和实践发展，首先，针对研究假设一，分别选取消费业中批发零售业产值P和GDP捕捉狭义流通业和经济增长的特征，利用频谱滤波（BP）得到二者的循环趋势（Pc，GDPc）和时间（增长）趋势（Pt，GDPt），并利用对应公式，，得到二者相对缺口（Pg，GDPg），并用其表征二者发展抑制程度水平。在此基础上，对影响经济增长的其他关键因素进行控制，主要包括：投资规模（K）、就业规模（L）及净出口规模（NE）。结合模型（1），在设定变量的基础上，本文给出具体模型为：
（3）
其次，针对研究假设二的经验论证方程（2）式，选取居民消费水平（C），并计算其环比增长率（Cg）表征居民消费状况，同时结合针对居民消费影响因素的经验研究和实践，对影响居民消费的主要代表性因素进行控制，其主要包括居民可支配收入环比增长率（INWg）、储蓄增长率（Sg）、通货膨胀水平（CPI）及净出口规模（NE）进行控制。则结合模型（2）和相关变量设定，给出研究假设二的经验论证具体模型：
（4）
则可知结合研究目的和经验论证方程（3）、（4），本文重点关注的参数即为α，β1及β2。
最后结合经验论证模型、我国流通业发展实际状况及数据可获得性，同时为了扩大样本容量更好地进行拟合分析，分别选取对应变量1998-2012期间的季度数据。数据均来自于中经网产业数据库、《中国统计年鉴》及CSMAR系列数据研究库。
实证分析
（一）核心变量分解及基本统计描述分析
基于上文的研究设计和经验模型的构建，首先，结合相关计量经济学理论对流通业产值和GDP的相对缺口进行测算，以取得表征二者抑制程度的变量序列（Pg，GDPg）。数理分解如图1所示。
从流通业产值（P）和GDP频谱滤波分解图可以看出，二者的实际运行状况基本吻合长期发展趋势，但流通产值呈现出向下波动趋势，而GDP波动趋势保持平稳，波动幅度呈现提高趋势。从二者响应函数可以看出，二者均呈现出实际值偏离理想值的态势。在此基础上，利用上文测度公式测算出表征二者抑制程度的变量序列（Pg，GDPg）。
在以上分析基础上，为了捕捉变量序列的统计分布规律进而避免异常值对拟合的干扰，文章对变量序列进行基本统计描述分析，结果如表1所示。
从基本统计描述分析可以看出，样本期内流通业和经济增长的实际运行状况在平均意义上均存在缺口，也即是存在抑制现象，同时二者波动幅度较大并且近似正态分布，在一定程度上反映二者实际运行的抑制情况具有一定的近似性。对应的消费增长率及个人可支配收入增长率均较小，并且基本保持平稳运行态势，其分布呈现显著尖峰特征，表明二者具有集聚性特征，在一定程度上反映居民消费增长滞后于我国经济增长的现实。此外，资本、劳动规模在样本期内显著，在一定程度上映射出我国资源推动型经济增长模式。从整体的基本描述分析结果来看，变量序列很好地拟合我国经济运行的现实，因此数据具有良好的统计特性。
（二）经验论证
结合前文分析及时间序列变量的统计特征，首先对变量序列进行平稳性检验，也即对相关序列变量进行单位根检验（ADF），检验结果表明Pg、GDPg、Cg、INWg、Sg核心变量在1%置信水平下拒绝存在单位根假设，即序列变量是平稳的；LnK、LnL、CPI、LnNE 一阶差分序列在1%的置信水平上显著拒绝原假设，即控制变量序列的一阶差分是平稳的。因此在拟合回归过程中，采用固定投资规模、就业规模、进出口规模及居民消费价格指数的一阶差分变量，借以揭示对应变量的短期变动对消费和经济增长抑制的影响。
在此基础上，依次对模型（1）、（2）进行拟合回归，其回归结果摘录如表2所示。
从拟合回归结果可以看出，首先，经验论证模型（3）揭示，流通业抑制程度对经济增长抑制程度影响显著，二者存在正向相关关系；同时资本短期波动与劳动短期波动对经济增长抑制影响相反，资本短期波动缩减了经济增长缺口进而在一定程度上推动经济增长，而劳动短期波动与此相反，但二者对经济增长的影响显著，但是进出口对经济增长的影响虽然较大但在计量意义上并不显著。其次，经验论证模型（4）揭示，在控制了可支配收入、居民消费价格指数波动及进出口短期波动的条件下，流通业的抑制程度对消费增长的影响较小，对应的是经济增长的抑制程度对消费影响较大并且显著。最后由（5）剔除掉GDPg因素之后，拟合结果显示，流通业发展因素对消费增长的影响急剧扩大并且显著，其余变量的影响也显著放大，但是储蓄和进出口因素影响并不显著。对比分析在一定程度上揭示，经济增长是影响我国居民消费的关键要素，而其他因素对消费的影响也受到经济增长因素的干扰。综合整体分析结果可知，流通业发展的抑制程度对我国经济增长存在显著的抑制效应，同时在不存在经济增长因素条件下流通业发展抑制程度也极大了阻碍了消费增长，但是这种负向冲击受到经济增长对消费影响的侵蚀。经济增长的影响因素显著削弱了流通业对消费增长的负向冲击。
结论
本文经验分析的结论揭示：首先，在控制投资、劳动及进出口等影响我国经济增长重要因素的条件下，我国流通业发展抑制对经济增长形成显著的抑制作用，流通业的发展不足对我国经济增长具有负向冲击效应；其次，在控制其他影响居民消费重要因素并排除经济增长因素的前提下，流通业发展的抑制因素显著的降低了消费增长，但是在加入经济增长因素后，流通业对消费的影响被显著淡化，同时经济增长因素也削弱了其他影响消费的因素作用，在一定程度上表明了经济增长是影响我国居民消费的首要因素。整体而言，在当前宏观经济处于运行底部的环境下，更应当采取合理规划和措施削弱流通业对经济增长的抑制作用并释放其对经济增长和居民消费增长的潜在推动作用。
参考文献：
居民消费影响因素论文篇11
改革开放以来，随着我国经济的快速发展，居民消费水平也有了大幅提高。居民消费已成为拉动我国国民经济发展的主要动力。但是，近年来我国出现的居民消费增幅下降、消费需求不旺现象却在一定程度上制约了国民经济的高速增长。消费作为主要宏观经济变量，决定着产品的需求，从而影响到生产和就业水平乃至整个经济生活。因此，对居民消费行为的研究，尤其对影响居民消费行为因素的研究显得更加重要。
本文将在持久收入假说的基础上，通过对我国1980年～2006年统计资料的分析，讨论我国城镇和农村居民的消费行为是否符合PIH以及两者的差距、原因，最后根据城乡居民消费的不同特点，提出增加城乡居民的消费支出从而扩大国内需求的政策建议。
二、理论模型及数据来源
1.模型建立及数据来源
我们要分析现期持久收入、暂时收入同现期消费之间的关系，就要建立相应的理论模型，在本文的分析中，我们依据弗里德曼的持久收入理论建立如下基本实证模型：
Ct= F(Yt) （1）
Yt= PYt+TYt （2）
式中，Ct为现期消费，Yt为现期收入，PYt为现期持久收入，TYt为现期暂时收入。模型表明，本文仅限于分析消费与现期持久、现期暂时收入的关系，也即仅分析现期持久收入、现期暂时收入对现期消费的影响及影响程度，而不考虑影响消费的其他因素，但这并不意味着影响消费的其他因素不重要。
2.持久收入、暂时收入的测算
美国经济学家弗里德曼于1952年提出了持久收入假设消费理论。按照他的观点，收入由两个部分组成：持久收入和暂时收入。消费者对不同类型的收入变动会做出不同的反应，如果收入的变动是持久性的，那么人们就可能消费掉所增加的大部分收入；如果收入的变动具有明显的暂时性，那么增加的收入中相当大的部分就会储蓄起来。为了解决测算的问题，在此采用弗里德曼的估算方法，估计我国居民收入的这两部分。
（3）
式中，Yt-1表示前一期收入，Yt-2表示前两期收入，因此即由可统计的收入的三阶移动平均值来近似地表示，暂时收入以当期收入减去估算的持久收入来表示。
三、持久收入、暂时收入与消费关系的实证检验
1.城镇居民
根据持久收入假定，本文设定城镇居民持久收入、暂时收入与消费间关系的计量模型如下：
（4）
用1980提～2006年数据对(4)式作回归，得到如下结果：
CC=45.91+1.18CPY-0.8CTY
（0.85）（11.14）（-0.87）
R2=0.963686DW=0.171211
2.农村居民
基于持久收入假定，本文设定农村居民持久收入、暂时收入与消费间关系的计量模型如下：
（5）
用1980年～2006年的数据对(5)式作回归，得到如下结果：
DC=-7.52+0.78DPY+0.80DTY
（-0.96）（52.29） （3.78）
R2=0.992735DW=0.639818
四、结论及政策建议
从以上实证检验的过程可以看出，在1980年～2006年间，城镇居民的消费行为基本符合弗里德曼的PIH持久收入假说，消费主要是由持久收入决定的而与暂时收入不存在显著关系。但是农村居民的消费行为不符合持久收入假说，农民的持久收入和暂收收入都对消费有较大影响，且暂时收入影响更大。
因为城镇居民的收入对消费的影响主要体现在持久收入上，因此，要想达到扩大内需，增加消费的目的，应大力发展经济，减少下岗失业，确保居民收入稳定增长。改善目前的收入分配状况，尽可能地缩小不同收入阶层之间的收入差距，特别是保证中低收入阶层的收入水平不再降低。完善社会保障体系，减少居民对未来预期的不确定性。提高金融服务质量，大力发展消费信贷，解除消费的流动约束，促进居民消费倾向的增加。
对于农村居民，无论长期还是短期的收入变化都会对消费产生较大的影响，因此无论是长期还是短期的收入政策对消费需求的刺激都是显著的。政府应不断调整农业产业结构，减轻农民负担，促进农民持久收入的增加。为农民提供更多就业岗位和就业培训，降低农民打工的门槛，解放农村剩余劳动力。政府还应不断推进城乡统筹，新型城镇化的建设，加快户籍制度改革，破解城乡二元结构的难题，促进农村居民持久收入和暂时收入的共同增长。
参考文献：
[1]臧旭恒:中国消费函数分析[M].上海:上海人民出版社，1994
居民消费影响因素论文篇12
消费作为实现经济增长的核心影响因素，对于我国经济增长和社会发展始终发挥重要作用。消费除了受到诸多市场因素的影响，还会受到非市场因素的影响，其中文化差异无疑是一个不容忽视的因素。文化作为一个包含民族特征、价值观念、思维模式、风俗习惯、、教育水平等要素的集合，与居民消费之间有着天然的内在联系，也使得具有不同文化背景的消费者有着不同的消费选择。厘清文化差异对居民消费的影响，特别是探求文化差异在空间层面的影响对于进一步促进中国居民消费、调整消费结构乃至于更有针对性的实施供给侧结构性改革具有重要意义。国内外学者对于居民消费的影响因素进行了诸多研究，主要集中在经济增长[1]、利率水平[2]、物价水平、收入分配结构[3]，政府公共服务[4]等方面。而关于文化差异对居民消费影响的研究则相对较少，已有研究主要集中在文化对消费者行为的影响等方面，如黄静（2014）[5]和张晶（2013）[6]等认为文化是影响影响消费者的行为意愿的至关重要的因素。王梦蝶、吴东来（2013）[7]认为不同文化维度下的消费者行为受文化营销的影响程度不同。汪秀英（2010）[8]的研究表明在体验经济的运行中,消费者的文化背景对消费者的体验行为产生着不容忽视的影响。石华灵（2016）[9]提出消费者的购买行为往往不纯粹是一次经济交易，而是一种社会关系的交往和互动。以上研究的主要结论是从文化差异对消费者的评判标准和购买意愿方面进行论述，但是将文化差异从类别上进行细化，研究其对消费影响的文献较少，尚未有结合我国现实进行实证方面的验证特别是结合文化的跨区域空间特征进行的相关研究。本文在结合我国文化发展现实的基础上，将文化差异从人文文化、城乡文化和行政管理文化三个角度加以分类和量化，利用空间杜宾面板模型，实证检验了29省文化差异对居民消费水平的影响，为有针对性的进行全国性文化政策制定以及跨地区消费行为引导提供决策依据。
1模型构建与数据说明
1.1指标选取与数据描述
本文主要探求文化差异对居民消费的影响，实证变量的选取如下：
1.1.1被解释变量
居民人均消费水平（CONSUME），通过地区居民人均消费水平来衡量不同地区消费状况的差异。由于现有统计年鉴对于居民消费数据是以城市人口和农村人口分类统计，为了更为客观地反映地区整体居民消费水平，本文对宏观统计数据进行了以地区居民为单位的平均化处理，具体公式为；居民人均消费水平=（城市人均消费水平*城市常住人口+农村人均消费水平*农村常住人口）/（城市常住人口+农村常住人口）。
1.1.2解释变量
对于核心解释变量文化差异变量选取，本文从人文文化、城乡文化和行政管理文化三个方面加以设置，通过这三类文化变量的选取，基本可以涵盖我国居民现有的文化差异。（1）人文文化（HUMANITY）。广义的人文文化是指以居民个体为基本单元的，涉及个人基本文化修养、受教育程度、年龄、宗教、生活习惯等方面的特有文化信息。居民的人文文化程度，是其行为的主导因素，不仅会影响劳动就业收入的水平，也会影响其日常生活主要的消费行为的水平。而居民人文文化水平主要源于其受教育程度，一个地区中受过高等教育的人口比重越高，该地区的居民对生活水平要求较高，从而消费水平会更高。除了受教育程度，为了兼顾人文文化的其他方面，伴随着年龄的增长，居民自身的非受教育所体现的人文文化水平也会相应增加，本文通过人口年龄比重衡量这部分非受教育所体现的人文文化，基于此构建包含受教育程度和人口年龄分布的人文文化综合指数，其权重各取50%。人文文化指数=大专及大专以上人口占地区总人口比重*50%+65岁及以上人口占总人口的比重*50%。（2）城乡文化（TOWNSHIP）。伴随着我国城镇化水平的不断提高，地区居民中城市和农村人口比重不断变化，而城市居民和农村居民在消费水平上存在明显差异，这种差异源于其所处的生活环境、生产方式、价值观念以及长期的历史文化传承。故对于城乡文化的指标设置采用城镇化水平指标，即城镇年末常住人口占总人口比重来衡量城乡文化水平。（3）行政管理文化（ADMINISTRATION）。地方政府在行政管理上的特征和行为模式存在差异，而这种差异有制度上的安排、有地区特有历史文化演变的特征也有官员自身行政管理倾向，其对居民消费会产生潜移默化的影响。如一个地区在公共产品供给上，更倾向于提供促进居民消费的相关服务，如社会保障服务，则居民用于自身消费的意愿可能更强烈。本文将这种由于文化差异导致的政府行政管理差异总结为行政管理文化，指标使用变量各地区社会保障支出占财政支出比重来衡量。
1.1.3控制变量
除了上述不同类别文化差异对居民消费水平产生影响外，居民收入水平、地区开放程度等因素也与消费相联系，本文将其作为控制变量纳入实证模型。地区开放程度（OPEN），采用各地区进出口总额占当年GDP比重来衡量地区开放程度。居民收入水平（INCOME），采用地方人均居民收入水平并剔除了通货膨胀的影响。
1.2数据来源
基于文化差异与消费水平的区域性考虑，选取了全国29个省市进行实证分析，其中由于数据缺失和社会制度体系不同，没有包括和港澳台地区，将重庆合并进四川省；基于数据可得性和数据的统一性，选取2007—2015年数据。文化差异、对外开放程度和财政社保支出数据来源于各年度中国统计年鉴，由于区域间物价水平不同，涉及的地区人均GDP、收入水平、消费水平等指标均采用地区当年消费物价指数剔除通胀因素。计算软件为STATA13.0。
2指标变量的探索性
空间数据分析文化具有区域性和传播性。对于文化相关变量的计量，在考虑传统计量经济学关注的时间维度联系的基础上，更应该注重其空间维度的特征。若变量存在空间相关性，传统计量方法的估计是有偏差甚至是无效的。本文采用空间计量前置的探索性空间数据分析，以预先考察实证数据是否具有空间相关性，若存在明显的空间相关性，则需要采用针对空间变量的空间计量方法进行实证估计。本文使用对空间相关性检验使用较为广泛的莫兰指数进行验证。
3实证分析
3.1模型的识别与诊断
空间计量实证模型，是为克服实证变量存在的空间相关性从传统经济理论发展而来的实证计量模型，先后发展出空间滞后模型和空间自相关等模型，但是早期的空间计量模型多数只考虑了被解释变量的空间相关性，忽视了解释变量的空间相关性处理，伴随着空间计量方法的不断扩展，本文采用其扩展模型面板空间杜宾模型（SDPM）进行回归估计，重点考察以文化差异为核心的诸多解释变量的空间滞后项与居民消费的联系，分析不同类别文化差异对消费水平可能具有的空间效应。模型（1）至模型（4）为添加人文文化、城乡文化和行政管理文化后的空间滞后项的实证模型。
3.2实证结果
通过实证测算，所得包含各类文化差异空间滞后项的空间杜宾面板模型实证结果见表3所示。
3.3实证结论分析
3.3.1模型整体性结果
从模型HAUSMAN检验和固定效应检验值来看，空间杜宾模型面板采用固定效应形式更为有效，且模型整体似然比值较高。在分别添加人文文化、城乡文化和行政管理文化空间滞后项的空间杜宾面板模型（1）至模型（4）的结果来看，各模型整体显著性一致，特别是同时存在三类空间滞后项的模型（4）模型各变量的解释力均显著提高，基于此，后文中分类变量解释主要基于模型（4）的实证结论进行。
3.3.2本地文化差异对于居民消费的影响
由模型（1）至模型（4）的地区文化差异对本地区消费影响的结果来看，在控制其他变量不变的前提下，人文文化、城乡文化在省级层面对消费产生显著影响，其中通过模型（4）可知，本地区人文文化对居民消费在5%的显著性水平下存在正向作用，可以理解为伴随着地区人文文化的提高，有利于居民进一步提升其消费水平；而城乡文化无论是分模型（2）还是综合模型（4）均在1%的显著性水平下对居民消费水平具有负向作用，此结论与传统观点不一致，伴随着城镇化的发展，以城市常住人口的增多为主要体现的城镇文化的提升，地区居民的消费水平不升反降，其原因，可能是由于城市生活成本高，压力大导致城市居民不敢过度消费，相反农村居民由于不存在诸如购房、子女教育等成本压力，反而消费增长倾向更高。地区行政管理文化对居民消费的影响并不显著。
3.3.3跨区域文化差异对消费影响的空间溢出效应
分别对模型（1）至模型（4）的人文文化、城乡文化和行政管理文化的空间滞后项W*dep.var的估计可知，与地区内文化差异变量的显著性相似，城乡文化和人文文化具有显著的空间溢出效应，特别是在综合考虑多种文化差异空间效应的模型（4）中，城乡文化差异在1%的显著性水平下存在空间溢出效应，即伴随着周边地区城乡文化每提升1单位，会促进本地区居民消费水平增加0.12单位。与地区内文化差异对消费水平的影响方向相反，周边地区的人文文化和城乡文化对地区内的消费水平的影响与地区内人文文化和城乡文化的影响形成此消彼长的态势，体现为跨区域文化差异对消费的影响呈反向溢出效应。
3.3.4其他控制变量的影响
从模型控制变量来看，无论是单独添加空间滞后变量还是同时存在三类空间滞后变量，居民消费水平与其收入水平均存在1%水平的显著相关性，即传统经济理论一致，收入水平是其消费水平的核心影响要素，居民收入每增加1单位，消费者倾向于增加自身消费水平0.319单位。
4政策启示
（1）进行文化的跨区域交流与融合鉴于各类文化差异所存在的空间溢出效应对居民消费的影响，故文化交流与融合不应仅局限性在本地区内部，而应该积极促进跨区域的文化交流与融合。相关管理部门应建立跨区域文化政策的组织协调和信息共享机制，通过大范围的地区联动实现居民文化的整体提升，以促进消费的持续增长。
（2）提升居民人文文化水平鉴于人文文化对居民消费的积极促进作用，应进一步加大以提升居民基本人文素养的相关公共文化服务的供给，做好基础教育、文化环境的建设，同时，采取多种手段针对性进行公共文化服务的供给侧结构性调整，如通过促进文化类产品的市场培育，增加消费者提升人文素养的渠道，加强消费者提升文化素养相关服务的消费服务和管理。
（3）结合城镇化做好消费升级与保障工作伴随着城镇化的不断推进，所产生的居民城乡文化差异短期来看并没有有效的促进消费增长，相反，还带来了空间上的消费外溢效应。这一状况虽不能否定城镇化所产生的有益作用，但宏观管理部门也应进行针对性调整，特别是经济步入新常态，地区经济对居民消费的依赖更为强烈，对于城乡文化差异所显示出的负向作用，应针对性做好促进居民消费的升级和保障工作，进一步完善社会保障机制、降低城镇居民消费成本和远期顾虑，令城镇居民有能力消费、有保障消费，在实现我国城镇化规划的同时，发挥居民消费的积极作用。
参考文献：
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[7]王梦蝶,吴东来,吴炎玲,赵娜.基于文化差异的文化营销对消费者行为的影响研究[J].科技和产业,2013,(1).
居民消费影响因素论文篇13
随着改革开放的推进，经济的迅速发展，国内旅游也蓬勃发展。我国已经形成了世界上最大的国内旅游消费市场，而且这个市场的规模正在逐渐扩大。2009年我国旅游总收入1.4万亿元，同比增长7%，但是与我国庞大的GDP相比，这个比重仍然偏低。究其原因是城镇居民和农村居民之间的国内旅游消费存在较大差异，且居民间国内旅游消费区域差异较大。找出居民国内旅游消费行为差异的主要影响因素，对于缩小城镇居民和农村居民之间国内旅游消费的差异、增加国内旅游消费、拉动经济增长具有重要的现实意义。
模型设定与数据说明
（一）模型引入
国家实行的是统一的休假制度和货币政策，因此本文在建立模型的时候没有引入闲暇时间和利率这个变量。在数据分析处理时本文剔除了价格因素，再加上消费者偏好、信息等其他因素难以量化，而可支配收入在居民国内旅游消费地区差异中占有重要的地位，本文把收入作为居民国内旅游地区差异产生的主要变量。于是本文引入凯恩斯绝对收入假说。凯恩斯于1936年在《就业、利息与货币通论》中提出了绝对收入假说，其核心观点是：一是现期消费是现期可支配收入的一个非常稳定的函数，消费者的消费随绝对收入水平的变动而变动，收入高，消费水平就高，反之，则相反；二是边际消费倾向（MPC）是一个大于零小于1的数，即0
绝对收入假说可用公式表示如下：
C=a+cYd
其中，C为消费者的消费支出，Yd为现期可支配收入，a为自发性消费（a>0），c为边际消费倾向。
消费者收入是决定其消费需求的首要因素，是消费需求实现的客观必要条件。随着收入的变化，人们的消费需求也跟着发生变化。一般情况下，人们的总需求水平与收入成正相关关系，收入越高，消费需求水平也越高。因此，本文可推理在不考虑其他因素的情况下，我国居民的国内旅游消费与居民收入之间也呈现一种正相关关系，区域之间的国内旅游消费差异也可能与收入相关。由于旅游统计开展的时间较晚，我国国内旅游抽样调查只能提供了从1999年以后的分城市、分地区的城镇居民和农村居民旅游情况的截面数据，时间序列较短，不能很好地反映旅游消费的趋势变化。因此本文采用面板数据建立研究居民可支配收入与居民国内旅游消费之间的计量经济模型：
Cit=αit+βYit+μit（i=1，…，N，t=1，…，T）
其中，被解释变量Cit为居民国内旅游人均花费，解释变量Yit为居民人均可支配收入，T为时期总数，μit为随机误差项，满足零均值、等方差。
（二）数据说明
在考察城镇居民收入水平与国内旅游消费之间的关系时，选择全国主要城市北京、天津、石家庄、太原、沈阳、大连、长春、哈尔滨、上海、南京、无锡、苏州、杭州、宁波、合肥、福州、厦门、南昌、济南、青岛、郑州、武汉、长沙、广州、深圳、珠海、海口、重庆、成都、西安、西宁、银川、贵阳、昆明等34个城市2002-2008年共238组数据。研究农村居民国内旅游消费时，由于没有居民的国内旅游消费的统计数据，所以在省份中没有包含。选择了除外的33个省市2002-2008年共210组数据农村居民作为样本。
居民国内旅游人均消费来自《中国国内旅游抽样调查资料》（2003-2009年）和《中国旅游年鉴》（2003-2009年）。居民收入来自《中国统计年鉴》（2003-2009年）和全国及地方国民经济和社会发展统计公报（2003-2009年各期）。调查资料和年鉴数据均按当年价格计算。为了消除价格波动因素的影响，使不同年份的国内旅游消费支出和国内生产总值之间具有可比性，用各地区居民消费价格指数对可支配收入和国内旅游消费进行价格指数调整。使用的物价指数是由居民消费价格指数以2002为基期计算得到的基比指数。
实证分析
（一）F与Hausman检验
由于面板数据包括两维的数据（横截面和时间），如果模型设定不正确，将造成较大的偏差，估计结果与实际将相差甚远。所以，研究面板数据的第一步是检验所研究的问题属于面板数据常用的3种模型的哪一种，以确定模型的形式。广泛使用的检验是协方差分析检验。主要检验两个假设：
城市和农村F2检验分别为：
F2=1.83 >F0.05（33，107）=1.32（城镇）
F2=1.76>F0.05（29，150）=1.36（农村）
无论是农村还是城镇都拒绝了假设：斜率在不同的横截面样本点上和时间上都相同、但截距不相同，应该继续检验。
F1=1.15
F1=1.91>F0.05（29，150）=1.36（农村）
城镇居民国内旅游消费的影响方程不能拒绝假设：斜率在不同的横截面样本点上和时间上都相同、但截距不相同，本文应该选择变截距模型yit=αi+xitβ+μit。农村居民国内旅游消费的影响方程拒绝了斜率在不同的横截面样本点上和时间上都相同、但截距不相同的假设，本文应该采用模型yit=αi+xitβi+μit。
而变截距模型和变系数模型又都有固定效应和随机效应模型之分，并分别对应不同的参数估计方法。是否有必要建立随机效应模型可以通过Hausman检验来完成。用随机效应模型和固定效应模型计算的城镇和农村统计量的值如下：
H=～x2（1）=3.62
H=～x2（1）=4.87>x0.05（1）=3.92（农村）
显然，在城镇居民国内旅游消费中拒绝原假设，所以城镇居民国内旅游消费的影响方程需要建立随机效应模型。而在农村中不能拒绝原假设，即不应该建立随机效应模型。
（二）城镇居民国内旅游消费实证分析
变截距模型有确定效应模型和随机效应模型之分，并分别对应不同的参数估计方法。随机效应模型可以节省自由度，对于从时间序列和截面两方面都存在较大变化的数据，能明确地描述出误差来源的特征。再加上本文是以样本对总体的效应进行推论的，因此，应采取随机效应模型。针对城镇居民建立个体随机效应模型，模型的基本形式为：
Yit=αi+xitβ+μit
把用来反映个体差异的截距项分为常数项和随机变量项两部分，并用其中的随机变量项用来表示模型中被忽略的、反映个体差异的变量的影响，则相应的模型形式可以变为（高铁梅，2000）：
Cit=α+Yitβ+υi+μit（i=1，2，…，34，t=2002，2003，…，2008）
其中，α为34个城市的居民国内旅游消费的平均消费水平，υi为随机变量，代表i地区的随机影响，用来反映不同地区之间的国内旅游消费结构差异，C表示居民国内旅游消费，Y表示城镇居民的可支配收入。使用SWAMY-ARORA方法估计成分方差，对模型进行估计可以得到反映各地区城镇居民国内旅游消费差异的随机影响的估计结果，如表1所示。
其中，α=591.71，β=0.24，从表1的估计结果可以看出，34个城市城镇居民之间，自发国内旅游消费最高的西宁为1612.04元，其次是长春为1385.40元，最低的是沈阳为223.25元。广大东部地区的城镇居民自发国内旅游消费整体较低区内差异不大，中部地区区内的城镇居民自发国内旅游消费相差不大，但是西部地区的城镇居民自发国内旅游消费差距较大，最高的和最低的相差超过1500元，说明西部地区区内城镇居民国内旅游消费差异十分明显。地区因素对城镇居民国内旅游消费行为影响较大。城镇居民的边际旅游消费倾向一样β为0.24，可能是由于城镇居民的消费行为、消费心理有一致性的地方。说明了城镇居民可支配收入每增加100个单位，城镇居民的国内旅游人均花费就会增加24个单位，因此活跃城镇居民国内旅游市场的主要方法是提高城镇居民的可支配收入。
（三）农村居民国内旅游消费实证分析
本文针对农村居民建立变系数模型，变系数模型的基本形式如下（易丹辉，2002）：
Cit=αi+Yitβi+μit（i=1，2，…，34，t=2002，2003，…，2008）
其中，C、Y分别表示农村居民国内旅游人均花费和农村居民人均纯收入，αi表示截面单元的个体特性，βi表示边际旅游消费倾向，也就是增加1个单位收入中可用于增加的国内旅游消费部分的比率，i表示各个城市，t表示时间，μit表示随机影响，它满足古典假定。为了增加模型的拟合优度，本文对模型进行取对数：
lnCit=α`i+lnYitβi+μit
最终本文可以得到农村居民国内旅游消费模型的估计值，如表2所示。
从结果来看，各地区模型的估计值不同说明不同地区农村居民有着不同的国内旅游消费倾向。边际国内旅游消费倾向最高的海南为0.74，其次是浙江为0.62，最低的是贵州为0.02，可能是由于贵州农村长期比较贫困。西部地区的农村居民国内旅游消费倾向较低，中部和东部的农村居民旅游消费的边际倾向相差不大，增加东部地区农村居民的可支配收入，对国内旅游消费的增长作用大于增加中西部地区的农村居民的可支配收入。通过与上面的城镇居民的国内旅游消费倾向相比较可以发现，农村居民的国内旅游消费倾向略大于城镇居民的平均国内旅游边际消费倾向，可能的原因是城镇居民在住房和教育方面的支出大于农村居民在国内旅游消费的支出。
（四）λ假说引入及检验结果
从以上的实证分析结果中，可以得到居民人均收入与国内旅游消费支出呈正相关关系，并且在不同的地区由于消费者的偏好和收入的预期等不确定性因素的影响，在不同的地区存在不同的旅游消费倾向。然而，是不是只有当期的收入对旅游消费的支出具有决定性的影响呢？预期的收入水平对居民国内旅游消费有没有影响以及会产生多大的影响？从以上的实证结论中，还是得不出正确的答案，所以，本文引进坎贝尔和曼昆（1991）的λ假说理论，借鉴λ模型并在此基础上进行修正，用于分析国内旅游消费支出和居民人均预期收入之间的关系，预期收入对于居民国内旅游消费区域差异的影响程度。
为了检验λ假说在居民的国内旅游消费中是否成立，本文引入Ct+1=Ct+λYt+1+vt+1模型（袁志刚、宋铮，2001），为了分析的方便并对此进行修正，得到最终的分析模型如下：Cit=Cit-1+λYit+vit。其中，Cit和Cit-1分别表示第i个实体在第t期和第t-1期的人均旅游消费支出，Yit=Yit-Yit-1；vit=（1-λ）εit+1，为了从空间和时间上同时对国内旅游消费进行分析，所以本文采取面板数据进行分析，当λ越大则表示预期的收入对国内旅游消费影响不大，国内旅游消费主要由当期收入决定；而当λ越小时则表示预期的收入对国内旅游消费影响较大，国内旅游消费主要由预期收入所决定。
为了分析空间的个体中不同的预期是否对国内旅游消费支出产生影响。本文分别把城镇和农村的国内旅游消费和可支配收入的面板数据代入Cit=Cit-1+λYit+vit，利用Eviews 6.0采用Period SUR（似乎不相关回归）加权的方法进行广义最小二乘估计，修正异方差和同期相关。结果如表3所示。
从表3的结果中可以看出，北京、天津、无锡、厦门、上海、杭州、珠海、郑州、成都等城市的λ较大，说明北京、天津、无锡、厦门、上海、杭州、珠海、郑州、成都等城市居民国内旅游消费受预期收入影响很小，宁波、石家庄、广州、海口、沈阳、长沙、合肥等城市居民国内旅游消费受预期收入的影响较小；而贵阳、银川等城市居民国内旅游消费受预期收入的影响最大。
受预期收入影响较小的城市大部分处在东部地区，一个可能的原因是东部地区城镇较为发达，城镇的社会保障体系较为健全，居民对未来的预期稳定，所以国内旅游消费的支出受预期收入的影响较小。中部地区城镇居民国内旅游消费受预期收入的影响差异不大，略大于东部地区，这是由中部地区城镇的发达程度仅次于东部地区，社会保障体系不是很完善，但是区域内的城镇发展程度差距不大。
西部地区城镇居民国内旅游消费受预期收入的影响差异较大，呈现较为明显的两极分化，主要是因为西部地区城镇发展程度差距较大，不同城镇居民国内旅游消费支出受未来的预期的影响也存在较大的差异。总体来说，目前的城镇居民的国内旅游消费主要受其当期收入的影响。
从表4中可以看出，北京、上海、内蒙古等地区的λ较大，说明北京、上海、内蒙古等地区农村居民国内旅游消费受预期收入影响很小；天津、浙江、贵州等地区农村居民国内旅游消费受预期收入的影响较小；而吉林的农村居民国内旅游消费受预期收入的影响最大。中部地区农村居民国内旅游消费受预期收入的影响差异不大，但是东部和西部农村居民受预期收入的影响差异较大。由此可见，居民国内旅游消费与预期收入的关系受农村自身的经济状况影响也很大，从表4中还可以看出，我国目前的农村国内旅游消费主要受当期收入影响，同时也受到预期收入的制约。
结论
从以上城市与农村的对比分析可以得到：我国目前城市和农村居民的国内旅游消费受预期收入影响的程度是不同的，城市旅游消费主要受当期收入的影响程度要远远大于农村。农村居民国内旅游消费除了受当期收入影响外，一定程度上还受预期收入的影响，且受到预期收入的影响程度高于城市。之所以造成这样的差别，本文认为有三个方面的原因：首先，城市的生活和经济水平要远远高于农村，城市居民人均国内旅游消费支出大于农村居民国内旅游消费支出，从而造成城市居民旅游的总支出要大于农村旅游的总支出，从统计上来说，城市居民的旅游消费与居民收入的相关性就会大于农村。其次，城市的社会保障制度较为健全，社会福利也好于农村，造成城市居民的当期支出大于农村居民的当期支出，农村居民存在养老问题、农业收成的不确定性、缺乏医疗保障等一系列的因素，从而，城市居民的国内旅游消费与当期收入相关性就越高。最后，在城乡文化方面，城市居民受西方文化的冲击远远强于农村，城市居民的消费理念也前卫于农村居民，从而城市居民在国内旅游消费支出方面受当期的影响较大，受预期收入影响较小。
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