居民消费水平论文范文

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篇1

体育消费水平是指一定时期内按人口平均实际消费的各种体育物质产品和服务(或劳务)产品的数量。本文从地域的角度对经济圈社区居民体育消费水平进行分析研究，有利于保障其健康的消费行为和理念，同时也可以为城市社区体育产业的发展提供一个良好的机遇。

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。:

篇2

 

我国目前所呈现出的消费需求相对不足的总体态势，根源在于长期存在的城乡二元结构矛盾所造成的居民消费能力的制约，即在二元经济结构下，我国农村居民的消费需求明显低于城市居民的消费需求。按照经济学的理论，在正常条件下，消费需求数量变化首要的受制因素是收入水平。我国居民总体消费水平之所以偏低，主要是由于二元经济结构导致居民收入差距过大以及由此而带来的整体收入水平低下造成的。

一、改革开放以来我国城乡居民收入差距

改革开放以来，我国城乡居民的收入水平都有了较大的提高，与此同时，城乡居民之间的收入差距水平在不断扩大（详见图1、图2）。

资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。

图1 全国城乡居民收入差距状况图(1978—2009年)

资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。

图2 全国城乡居民收入差距比【1】图(1978—2009年)

可见，改革开放初期我国城乡居民的收入差距就已经存在。随着时间的推移，城乡收入曲线都在迅速上升，但城镇居民收入曲线上升的速度明显快于农村居民收入曲线上升的速度。城乡居民之间的收入差距大致经历了一个缩小-扩大-缩小-扩大的演变过程，呈现出阶段性的态势。

改革开放初期的1978年到1984年，城乡差距逐步缩小。这时期，随着的推行和农产品收购价格几次调整提高，农业生产有了较快的恢复和发展，农民收入有了较快较大的增加，其增长速度高于城镇居民收入增长速度经济论文，城乡差距在逐步缩小。1978年改革开放初期城乡居民收入差距比高达2.57，即城镇居民人均可支配收入是农村居民人均纯收入的2.57倍。1978年以后，城乡居民收入差距逐步缩小，到1983年，城乡居民收入差距比为1.82，是1978-1984年期间最小的一年。

20世纪80年代中期以后，城乡收入差距扩大。这时期，我国改革的重点开始从农村转向城市，城市居民收入增长速度较快。而在农村，由于联产承包制提高劳动生产率的能量释放完毕，再加之因农业生产资料价格上升幅度大于农产品带来的农业贸易条件恶化、农业比较利益下降等因素的影响，农民收入增长缓慢。导致城镇居民收入增长速度很快越过农村居民收入增长速度，1985-1994年城乡居民收入差距趋于扩大，到1994年达到最高点，城乡居民收入差距比为2.86。

1995-1997年，城乡收入差距短期内缩小。缩小的原因主要是因为城镇中下岗职工增加，他们的收入减少所致。1985年城乡居民收入差距比为2.86，到1997年缩小到2.47。1995-1997年期间，虽然城乡居民收入差距有所缩小，但差距仍然偏大，且没有形成一个长期稳定缩小的趋势。

1998年至今，城乡收入差距继续扩大。1998年的自然灾害和1999年城镇职工的普遍加薪是城乡居民收入差距呈继续扩大趋势的主要原因，且在这一时期由于教育、医疗、保障等各种福利方面的差距显露出来，进一步拉大了城乡间的收入差距。自1998年以来除了个别年份略有起伏外，城乡居民收入差距的比例一路攀升，由1998年的2.51扩大到2001年的2.90，2007年更是上升到了3.33，为历年之最，2009年仍保持在3.33。

二、二元经济结构下城乡居民的消费差异比较

城乡收入差距的扩大，逐渐形成了不同的收入阶层，也因此形成了城乡两种不同的消费阶层和消费市场，从而造成城乡居民在消费水平、消费结构、人均消费性支出等方面均存在着很大的差异。

1、城乡居民消费水平比较

与城乡居民的收入差距相似，改革开放以来，我国城乡居民的消费水平差距也经过了缩小、扩大，短暂的缩小后进一步扩大的过程。图3表明，1978年，城乡消费水平比【2】是2.9，1983、1984、1985年缩小到2.2经济论文，1995年扩大到3.8，短暂的缩小后，1999年以来，我国城乡居民消费水平之比一直维持在3.6以上，2003年和2004年更是高达3.8。2009年，农村居民的消费水平为4021元，城镇居民的消费水平为15025元，1个城镇居民的消费水平相当于3.7个农民的消费水平。目前农村居民的消费水平相当于20世纪90年代初城市居民的水平，农村居民的消费水平比城市居民的消费水平大约落后15年左右。

资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。

图3 全国城乡居民消费水平差距比率图(1978—2009年)

2、城乡居民人均消费性支出比较

统计数据显示，改革开放以来，无论是城镇居民的人均消费性支出还是农村居民的人均消费性支出，都呈现出逐步增加的趋势。1990年农村居民的人均消费性支出为585元，2008年增加到3661元，2008年比1990年农村居民的人均消费性支出增加了3076元；1990年城镇居民的人均消费性支出为1279元，2008年增加到11243元，2008年比1990年城镇居民的人均消费性支出增加了9964元。与此同时，我国城乡居民之间的消费支出差距在扩大。1985年城镇消费支出是农村消费支出的2.3倍，是改革开放以来的最低点。此后，城乡之间的消费支出差距逐渐加大，到2008年城乡之间的支出比高达3.6，即目前我国1个城镇居民的消费支出相当于3.6个农民的消费支出。“三个农民抵一个市民”是当前农村低消费的真实写照。

3、城乡居民消费结构比较

城乡居民的消费结构差异较大。首先，城镇居民用于食品的支出比农村居民相对比例小，并随收入增加呈下降趋势，即恩格尔系数下降，表明城镇居民的消费已从以食品类消费为主的生存性消费加速向质量型消费过渡。其次，衣着、家庭设备用品等的支出，在城市基本趋于饱和，但因为农村居民收入增长缓慢，而未形成新的消费热点，当城镇居民消费向空调、摄像机、家用电脑等新一代高档耐用消费品转移的时候，农村居民的消费仍停留在以生存为主的消费水准上。再次，城镇居民用于交通通讯、文化、娱乐教育等的支出有增长趋势，城镇居民将来的消费热点将是住房、汽车、现代化的通讯设备及教育，但城市新消费热点产品在农村的消费量还相当少，农村居民耐用消费品的拥用量仅相当于城镇居民20世纪90年代初期的水平(见表1)。

表1 20世纪90年代以来我国城乡居民消费结构对比 单位：%

 

指标

1990年

1995年

2000年

2007年

2009年

农村

城镇

农村

城镇

农村

城镇

农村

城镇

农村

城镇

食品

58.80

54.25

58.62

50.09

49.13

39.44

43.08

36.29

41.0

36.5

衣着

7.77

13.36

6.85

13.55

5.75

10.01

6.00

10.42

5.8

10.5

居住

17.34

6.98

13.91

8.02

15.47

11.31

17.80

9.83

20.2

10.0

家庭设备用品及服务

5.29

10.14

5.23

7.44

4.52

7.49

4.63

6.02

5.1

6.4

医疗保健

3.25

2.01

3.24

3.11

5.24

6.36

6.52

6.99

7.2

7.0

交通通信

1.44

1.20

2.58

5.18

5.58

8.54

10.19

13.58

10.1

13.7

教育文化

娱乐服务

5.37

11.12

7.81

9.36

11.18

13.40

9.48

13.29

8.5

12.0

其他商品

及服务

0.74

0.94

1.76

3.25

3.14

3.44

2.30

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中图分类号：F126.1 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2016）14-0079-03

一、引言与文献综述

城镇化是我国经济发展的主要动力，新型城镇化对我国的发展方式提出了更为严格的要求。城镇化归根到底是人的城镇化，人的城镇化必然与人民的生活质量存在密切关系，否则推荐城镇化进程就失去意义。长期以来，很多学者研究了居民消费水平与其影响因素之间的关系。徐凤等运用协整理论，对改革开放以来中国经济增长与国内居民消费之间的关系进行研究，并指出两者之间存在着长期稳定的关系，消费对经济增长具有长期、稳定的促进作用[1]。付波航等基于中国29个省份1989―2010年的面板数据，对城镇化、人口年龄结构这些人口消费环境或制度变量与居民消费之间的关系进行了实证研究[2]。刘厚莲指出，人口城镇化率与居民消费率呈现正相关关系，城乡实际收入差距与居民消费需求呈现倒U型关系[3]。田青等利用1999―2006年30个省、自治区、直辖市的相关数据分析消费习惯、收入、购房支出、医疗、教育支出、收入波动及利率等因素对消费的影响，实证结果表明，消费习惯、收入是影响消费的主要因素，而收入波动及利率对居民消费的影响不显著[4]。以我国1978―2004年的年度数据为基础，建立反映城/镇化水平和消费增长动态关系的向量自回归（VAR）模型，在模型的基础上，运用脉冲响应函数和方差分解分析了城镇化发展对城镇居民和农村居民消费增长的动态影响，并指出城镇化发展对居民消费增长有促进作用，特别是城镇化发展对农村居民消费增长的累积效应大于对城镇居民消费的累积效应，并且正向拉动效应的持续时问更长也更稳定[5]。储德银等通过建立协整方程和误差修正模型，从城乡比较视角分析我国居民消费需求的影响因素，并研究得出收入水平对城乡居民消费的影响程度最大，而收入分配和政府支出对城乡居民消费影响的绝对程度基本相同[6]。潘明清等从劳动力流动视角分析城镇化影响居民消费的内在机制，使用1996―2011年的省级面板数据，采用动态GMM估计方法，重点检验了劳动力流动、城镇化进程以及它们的交互作用对居民消费的影响并证明了城镇化的积聚效应大于外部成本效应，城镇化促进了居民消费增长[7]。祁毓等在理论机理分析的基础上，分别构建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[8]。

二、相关变量叙述

（一）居民消费水平

居民消费水平是指居民在劳务或者物质产品的消费过程中，对满足发展、享受和生存需要达到的程度，可以用劳务和物质产品的质量和数量反映出来也可以通过消费过程中消耗的货币量反映出来。本文所采用的就是地区居民消费的货币金额数来反应这个地区的居民消费水平。

（二）城镇化程度

城镇化程度在不同学科中的定义不同，比如，人口学是指城镇人口占总人口的比重，地理学上是指城市景观的比重。本文依据多数学者的研究方法，用一个地区城镇人口占这个地区总人口的比重来表示该地区的城镇化程度。

（三）经济发展水平

经济发展水平是指一个国家经济发展的规模、速度和所达到的水准。反映一个国家经济发展水平的常用指标有国民生产总值、国民收入、人均国民收入、经济发展速度、经济增长速度。本文采用一个地区的人均生产总值来反映该地区的经济发展水平。

（四）变量数据来源

本论文中所采用的数据均来自国家统计局网站，有些是直接采用网站的统计数据，有些是根据需要对网站的数据进行了简化计算，因此，可以保证数据的真实性和权威性。

三、建立模型与分析

（一）变量的平稳性检验

在对面板数据进行分析时，首先要对数据进行平稳性检验看其是否存在单位根，如果存在单位根则数据不平稳，不能直接进行分析，必须对其差分项进行平稳性检验直至平稳为止。为了论述方便。下文中居民消费水平、城镇化程度和经济发展水平分别用JMXF、CZH和JJFZ表示。平稳性检验的方法主要有ADF-Fisher 卡方检验、PP-Fisher 卡方检验、Im， Pesaran and Shin W-stat和Levin，Lin&Chu-t 检验[6]，本文依据数据的特征选择ADF-Fisher 卡方检验与Im， Pesaran and Shin W-stat作为检验方法。检验结果如表1。

由表1可知，JMXF、CZH和JJFZ都为二阶单整序列，可以进行协整分析。协整检验方法主要有Kao检验、Pedroni检验和Johansen协整检验基础上的面板数据协整检验。本文采取Kao检验，结果如表2。

如表2所示，在5%显著性水平下拒绝了原假设，说明JMXF、CZH和JJFZ三者之间存在协整关系。

（二）模型估计

本文依据一般构建面板数据的模型形式，构建模型如下：

通过Eviews7.0软件对构建模型进行估计的结果如表3。

由表3可知，JMXFit=-3625.236 + 12207.27×CZHit+ 0.261261×JJFZit 。JJFZ与CZH都和JMXF之间存在着正相关的关系，由此可以推出，城镇化程度与人均生产总值都对提升人民的消费水平、对于提高人民的生活水平有着促进作用。

结论

通过以上的研究可以看出，虽然我国经历了多年的城镇化进程，城镇化程度也达到了一定水平，但是在新型城镇化的大背景下，人均消费水平依然与城镇化水平密切相关，人民生活水平的提高仍然依赖于城镇化的不断推进。

参考文献：

[1] 徐凤，金克琴.中国居民消费与经济增长关系的实证研究[J].北京工商大学学报，2009，24（2）：109-113.

[2] 付波航，方齐云，宋德勇.城镇化、人日年龄结构与居民消费――基于省际动态面板的实证研究[J].中国人口・资源与环境，2013，23（11）：108-114.

[3] 刘厚莲.人口城镇化、城乡收入差距与居民消费需求-基于省际面板数据的实证分析[J].人口与资源，2013，（6）：63-70.

[4] 田青.我国城镇居民消费影响因素的区域差异分析[J].管理世界，2008，（7）：27-33.

[5] 胡日东，苏桔芳.中国城镇化发展与居民消费增长关系的动态分析[J].上海经济研究，2007，（5）：58-65.

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一、研究国民消费的意义

按照经济学的分析,社会需求包括消费需求,投资需求和净出口。消费需求作为其中很重要的一部分,对总需求具有很重要的影响,进而对总需求政策的制定也有明显的影响,它影响着宏观经济的均衡发展。

现阶段,我国有条件也有必要依靠扩大国内需求尤其是居民消费需求促进经济发展。首先,我国处于居民消费结构优化升级的发展阶段,较高的国民储蓄率和巨大的国内市场潜力为拉动需求增长提供了物质条件。其次,我国居民生存型消费需求已基本得到满足并正向发展型消费需求升级过渡,但产业产品结构、收入分配结构、区域协调发展程度及消费政策和观念等严重滞后于消费结构升级变化的需求,既导致了消费需求的缩减,也给社会生产造成了不良影响,因此,我们必须扩大内需,推动经济增长。

关于如何扩大国内需求方面,中央经济会议曾指出增加居民消费是重点。从理论角度讲,消费需求的具体内容主要体现在消费结构上,要增加居民消费,就要从研究居民消费结构入手,只有了解居民消费结构变化的趋势和规律,掌握消费需求的热点和发展方向,才能为消费者提供良好的政策环境,引导消费者合理扩大消费,才能促进产业结构调整与消费结构优化升级相协调,才能推动国民经济平稳、健康发展。

二、影响消费水平的因素分析

(一) 模型建立与求解

居民消费水平受诸多因素的影响,例如收入水平,消费价格指数以及恩格尔系数。下表给出了从1991年到2010 年消费水平的相关数据。基于表1和表2的数据,分别建立城镇、农村居民消费水平关于其三个影响因素的多元线性回归模型,进行逐步回归分析。

(二)模型检验

1、经济意义检验 根据回归结果:城镇:y?4672.999?0.736x1?5.937x2?52.900x3 农村:y?470.486?0.721x1?1.793x2?8.827x3,得知,其中x1前面的系数0.736与0.721分别表示在城镇(农村)居民消费价格指数和城镇(农村)居民恩格尔系数不变的条件下,城镇居民人均可支配收入(农村居民人均纯收入)每增加1元,城镇(农村)居民消费水平绝对数平均增加0.736元(0.721元),与理论中描述的居民收入水平增加对居民消费水平变化有明显的影响,居民收入水平是影响消费水平增长的重要原因这个结论是一致的。

2.统计推断检验

(1)拟合优度检验:

由上面分析数据知两个模型的决定系数R分别为0.994、0.998,调整文秘站:的决定系数为0.992、0.998,可见解释变量与被解释变量间的关系极为密切,说明模型对样本的拟合效果非常好,解释变量能对被解释变量99.4% 99.8%的离差做出解释。

(2)方程显着性检验—F检验

给定显着性水平?=0.05,由表中可以看出F=823.034(3195.1),查F分布表中自由度分别为k=3,n?k?1?4的临界值2F?3,4??6.59 ,由于0.05

F>F0.05?3,4?,所以认为在5%的显着性水平下,Y对x1, x2, x3有显着的线性关系,回归方程式是显着的,即城镇居民家庭人均可支配收入(农村居民家庭人均纯收入)、城镇居民消费价格指数(农村居民消费价格指数)、城镇居民恩格尔系数(农村居民恩格尔系数)联合起来对被解释变量有显着影响。

(3)变量显着性检验—t检验给定的显着性水平?=0.05,查t分布表得出自由度为4的临界值t?4?=2.776,由于回归分析表中: 0.025

城镇: t1?25.622,t2??0.371,t3??1.956

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一、引言

国民生产总值（GDP，Gross Domestic Product），作为国民经济核算的核心指标，是指在一定时间内一个国家（或地区）所生产出的全部最终产品和劳务的市场价值。它由什么所影响呢？国内很多论文都对此做过相应研究，对象为中国国民生产总值，也有的为部分省的国民生产总值，但湖南省的情况存在空缺，尚未进行研究。本文就以湖南省为研究对象，探究其国民生产总值的影响因素，并进行计量分析，得出结论。

二、预处理

（一）变量选择

选择湖南省生产总值Y作为被解释变量。其影响因素很多，本文不能全面地给予说明分析，参考相似论文选取的变量，再根据模型本身的需要、数据获取难易等，本文选择了五个指标作为模型的解释变量：居民消费水平X1、固定资产投资X2、进出口总额X3、财政支出X4，税收收入X5。其中，居民消费水映了居民总体经济水平；固定资产投资的增长是GDP增长的主要保障；进出口总额和前两项一起构成经济发展的三驾马车；财政支出在中国处于经济建设时期的背景下对GDP有快速促进作用；而税收的多少直接影响市场中的消费投资情况，因而也会对GDP有所作用。因此，上述解释变量的选取符合经济发展的实际情况。

（二）数据收集

最后是计量经济检验中的异方差检验，通过Eviews进行异方差检验，得出P值均远大于5%（取95%为置信区间），可见基本不存在异方差性，不需进行异方差修正。

四、结论

最终确立湖南省生产总值影响因素模型如下：

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

可以看出，根据近30年的数据，对于湖南省GDP，固定资产基本不产生作用，这也与湖南的低房价和房产过剩情况相符；进出口总额的影响较弱，因湖南不是主要的进出口贸易城市；起较大影响作用的是居民消费水平和政府的财政支出，且财政支出的效果更为突出。具体量化可以估计，当居民消费增加l%，湖南GDP增加0.755417%；进出口总额增加l%，湖南GDP增加0.000109%；财政支出增加1%，湖南GDP增加3.815589%。比较特别的是税收，影响同样极大，但对湖南省GDP起负向作用，具体为税收增加l%，湖南GDP约降低4.486782%。这可能是因为政府一旦提高税收，居民将可能降低消费和投资，这将导致GDP的降低。

这也可给提高湖南省生产总值以一定启示：要重视居民消费、财政支出的作用，调整房地产结构，同时控制向居民的征税额度。

参考文献

[1]中国国家统计局.http：///.

[2]伍德里奇[美].计量经济学导论.第4版[M].高等教育.2014.

[3]单良.胡勇.基于软件EVIEWS，EXCEL，SPSS的回归分析比较[J].统计与决策，2006（4）：150-153.

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[中图分类号] F047 [文献标识码] A [文章编号] 1004-6623（2012）02-0044-04

[作者简介] 王吉恒（1964-），山东沾化人，东北农业大学经济管理学院教授，博士生导师，研究方向：财政与金融；李敏（1986-），女，黑龙江绥化人，东北农业大学经济管理学院研究生，研究方向：金融理论与政策；孟菲（1987-），女，山东梁山人，东北农业大学经济管理学院研究生，研究方向：金融理论与政策。

长期以来，我国经济发展很大一部分靠出口拉动。在 2008年国际金融危机影响下，我国出口增速下降，贸易顺差缩小，出口对经济增长的拉动明显下降，扩大消费需求成为刺激经济增长的主要手段，而当前的消费需求不足已经影响到我国经济的全面协调和可持续增长。因此，研究我国居民消费影响因素，对制定宏观经济政策，保持经济稳定增长具有十分重要的意义。

一、我国居民消费率现状

近10年来，我国国民经济一直保持高速增长。虽然经济增长速度较快，但国内居民消费所占的份额却不断下降，其突出特征是，虽然消费总额在增加，但是最终消费率却在不断下降。2000～2009年间，我国的居民消费率平均为54.41%，与前20年相比反而下降了7个百分点，比世界平均消费率（78%左右）低了20多个百分点。

我国居民最终消费率在1978年为62.1%，从1982年开始下降，而在1994年和1995年降低至57%左右，此后稍微有增长，但增长极为缓慢。从2002年开始，最终消费率再次大幅度走低，2009年下降到历史最低点48%。从我国居民消费率的结构来看，城镇居民消费率明显高于农村居民消费率。

二、我国居民消费水平的影响因素

1. 国内生产总值对居民消费水平的影响

国内生产总值（GDP）反映了一个国家或地区的经济活动总量，人均GDP通常用以评价一国的富裕程度，通常我们把国内生产总值作为经济发展水平的代表性指标。而一国的经济发展水平又与居民消费水平有很大联系。本文选取了我国1995～2009年全国支出法计算的国内生产总值和居民消费支出。

自1990年开始，我国居民消费支出随着国内生产总值的不断增长而呈现上升趋势，在1990～2009年20年间，我国国内生产总值由19347.8亿元上升到345023.6亿元，居民消费支出随之由9450.9亿元上升到121129.9亿元。因此，国内生产总值对居民消费水平有着显著的影响，并随国内生产总值的增加而增加。

2. 居民人均收入对居民消费水平的影响

根据传统及现代的消费理论，消费都与收入紧密相关。因而，收入是影响我国居民消费行为的最主要因素。但是，我国长期不合理的国民收入格局，使得居民可支配收入的增长速度总体上低于GDP的增长速度，居民消费缺乏充分的收入保障。不合理的收入分配格局最终导致居民收入占比不断缩小，降低居民消费能力。城镇居民的可支配收入由1990年的1510.2元增长到2009年的17174.7元，农村居民的纯收入由1990年的686.3元增长到2009年的5153.2元，虽然都不断增加，但仍然很低，增幅也很缓慢。2003年以来城镇居民和农村居民人均可支配收入的增长率虽然不断提高，但是2009年大幅度下降，也说明我国居民人均收入增幅速度滞后于经济的增长速度，这些是制约居民消费增长的重要原因。

3. 居民储蓄对居民消费的影响

居民的消费和储蓄互相影响，储蓄增加，现实的消费就会减少，储蓄减少，现实的消费就会增加。我国居民储蓄率一直保持较高水平。20世纪90年代以来，城乡居民储蓄存款持续增长，而过高的储蓄率是居民消费不足的重要原因。

1991～2009年我国居民人均收入不断增加，居民消费支出也随之增加，居民的储蓄存款更是从9241.6元增长到260771.1元。而居民消费支出增长率从1991～1995年逐年增加，进入2000年以后开始呈现下降趋势，随后有波动性的增长，到2008年达到近年来最大值13.5%，而2009年居民消费支出增长率只达到8.7%，而同期的居民储蓄增长率远远超过消费的增长率。纵观1991～2009年间的居民消费和储蓄状况，各年度消费的增长速度都远远低于居民消费的增长速度。因此，居民储蓄对消费有很大的影响。

4. 通货膨胀对居民消费水平的影响

近年来，我国物价大幅度上涨，直接影响到居民家庭的生活水平和生活质量。根据国家统计局数据计算，10 年间物价总体上张 25.3 7%。住房、医疗、教育等价格上涨速度已经超过了大多数家庭收入增长速度，对于那些将要购房的人来说，物价越高，越会抑制他们的消费，消费水平会越低，也就从总体上降低了居民消费率。通货膨胀使居民日常生活必需品价格价格普遍上涨，这意味着城镇和农村居民的人均可支配收入不同程度缩水。通货膨胀使居民的实际收入减少，降低了居民的消费能力。另外，通货膨胀对居民的消费预期也产生影响。居民消费价格持续上涨，一定程度上削弱了城市居民的消费欲望。预期未来收入水平下降，表现最明显的就是恩格尔系数提高，对消费结构产生影响。所以在通货膨胀下，居民的消费结构不利于优化，人们的生活水平会有所下降。

5. 社会保障对我国居民消费的影响

社会保障水平是指一定时期内一国（地区）社会成员享受社会保障的高低程度，其主要衡量指标是社会保障总支出占国内生产总值的比重。由于我国基本公共服务提供不足，基本养老、基本医疗、失业、工伤等社会保险不健全、保障水平低下，因此即使老百姓手中有钱，也不会过度消费，因为他们要保有一定的资金用于防老、防病、防失业，养育下一代。

从表1可以看出，从1998年开始我国养老保险、医疗保险、失业和工伤保险的参与人逐年上升，但是总体比例还是很低。2009年我国养老保险和医疗保险的参保比例仅为25.80%和24.04%。因此较低的社会保障水平，抑制了百姓的消费意愿。

三、影响我国居民消费因素的实证分析

（一）模型构建

层次分析法是一种定性和定量相结合、系统化、层次化的分析方法，该方法对复杂系统的决策思维过程进行量化，通过多目标多层次分析而得到广泛应用，以下是模型构建步骤：

1. 建立评价指标体系，建立系统的递阶层次结构；

2. 建立比较矩阵，设指标层的同一层内的各评价因素进行两两比较，通过级比例标度值得到比较矩阵；

3. 计算相对权重，并且对比较矩阵进行一致性检验。

（二）模型应用

1. 构建评价指标体系。目标层为我国居民消费，中间层即准则层包括：国内生产总值、居民收入、居民储蓄、通货膨胀及社会保障（见图1）。

2. 建立两两比较判断矩阵，并确定权重。依据比例标度值1～9的9个等级，由不同专家采用头脑风暴法进行评分，并对判断矩阵采用“和法”计算权重w、最大特征值λmax、一致性指标CI和一致性比率指标CR，如表2、表3所示。

A 利用MATLAB求其最大特征值及其特征向量，得：

λmax=5.2371，对应的特征向量为:

w=[0.8034,0.5373,0.2210,0.1159,0.0587]；

将其进行归一化，求得的权向量为：W=[0.4626,

0.3094,0.1273,0.0667,0.0339]。

3. 进行一致性检验。根据CI=（λ-n）/n-1，CR=CI/RI，(n=5时，RI=1.12)

求得CI=0.0309，CR=0.028

（三）对实证结果的进一步讨论

上述实证结果表明，国内生产总值、居民收入、居民储蓄、通货膨胀及社会保障对我国居民消费均有明显的影响。其中，国民生产总值和居民收入对消费的影响最为显著，权重分别为0.4626和0.3094。而居民储蓄、通货膨胀和社会保障对我国居民人均消费增长也有比较大的贡献，其权重为0.1273、0.0667和0.0339。

四、提高我国居民消费水平的对策建议

1. 提高居民收入水平。收入水平是影响居民消费需求最直接、最根本的因素，提高居民收入，消费总体水平才能真正增加。一方面，调整国民收入分配格局，协调好投资和消费的比例，提高劳动报酬占国民收入的比重，扩大中等收入者比重；另一方面，加大政府对农业和农村经济发展的支持力度，尤其在农业基础设施建设、农业科技发展与应用、市场开拓等方面加大支持力度。同时要大力发展农村小城镇，为农村非农产业发展创造良好环境和条件，促进其发展，增加农民收入，改善农村居民消费环境。

2. 缩小城乡消费差异。应该调整与完善收入分配政策，努力提高城乡居民尤其是农村居民与城市中低收入者的实际收入。首先完善各种税收政策，加强个人所得税、遗产税、赠予税的征收，从而缩小收入差距。其次实现城乡之间的转移支付。韩国农民收入的20%来源于政府的直接转移支付，而我国尚不足3%。另外增加城市低收入居民的收入，减少社会差距。

3. 建立和完善价格调控手段，整顿流通秩序。针对流通秩序混乱、交易成本过高和价格透明度不高等问题，要研究如何运用经济、法律、行政等手段整顿规范其价格行为，以保证农产品的正常供给，维护市场价格稳定。政府应控制货币供应量，实行适度从紧的货币政策，将货币供应量控制在与客观需求量相适应的水平上。

4. 完善我国的社会保障体系，消除居民消费的后顾之忧，促进消费需求和国民经济的持续增长。一是扩大社会保障覆盖面，减少居民预防性储蓄，增加居民即期消费；二是完善社会保障制度，增加居民可支配收入，扩大居民消费需求；三是完善失业保险制度，创造再就业机会，恢复居民的消费信心；四是提高城镇居民最低生活保障标准，改善低收入家庭的消费状况；最后，尽快建立农村社会保障体系，挖掘农村居民的消费潜力。政府要加大农村基础教育和农村医疗卫生体系的投入，建立和完善新型农村合作医疗制度。

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On Factors Affecting Chinese Consumption Levels

Wang Jiheng, Li Min, Meng Fei

篇7

引言

随着居民收入的逐步上升与生活质量的不断提高，居民生活引发的碳排放会越来越大。在国家积极探索内需拉动经济的同时，如何有效地降低居民部门对碳排放的影响，是中国实现可持续发展、可持续消费的重要方面。促使居民生活碳排放减少的因素主要有居民消费碳排放系数、平均消费倾向、平均家庭规模、居民能耗结构等[1-3]，不过不同因素影响效应的程度与减排潜力存在明显区别。首先，平均消费倾向呈现逐年下降的趋势，对居民生活碳排放起着明显降低效应，但不能依靠该因素达到降低碳排放的目的，因为这与国家大力刺激内需政策相左。其次，平均家庭规模虽是降低趋势，但不可能一直缩小下去，按照2014年放开单独“二胎”政策，倡导理想家庭模式为“三或四口之家”，所以未来依靠缩小家庭规模以达到降低居民生活碳排放的目的，是行不通的。再者，居民能源消耗结构呈现出无序的变动态势、各种能源比例需要进一步升级、优化，尽量使其对居民碳排放的影响效应明显化。最后，文献对于碳排放强度对碳排放的显著降低影响有着一致的结论[4-7]，这对研究中国居民消费碳排放系数对其碳排放的影响效应有重要借鉴意义，因此居民消费碳排放系数就成为基于居民部门节能减排工作的重要突破口。而居民消费碳排放系数取决于居民消费水平、居民消费模式以及居民生活用于购买能源产品的数量，属于影响居民部门碳排放的内生因素[8-10]，简而言之，与居民消费结构密切相关。鉴于此，根据居民消费结构与碳排放系数的变动特征，在考虑城乡居民消费差异情况下，探讨前者对后者的影响效应，并对使其降低的有效途径进行相应探索是非常重要的。

1 居民消费结构与居民消费碳排放系数的变动

1.1 居民消费信息熵

消费支出用途与所占比重不同，无法综合度量居民消费结构的动态演变规律，信息熵可以很好地解决这个问题。信息熵（Information Entropy）是对一种物质或体系运动无序度的量化[11]，反映其变动结构特征。将信息熵引入居民消费可以很好地考虑到不同消费项目所占的比重，反映居民消费结构演变规律。根据信息熵的计算公式，居民消费信息熵的计算方法如下：

为居民消费信息熵（Residential Consumption Information Entropy）， 表示类消费支出， 为 类居民消费支出。 综合考虑各种消费支出的比重变化，反映居民消费结构特征，是对居民消费无序度的量化。数值越大，表示居民消费无序度越大；良好的居民消费结构是从无序向有序、由低级有序向高级有序的演变。但并不表示数值越大，相应的消费结构越好，而在有序的变动过程中，趋于稳定，才视为良好的发展状态。

1.2 居民消费碳排放系数

借鉴生产总值碳排放强度与能源碳排放系数的定义，居民消费碳排放系数称为万元居民消费碳排放，表示为满足单位居民消费水平所消耗的能源产生的碳排放。尽可能在满足居民生活需求与提高生活质量的情况下尽可能降低满足单位居民消费水平（或效用）所造成的碳排放，是国家积极探索内需启动经济发展、倡导可持续消费模式的重要方面。

1.3 居民消费结构与居民消费碳排放系数的动态演变特征

由图1所示，1985～2013年中国居民消费结构与碳排放系数呈现不同方向阶段性波动：

1985～1987年居民消费信息熵缓慢上升，居民生活水平较低，恩格尔系数较大，居民消费限于基本“衣食住行”。1988～1989年居民消费信息熵有轻微下降，主要由于家庭设备用品及服务类消费支出的比重上升，引起结构变动的混乱；同时家用耐用消费品的增加，加大居民生活对能源的消耗，造成碳排放系数上升。1993～2002年居民消费结构中食品与衣着类支出比重逐渐下降，居住、交通通信、家庭设备用品及服务等支出比重持续上升，居民消费结构处于由低级向高级的逐渐转变过程中，居民消费水平有了显著提高，快于居民生活碳排放，进而居民生活碳排放系数持续下降。

2003～2007年居民消费结构持续升级，引发居民对住宅、汽车与家用电器等消费热点的需求，引起居民生活碳排放增加。这一时期居民的平均消费倾向整体下降，但对这几类的消费倾向是上升的，进而促使这一时期居民生活碳排放系数的提高。2008～2013年居民消费信息熵与居民生活碳排放系数呈现不同方向变动，前者持续增加，能源与环境压力的持续增强促使节能减排成为“十一五”规划中重要的约束性指标[10]，政府大力倡导与宣扬可持续消费或绿色消费，鼓励消费节能型产品，引导居民生活减少对能源的压力，促使居民生活碳排放系数下降。

由上文分析不难看出，1985～2013年不同时段我国居民消费结构对居民消费碳排放系数的影响效应存在差异[12]。因此，中国居民消费结构如何升级、优化调整才能促进居民部门节能减排工作的顺利进行呢？明显看出，居民生活碳排放系数与居民消费结构变动之间呈现的是非线性特征，因此不能简单地应用以往的线性模型设定两者关系，应该建立适合两者真实互动的关系的模型。阈值协整模型主要分析非线性序列，不同于以往假定变量之间呈现线性关系的模型，因此在考虑城乡居民消费差异的情况下，构建非线性阈值协整模型，揭示中国居民生活碳排放系数因居民消费结构变动与城乡居民消费差异不同而呈现机制转移的非线性效应。

2 理论模型

2.1 城乡消费差异的泰尔系数

由于我国呈现二元结构，城乡消费水平存在很大差距，而居民消费水平受城乡消费水平差距的影响，因此构建基于居民消费结构与碳排放系数的阈值协整模型时，需要兼顾城乡居民消费水平的差异。文献中度量城乡居民消费水平常常采用人均消费支出，但该指标没有反映城乡居民人口比重的变化，故计算度量城乡居民消费水平差异泰尔系数[13]，计算公式如下：

其中 分别为城镇居民与农村居民， 为消费水平， 为人口。结果表明居民城乡消费水平差距呈现先上升，继而缓慢下降的变动趋势。

2. 2 阈值协整模型的设定

表示居民消费碳排放系数， 表示居民消费结构变动信息熵， 表示城乡居民消费差异的泰尔系数。为表征居民消费结构变动对居民碳排放系数呈现非线性影响效应，需要定义非线性光滑转移函数 ，大小位于 连续函数，反映居民消费结构对其碳排放系数的影响效应随着变动程度的不同而发生变化。其中 为阈值变量， 为机制转移的位置。 为光滑参数，反映两个之间平缓速度的快慢。 为阈值参数，表示机制发生转移时阈值变量的取值。因此，居民消费结构与碳排放系数的阈值协整模型可设定为：

3 模型的检验与估计

3.1 变量的单位根检验

为确保数据适合构建阈值协整模型，虽然变量不一定是平稳序列，但一阶差分序列必须是平稳的。换言之，要求变量为一阶单整序列，即要通过变量的单位根检验。运用常用的两种单位根检验方法即 与 法进行检验，结果显示，虽然居民消费信息熵、碳排放系数与城乡居民消费差异的泰尔系数不平稳，但一阶差分不存在单位根，即三个变量是属于一阶单整序列，可以进行下一步的操作。

3.2 有关平滑转移函数 存在与形式确定的检验

确定平滑转移函数 是否存在与具体的形式，首先确定机制转移发生的位置参数，其次进行非线性检验，证明在位置参数确定的情况下所设置的模型呈现非线性；最后确定平滑转移函数的具体形式。

3.2.1 确定机制转移位置参数

位置参数的确定方法是基于平滑转移函数的三阶泰勒展开[14-15]，将展开式代入式（3），重新参数化后得到：

针对不同的 运用OLS对式（2）进行估计，根据 函数值最小确定相对最优模型，或者拟合优度即 最大时所对应的 即为机制发生转移的位置参数。本文选取 的取值范围在 ，根据表1的结果，选取 最大时对应的 。

3.2.2 非线性检验

进行非线性检验，运用基于极限分布为 的 检验，原假设为不存在非线性，即展开式中 ，拒绝原假设，认为该模型存在非线性。由表2的检验结果得知，拒绝存在线性的原假设，即该模型存在非线性。

3.2.3 平滑转移函数 具体形式的确定

通常平滑转移函数形式有两种，指数函数与逻辑函数，检验方法仍是 检验，不过原假设与备择假设的设定不同，本文设定原假设 ； ； [16-17]，如果不拒绝 而拒绝 ，则式（4）中 为指数函数，否则为逻辑函数。根据表2的检验结果，拒绝 ，则可确定函数形式为逻辑函数。

3.3 阈值协整检验

根据估计的平滑转移函数 的形式对式（4）进行估计，若模型估计的残差是平稳序列，则该模型为阈值协整模型。可以采用部分残差进行检验[18]，检验统计量设定为：

4 实证分析

4. 1模型的估计结果

为确定阈值参数，对式（4）进行 迭代估计，直至残差平方和最小，估计结果如下：

光滑函数的结果反映在考虑城乡居民消费差异的情况下，居民消费结构对居民生活碳排放系数产生长期效应，呈现非线性特征。其中光滑参数 ，表明这种非线性效应机制转移的速度较为缓慢。

4.2 分阶段分析

阈值参数 表明居民消费结构对居民消费碳排放系数的非线性转移发生在居民消费信息熵等于1.905处。如图2所示，1985～2002年居民消费信息熵小于估计的阈值参数 ，估计的光滑转移函数 等于0或接近于0。居民消费结构对碳排放系数的影响效应遵循第一机制，由 反映。1985年与2002年居民消费信息熵分别为1.56与1.85，城乡居民消费差异的泰尔系数分别为0.76与0.94，由于居民消费结构的变动引起居民生活碳排放系数分别下降了0.31与0.48。其他年份具有类似的结果，即在居民消费以“衣食住”为主的消费模式，居民消费水平还未达到小康水平，居民消费结构比较单一，处于低级变动状态时，对居民生活碳排放系数的影响效应为负，利于居民生活能源效率的提高。

当居民消费信息熵围绕在估计的阈值参数 周围波动时，估计的光滑转移函数 介于0与1之间，从而使得居民消费结构变动对居民生活碳排放系数的影响效应在第一机制与第二机制之间平滑转移，由 反映，影响效应由负向正、继而由正向负平滑转换。2003～2007年居民消费结构中私家车、住宅、高端通讯工具等成为新的消费热点，消费支出总量与比重快速增加，从而加大了居民生活碳排放。在2003年与2007年使得居民生活碳排放系数分别提高0.48与0.51，表明居民消费结构处于众多消费项目分别变动，较为混乱的变动状态，尤其是高能耗消费的增加，提高了居民生活碳排放系数。

2008～2013年居民消费信息熵大于估计阈值参数 ，估计的光滑转移函数 等于1或接近于1，这段时期居民消费结构对居民生活碳排放系数的影响效应服从第二机制，由 反映。居民消费结构中各消费项目呈现不同方向的变动，但逐步形成以住宅、交通通讯、家庭设备用品及服务与教育文化娱乐服务类支出为主，食品支出为辅的消费格局。“节能减排”理念引导居民向低能耗与低排放的方向转变，引起居民生活碳排放系数在2008年与2013年分别下降了0.124与0.127，居民消费结构变动对碳排放系数的影响效应为负，有利于居民生活中节能减排。但作用程度较弱，说明通过居民消费结构变动促进居民部门节能减排这一途径还有很大的潜力与空间。

4.3 对居民生活碳排放系数的偏效应

根据估计结果分别计算居民消费结构与城乡居民消费水平差距对碳排放系数的偏效应。如图3所示，居民城乡消费水平差异的泰尔系数对居民生活碳排放系数由负效应逐渐向正效应转变，并且有逐渐增加的趋势，表明城乡消费差距逐渐成为阻碍居民部门节能减排的重要因素。居民消费结构的变动对居民生活碳排放系数的偏效应，呈现先降后升，而后由升向降平缓转移的影响态势，不过后续降低效应不具有明显性。

5 结论

在考虑城乡居民消费差异情况下，构建居民消费结构与碳排放系数的阈值协整模型。得到主要结论如下：

第一，1985～2013年中国居民消费结构变动对居民消费碳排放系数的长期效应，因消费结构优化、升级变动，而呈现非线性的转换与演变：1985～2002年居民消费结构中“衣食”类支出逐渐下降，“住行用教”类支出比重上升，两者比重接近，逐步形成“两足鼎立”的消费模式，居民消费结构对碳排放系数的影响效应服从第一机制，呈现负效应。2003～2007年居民消费中“住行用教”类支出大幅度上升，并且属于高碳排的消费项目，引起居民生活碳排放系数上升，这一时期居民消费结构呈现增加效应，在第一机制与第二机制之间平缓转换。2008～2013年受节能减排政策以及可持续消费模式的影响，居民消费逐步向低能耗、低排放方向演变，进而引起居民生活碳排放系数的降低

第二，与之相一致，居民消费结构变动对碳排放系数的偏效应由负向正转换，继而向节能的方向演变，但负效应不是很显著。同时城乡居民消费差异对居民消费碳排放系数的影响效应整体上呈现负效应，逐渐向正效应演变，表明城乡消费差异不利于居民部门碳排放系数的降低。

从长期上看，中国需要进一步优化居民消费结构，提倡可持续消费模式、降低居民消费碳排放系数；同时缩减城乡居民消费差异，提高区域消费水平均衡化，从居民部门出发，促进节能减排工作的顺利进行。

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篇8

一、引言

改革开放以来，我国经济取得了巨大的跨越式发展，居民消费水平得到了极大的提高。统计数据显示，我国居民消费额由1990年的833亿元增加到2012年的14098.21亿元;城市恩格尔系数由0.54降低到2012年的0.36，农村恩格尔系数由1990年的0.55降低到2012年的0.39。这说明我国经济发展取得了巨大的进步，居民消费水平得到了显著提高。

关于居民消费，国内外学者做了很多研究。按区域划分，有全国性的，也有区域性的;按内容划分，主要研究消费的影响因素，消费结构的变化及演变趋势等等。本文建立居民消费额与国民生产总值、固定资产投资与财政收入之间的多元线性回归模型，通过多元回归分析探讨国民生产总值、固定资产投资与财政收入与居民消费的关系。

二、数据来源与处理

本文选取我国1990～2012年居民消费额、国民生产总值、固定资产投资与财政收入的数据，数据来源于《中国统计年鉴》。搜集数据之后，先对数据进行归纳整理，接着对数据进行取自然对数处理。本文中，居民消费额、国民生产总值、固定资产投资和财政收入分别用C、G、K和I来表示。最终数据处理结果如表1所示：

三、模型构建与求解

（一）构建多元线性回归模型

本文构建多元线性回归分析模型，以居民消费额（C）为因变量，国民生产总值（G）、固定资产投资（K）和财政收入（I）为自变量，构建的模型如下：

ln（C）=α・ln（G）+β・ln（K）+γ・ln（I）+ln（μ）

对模型进行变形可得：

C=Gα・Kβ・Iγ・μ

其中，α，β，γ分别表示国民生产总值、固定资产投资和财政收入对居民消费额的弹性系数。

（二）模型参数估计

将处理好的数据输入到eviews软件中，运用多元线性回归方法对数据进行多元线性回归分析。Eviews分析结果如图1所示：

通过图1各变量的散点图可以看出ln（C）与ln（G）、ln（K）与ln（I）之间具有很明显的线性相关关系，这说明原模型的选取是可靠的。

1. 模型参数估计

运用eviews软件对多元线性回归模型进行回归分析，可以很直观地得出结果。本文运用eviews软件进行参数估计，结果显示见表2：

由表2得出，本文的模型参数方程为：ln（C）=1.27ln（G）-0.22ln（K）-0.12ln（I）-2.89。同时，拟合优度为0.999，调整后的拟合优度为0.998，这表明方程拟合效果非常好。

2. 模型估计评价

由上述结果可得，模型估计的方程为ln（C）=1.27ln（G）-0.22ln（K）-0.12ln（I）

-2.89，在这个模型中，α=1.27，β=-0.22，γ=-0.12，这表明国民生产总值与居民消费是正相关，固定资产投资和财政收入与居民消费是负相关关系，这个符合预期。同时α，β，γ表示的是弹性系数，不考虑数据的正负，可以看出国民生产总值对居民消费的影响最大，其次是固定资产投资对居民消费的影响，最低的是财政收入的影响。

3. 对变量进行t检验

由于本文要对三个变量进行检验，故应该设立三个假设：

①H0：α=0 H1：α≠0

②H0：β=0 H1：β≠0

③H0：γ=0 H1：γ≠0

由eviews结果可知，ln（G）、ln（K）和ln（I）的t统计量分别为15.17、-3.35和-2.63。查表可得在5%的显著性水平下，t0.05（23）=2.069，由于三个变量的t统计量均大于2.069，即表明在很小的显著性水平下拒绝原假设，这意味着三个变量都是显著的。

4. 对变量进行联合检验

依据上述结论，三个变量都是统计显著，但是这并不意味着多个变量联合显著。本文接着检验三个变量的联合显著性。假设：

H0：α=β=γ=0

H1：α≠β≠γ=0

三个变量的检验结果要服从F分布，临界值为F（2，19）=3.52。

本文运用eviews软件进行F统计量的分析，分析结果如表3所示：

由表3的分析结果可知，三个变量的F统计量为86.29，这远远大于F（2，19）=3.52，表明拒绝原假设，也即三个变量是联合显著的。

四、结论

本文运用多元线性回归模型，将居民消费额作为因变量，国民生产总值、固定资产投资和财政收入作为自变量，并对各个变量进行t检验，同时将三个变量联合起来进行联合检验。通过计量分析，可以得到以下结论国民生产总值对居民消费是正向影响，固定资产投资和财政收入对居民消费是负向影响。结果显示，国民生产总值越多，居民消费额越高;反之，固定资产投资和财政收入越多，居民消费额越少，这符合人们的预期。当固定资产投资增多时，人们用于消费的收入减少，消费减少;当财政收入增加时，意味着从居民手中“拿”的越多，居民用于消费的越少。

国民生产总值对居民消费的影响最大，财政收入对居民消费的影响最小。分析结果表明，国民生产总值对居民消费影响弹性系数最大，这表明一单位国民生产总值的变化会影响比较大的居民消费;财政收入由于对居民消费的弹性系数较小，一单位的财政收入变动对居民消费的变动不是很大。

各个变量不仅单独显著，还联合显著。通过对各个变量进行t检验，检验结果表明各个变量都是显著影响的;不仅如此，本文通过构建联合检验，检验结果表明三个变量联合显著，表明这三个变量都是影响居民消费的要素。

参考文献：

[1]Tsung -wu Ho，The government sp

ending and private consumption：a panel integration analysis[J].International Review of Economics and Finance，2001（10）.

[2]Hjelm，G.，Is private consumption gr-

owth higher（lower）during periods of fiscal contraction（expansion）[J].Journal of Economics，2002（24）.

[3]胡书东.中国财政支出和民间消费需求之间的关系[J].中国社会科学，2002（06）.

[4]李广众.政府支出与居民消费：替代还是互补[J].世界经济，2005（05）.

篇9

问题的提出[①]

消费是经济发展的动力，是拉动经济增长的三驾马车之一。2008年按支出法计算，河南省国民生产总值18473.14亿元，居全国第五位，最终消费支出为7759.33亿元项目管理论文，占国民生产总值的42.0%（最终消费率），低于全国最终消费率平均水平6.6个百分点，居全国第25位。2007年河南省政府消费支出2011.27亿元，占国民生产总值的13.4%（政府消费率），居民消费支出4820.00亿元，占国民生产总值的32.1%（居民消费

图1 河南省消费不足的逻辑推理

率），按照著名发展经济学家H.钱纳里等实证研究，政府消费率一般维持在11.9%—15.0%之间，河南省政府消费率符合H.钱纳里的标准结构（箭头 1），但是居民消费率却远低于标准结构中的居民消费率大于60%的水平论文服务。在居民消费支出中，河南省城镇居民消费支出为8837.46元项目管理论文，占城镇居民收入的66.793%，低于全国平均水平4.5个百分点，居全国倒数第5位。据初步统计2009年河南省城镇居民家庭恩格尔系数为34.2%，依据联合国粮农组织提出的恩格尔系数标准，河南省城镇居民生活水平自1996年已进入小康层次，消费方式已经开始由生存型向享受发展型转变，基生活消费已经基本稳定且弹性较低（箭头2），所以非基本生活消费低是才是问题的根源（如图1）。

一、基于非基本生活消费模型分析

1、非基本生活消费的概念及界定

生活消费按满足人们需要的顺序，可分为基本生活消费和非基本生活消费，基本生活消费是维持劳动力再生产所必须的、最低限度的消费。非基本生活消费则是基本生活消费的对称，是超出维持劳动力再生产所必需的消费。一般而言项目管理论文，人们只有在满足了基本生活消费的条件下，才有可能发展非基本生活消费。本文参考了《消费经济学大辞典》的合理词义解释部分，并对非基本生活消费做了一定的延伸和补充论文服务。非基本生活消费是指在满足人们维持和延续其生命的基本生活消费的前提下，用于满足自身发展和发挥其体力、智力以及为使生活舒适的物质消费、精神消费和劳务消费的总称。生活消费支出、基本消费支出、非基本生活消费支出分别用CE(consumption expenditures)、BLC(basic living consumption)、NBLC(non-basic living consumption)表示。

2、扩展线性支出系统（ELES）下非基本生活消费的模型构建

假定某一时期人们对各种商品(服务)的需求量取决于人们的收入，而且人们对各种商品的需求分为基本需求和超过基本需求之外的需求两部分，居民在基本需求得到满足之后才将剩余收入按照某种边际消费倾向安排各种非基本消费支出。非基本生活消费的ELES模型需求函数[②]：

参数是边际消费倾向，满足：0

对模型的进行变形：

令V=；a=；b=

对方程式进行回归可得a*和b*，进一步可求出：

3、非基本生活消费的计量分析

模型采用1993—2008按收入水平分组的河南省城镇居民消费支出的截面数据，为了修正和避免数据出现异方差，本文采用了加权最小二乘估计（WLS）法对方程参数进行回归估计项目管理论文，权重W=resid^(-2)。显著水平选取为0.05。t(d)是β*i的t观测值，R2为方程的可决系数论文服务。

通过EVIEWS软件进行WLS回归结果如下[③]：

2008年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=598.6320 R2=1.000000 D-W=2.276046 F=358360.2

2007年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=31.44564 R2=0.999890 D-W=2.310967 F=988.8286

2006年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=59.77045 R2=1.000000D-W=1.776125 F=3572.506

2005年河南省城镇居民消费ELES模型的回归估计参数

tβ=2019.675R2=1.000000 D-W=1.427389 F=4079087.

2004年河南省城镇居民消费ELES模型的回归估计参数

tβ=239.4272R2=1.000000D-W=1.674908 F=57325.39

2003年河南省城镇居民消费ELES模型的回归估计参数

tβ=128.6925R2=0.999795D-W=1.609279 F=16561.75

2002年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=180.7875R2=0.999991D-W=1.718861 F=32684.13

2001年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=175.2843R2=0.999999D-W=1.181300 F=30724.59

2000年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=30.37496R2=0.999990D-W=1.323353 F=922.6385

1999年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=445.2760 R2=1.000000 D-W=2.680368 F=198270.7

1998年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=133.6603R2=0.999997D-W=1.623019 F=17865.07

1997年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=341.95878R2=0.999954D-W=1.505179 F=1760.539

1996年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=99.82376R2=0.999999 D-W=1.794003 F=9964.783

1995年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=1196.196R2=1.000000D-W=1.504203 F=1430885.

1994年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=3144.5403R2=0.999990D-W=2.396234 F=20891.89

1993年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=42.16312R2=0.999993D-W=2.142866 F=1777.729

1992年河南省城镇居民消费ELES模型的估计参数

tβ=202.8902R2=0.999990 D-W=1.223436 F=41164.42

汇总回归方程估计结果，通过Excel软件处理结果如下：

表1 1993-2008年河南省城镇居民基本消费和非基本消费支出情况单位：元

类别

年份

CE

a*

b*（β*i）

BLCi(BLC)

NBLC

2008

8837.46

1475.782

0.562177

3370.727

5466.733

2007

7826.72

1268.192

0.593939

3123.156

4703.564

2006

6685.18

1603.482

0.511453

3282.145

3403.035

2005

6038.02

1209.152

0.541007

2634.358

3403.662

2004

5294.19

1197.215

0.522404

2506.753

2787.437

2003

4941.60

955.1838

0.562634

2183.946

2757.654

2002

4504.68

1417.536

0.480717

2729.795

1774.885

2001

4110.17

676.3441

0.651922

1943.082

2167.088

2000

3830.71

814.1469

0.633153

2219.309

1611.401

1999

3497.53

745.6160

0.607170

1898.063

1599.467

1998

3415.65

882.5848

0.605248

2235.796

1179.854

1997

3378.02

590.5870

0.681768

1855.838

1522.182

1996

3009.35

596.1219

0.635379

1634.908

1374.442

1995

2673.95

622.2854

0.615177

1617.069

1056.881

1994

2155.15

359.2111

0.684511

1138.585

1016.565

1993

1609.26

393.4778

0.608181

1004.234

605.0264

1992

1342.58

260.5322

0.674353

800.0448

542.5352

数据来源：1994-2009年河南省统计年鉴

二、基本生活消费与非基本生活消费图示分析

1、量的图示分析

河南省城镇居民人均消费支出在1992年仅为1342.58元，在2008年达到8837.46元，基本生活消费自1992年的人均800.0448元变化到2008年的人均3370.727元，非基本生活消费也从1992年人均542.5352

图2城镇居民消费支出、基本生活消费与非基本生活消费比较

元增加至2008年的人均5466.733元。如图2所示，我们不难发现，基本生活消费的变化趋势比较缓慢，而非基本生活消费的上升趋势较明显。其中，2001年非基本生活消费在首次超过基本生活消费，虽然在2002年有所下降项目管理论文，但是在2003年非基本生活消费又超过基本生活消费，并逐渐扩大差距，截至2008年非基本生活消费已超出基本生活消费2096.006元。

2、增量投向与拉动分析

河南省城镇居民人均消费支出增量（CE）明显呈倒“U”型，从1993年的人均266.68元降低至1998年的37.63元，随后逐步上升，其中，近两年的人居民消费支出增量明显，2007年为人均1141.54元，2008年为人均1010.74元。基本生活消费增量（BLC）的波动不明显，在九十年代前期逐步降低，随后又逐步上升到1993年的水平项目管理论文，维持在人均200元左右，增量投向比和贡献率总体呈下降趋势，说明基本生活费已趋于稳定。与基本生活消费增量不同，非基本生活消费（NBLC）波动比较明显，总体呈逐步增加趋势，说明非基本生活消费受外界影响较大，也是拉动增量增长的主力论文服务。增量投向比与贡献率也能很好的说明这一点，非基本生活消费增量投向比从1993年的0.23433上升至2008年0.75506，期间虽然起伏较大，但是趋势比较明显，贡献率也从1993年的4.7的百分点扩大至2008年9.8个百分点。分析的结果（表2）表明非基本生活消费的拉动潜力比基本生活消费大。

表2 河南省城镇居民消费增量投向与贡献率比单位：元、%

年份项目

CE

BLC

NBLC

增量投向比

贡献率

BLC/CE

NBLC/CE

CR1

CR2

1993

266.68

204.1892

62.4912

0.765671

0.23433

0.152087

0.046545606

1994

545.89

134.351

411.5386

0.246114

0.753886

0.083486

0.255731578

1995

518.8

478.484

40.316

0.92229

0.07771

0.222019

0.018706819

1996

335.4

17.839

317.561

0.053187

0.946813

0.006671

0.118761009

1997

368.67

220.93

147.74

0.599262

0.400738

0.073415

0.049093658

1998

37.63

379.958

-342.328

10.09721

-9.09721

0.112479

-0.10133984

1999

81.88

-337.733

419.613

-4.12473

5.124731

-0.09888

0.122850116

2000

333.18

321.246

11.934

0.964182

0.035818

0.091849

0.003412122

2001

279.46

-276.227

555.687

-0.98843

1.988431

-0.07211

0.145061098

2002

394.51

786.713

-392.203

1.994152

-0.99415

0.191406

-0.09542257

2003

436.92

-545.849

982.769

-1.24931

2.249311

-0.12117

0.218166218

2004

352.59

322.807

29.783

0.915531

0.084469

0.065324

0.006026995

2005

743.83

127.605

616.225

0.171551

0.828449

0.024103

0.116396465

2006

647.16

647.787

-0.627

1.000969

-0.00097

0.107285

-0.00010384

2007

1141.54

-158.989

1300.529

-0.13928

1.139276

-0.02378

0.194539115

2008

1010.74

247.571

763.169

0.24494

0.75506

0.031632

0.097508152

注：CR1、CR2代表基本生活消费、非基本生活消费对城镇居民生活消费的贡献率。CR1=g*BLC/CE项目管理论文，CR2= g*NBLC/CE，其中g=(CEt-CEt-1)/ CEt-1

三、预期收入与非基本生活消费的模型分析

1、预期收入与非基本生活消费的模型构建

建立预期收入与非基本生活消费模型需要对预期收入的形成机制做出某种假定，本文主要采用自适应预期模型，假定消费主体对收入的预期是通过一种简单的学习过程而形成的，其机理是，消费主体会根据自己过去在作预期收入时所犯的错误的程度，来修正他们以后每一时期的预期收入，用数学式表示就是：

Yt*=Yt-1*+λ(Yt—Yt-1*)，其中Y*为预期收入，λ为适应系数，0≤ λ≤1项目管理论文，模型的推导过程为：

NBLCt=??+??Yt*+??t………………………………（1）

将变形后的收入自适应过程代入（1）式：NBLCt=??+??[λYt*+(1—λ) Yt-1*]………………………(2)

将(1)—(2)×(1-λ)，整理得：NBLCt=λ??+λ??Yt+(1—λ) NBLCt-1+[??t—(1—λ) ??t-1] ………………（3）

令a=λ??，b0=λ??，b1=(1—λ)，ut=[??t—(1—λ) ??t-1] ………………………………（4）

模型可以变形为：NBLCt=a+ b0Yt+ b1 NBLCt-1+ut t………………………………（5）

对（4）式一阶自回归模型进行回归，可以得到a、 b0、 b1的估计值，代入（4）式可求出模型估计值。

2、预期收入与非基本生活消费的实证分析

1）通过eviews软件分析得出以下回归结果[④]：

表3 自适应预期模型回归结果

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

-405.7075

128.1870

-3.164967

0.0075

Y

0.607486

0.090002

6.749687

0.0000

NBLC(-1)

-0.538431

0.253073

-2.127573

0.0531

R-squared

0.978529

Mean dependent var

2276.867

Adjusted R-squared

0.975226

S.D. dependent var

1383.685

S.E. of regression

217.7894

Akaike info criterion

13.77229

Sum squared resid

616618.6

Schwarz criterion

13.91715

Log likelihood

-107.1784

F-statistic

296.2347

Durbin-Watson stat

1.973887

Prob(F-statistic)

0.000000

2）模型检验

德宾h检验：

通过excel软件计算，Var（b1*）= 0.221790948，回归结果中D-W=1.973887

= 0.059412

因此接受原假设??=0，说明该回归模型不存在一阶自相关。

统计推断检验：

由表3数据可得可决系数R2=0.978529修正的可决系数为0.975226，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好论文服务。由回归的结果可以看出t(b0*)=6.749687项目管理论文，t(b1*)=-2.127573，prob(b0*)=0.00000

3）预期收入与非基本生活消费的方程

NBLC=-263.7151+0.39487Y*

从式中我们知道，预期收入对非基本消费有显著影响，当预期可支配收入每增加1元，就有0.39487元用于非基本生活消费。

四、政策建议

河南省城镇居民消费水平已达到富裕层次，通过基本消费与非基本消费支出的趋势描述以及各自的增量投向与拉动分析，可知基本生活消费支出已经趋于稳定，非基本生活消费是扩大消费居民消费的关键，从回归的结果看，预期收入对非基本生活消费有显著影响，所以增加和稳定城镇居民预期收入是提高城镇居民消费的着力点。

参考文献

[1]黄心田，易法海.湖北省城镇居民食物消费结构趋势分析[J] 统计与决策，1999（02）

篇10

利率调整与居民收入状况

（一）利率调整背景与动因

2000-2012年我国共调整了18次利率。这段时期利率经历了一大一小两个先上调后下调的过程。2002年2月，中央银行下调了金融机构存贷款基准利率，一年期存款利率由2.25%降至1.98%；一年期贷款利率由5.85%降至5.31%。利率下调表明意在通过调整来继续促进经济增长，扩大国内消费与投资。

2004-2008年我国存、贷款基准利率分别调整了12次和14次。这一阶段，利率既有上调也有下调。其中存贷款利率从2004年10月29日起连续上调了9次（其中第9次名义存款利率不变，但取消了利息税实际是上调存款利率）；2008年10月9日起至2008年年末利率又经历了连续的下调。2004-2008年9月之前我国利率都是小幅持续上升，一年期存款利率通过8次，每次0.27%的调整和最后1次取消利息税，到2008年10月我国一年期存款利率已升至4.14%；一年期贷款利率从2004年起经过9次上调，到2007年12月已经调至7.47%；央行在这段时间对其他各档次金融机构存贷款基准利率也进行了调整。这一阶段对利率的调整，是我国连续多月一些行业投资过热，通货膨胀压力存在导致的。央行希望通过上调存贷款利率：一方面以较高的贷款利率增加部分行业和企业经营成本，抑制发展过热的行业；另一方面借助较高的存款利率对居民因通货膨胀而导致的货币贬值进行补偿。

央行决定自2008年9月16日起取消各档次存款利率的利息税，此后又在三个月的时间内四次下调各档次存贷款利率，一年期存款利率经过四次调整已由原来的4.14%降至2.25%，一年期贷款利率由原来的7.2%降至5.31%。这一阶段利率调整频率高，仅三个月基准利率调整了四次；调整过程中打破了以往一年期存款利率只调0.27%的做法，如2008年11月27日一年期存款利率直接由3.6%下调至2.52%，调整幅度是以往的四倍；这次对活期存款利率也进行了调整，由原来的0.72%下调至0.36%，这在以往是比较少见的。利率调整的主要依据是我国已经发生较大变化的经济环境：持续的物价上涨已经不存在，甚至出现了通货紧缩的局面；发源于美国的金融危机使我国经济发展明显趋于缓慢，居民消费也出现了萎缩的情景。针对这种情况，中央银行采取了调整利率的措施。利率调整后，居民消费增加，利率降低使企业成本减少，鼓励了各行业发展，从而缓解由金融危机对经济发展带来的负面影响。

2008年后的近两年时间里利率都保持不变，自2010年10月20日起我国进入了加息阶段，存款利率从2008年12月23日的2.25%经过五次调整至2011年7月7日的3.5%，贷款利率也做了相应调整。这一阶段利率的连续上调是在金融危机对我国经济产生负面影响基本消除的情况下做出的，这也说明了经济萎缩的局面已经好转，经济又出现了较快的发展，低利率对经济特别是投资方面已经发挥较好的作用。

（二）居民收入状况

我国居民的收入水平处于不断增长的状态，无论是城镇居民的可支配收入，还是农村居民的纯收入，都符合不断增长的趋势。2000年我国城镇居民的可支配收入为6280元，农村居民的纯收入为2253.4元；2004年这两个指标值分别为9421.6元和2936.4元；2008年这两个指标值分别升至15780.8元和4760.6元；2011年这两个值分别为21810元和6977元。不断增长的居民收入水平对消费力的提升究竟有多大的贡献？无论贡献大小，毋庸置疑的一点是：居民收入一定会影响到居民消费。

居民消费与利率、居民收入的实证关系

现实中影响居民消费行为的不仅仅是利率，还有收入、通货膨胀、预期等因素。利率调整会对居民产生替代效应和收入效应，而凯恩斯的绝对收入理论认为，收入对居民的经济选择有着决定性的作用，本文将选择利率和收入作为自变量来进行分析。

（一）变量、样本数据的相关说明

本文实证分析所采用的样本数据是2000-2011年12年的数据，采用这12年的数据是因为我国从1996年起开始进行利率市场化改革，2000年以后我国利率结构和水平比较合理完善，市场经济发展比较成熟，用这样的数据进行分析所得到的结论和政策建议更加具有现实指导意义。

用居民消费增长率X代表居民的消费行为，一年期实际存款利率R2和城乡居民实际收入的增长率D作为自变量（实际存款利率是对名义存款利率按时间加权平均处理后，通过公式计算得到的）。具体数据如表1所示。

建立模型：

X=c+a*D+b*R2 （1）

（二）实证结果及分析

对消费增长率与收入增长率、实际利率R2所做的回归分析，具体结果如表2所示。

由表2可得估计结果：

X=4.247269+0.521589D-0.601195R2

t=（0.789832）（1.087910）（-1.170098）

R2=0.387606 F=2.848206 D.W.=1.893768

通过实证分析，可以得到如下的结论：

一是一年期实际存款利率与居民消费增长率之间呈负相关关系。一年期实际存款利率每上升1%，居民的消费增长率就会下降0.601195%。这符合利率与居民消费的一般理论，即利率下调，主要是刺激居民增加消费；而利率上调则相反。另外，居民的消费水平与收入增长率保持着较高的正相关关系。居民收入每增加1%，其消费就会增加0.521589%，可见居民收入对其消费水平的影响较大。

二是模型的t统计值分别为1.087910、

-1.170098，这两个统计值的绝对值均小于t0.05（n-3）的临界值2.262；F统计值2.848206也明显小于F0.05（2，9）=4.26。这表明t和F都未通过检验，说明应该拒绝原假设。即我国居民的消费增长率和实际利率之间存在不显著的负相关关系，我国居民消费增长的利率的弹性很小。

扩大内需的制约因素

通过2000-2011年我国利率的变动情况可以发现，2004年以前我国下调利率以刺激居民消费，2004-2007年我国上调利率以抑制部分消费市场，2008年连续的利率下调是刺激消费以应对金融危机带来的经济衰退；2010年对利率的调整主要是鼓励居民储蓄，并以此为投资提供资金拉动经济增长。通过利率调整对居民消费的实证分析得到结论：实际利率调整对居民消费水平的影响非常小。这与吴海贤通过时间偏好模型得到的结论是一致的：其通过建立时间偏好模型分析了利率调整对城乡居民消费的刺激作用，通过分析得到利率政策在我国对居民消费的影响是不显著的。

通过这一段居民收入的变动情况可以发现，我国城镇居民的收入水平在不断提升。居民消费与居民收入的实证分析表明，居民收入对居民的消费影响较大，居民消费的增加主要源于收入的增加。2000年后我国居民的消费水平在逐步提高，这主要与我国经济稳步发展和居民收入水平稳步提高有关而与利率调整的作用不大。

我国居民的消费行为受利率变动的影响小而受收入变动的影响大，这是由于以下几方面原因造成的：

一是我国居民受历史和传统思想影响较深。生活过程中大部分居民还保留着“勤俭持家”、“量入为出”的做法，除必须和基本的支出外其余收入都转化为储蓄。

二是我国目前的经济发展水平和结构决定了居民的消费状况。高收入阶层掌握了相对较多的资金，而随着他们收入的增加其边际消费倾向不断递减；而低收入居民由于手中的资金有限，出于子女教育、养老、防病和购买住房等方面的考虑，他们会将收入尽可能的储蓄起来，从而替代消费。

三是居民的预期作用。随着社会环境、经济环境的不断变化，居民对经济变化和相应各项费用支出的心里预期加强了。市场经济与计划经济相比较，竞争不断加剧，出现了失业等现象加剧了居民对未来的不确定性，从而强化了居民的储蓄行为；在经济发展过程中，居民对提高生活水平的要求具体表现在对住房、汽车等家庭耐用品的需求，这也导致居民在一定时期内多储蓄而少消费。

四是社会税负负担较重。国家应适当降低企业生产的各项税收，使我国企业的税负负担与世界上其他发展中国家及发展国家基本一致，增加企业收入和利润，进而带动居民收入的增加来保障经济中强劲的消费力。

总的来看，影响居民消费的主要因素是收入水平，因而当前实现居民收入的不断增加，才是扩大内需的根本途径。

参考文献：

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7.易丹辉.数据分析与EVIEWS应用[M].中国统计出版社，2005

篇11

21世纪初中国经济发展进入工业化中期阶段这一时期我国居民消费结构将随着产业结构、收入分配结构.人口结构等一系列结构的变动特别是经济体制改革的深化而发生剧烈变化。

凯恩斯主义指出总需求不足是经济萧条的一个重要原因但由此从理论上推论出只要将总需求提高到与总供给相等的水平就能恢复经济均衡则是有问题的，因为经济均衡不仅取决于供给与需求在总量上的相等，更取决于在结构上的一致。因此研究居民消费结构的变动对扩大国内需求、促进经济持续增长有着十分重要的意义。

一、居民消费结构升级的机理

居民消费结构是指消费储蓄结构和消费支出结构的统一按照国际经验人均GDP超过1000美元之后将触发国内社会消费的结构升级。2003年我国人均GDP达到109。美元国内居民的财富积累达到了消费升级的临界点居民消费将出现显著的结构性升级换代，伴随着消费结构性升级消费支出也将大幅增加。社会生产力的发展和科学技术的进步是导致居民消费结构升级的根本动因。一方面随着经济的发展居民收入必定会不断增加。消费函数理论表明收入是消费的决定因素，居民收入是消费需求的基础。居民消费结构升级是源于居民收入的不断提高而居民收入的提高依赖于经济的发展。由于居民收入变动方向和居民消费变动方向的一致性在居民收入不断提高的前提下，必然导致消费总量的增加和消费结构升级。另一方面社会生产力和科学技术的不断发展，导致社会总供给及其结构不断升级为消费需求增长和消费结构升级提供了可能性和条件。一般地社会总供给可分为基本性消费品、享受性消费品和发展性消费品。在生产力发展初级阶段社会总供给以基本性消费品为主，与此相应的居民消费结构中基本的、必需的消费品占较大的比重此时消费结构是低级的。随着生产力的不断发展各种享受性和发展性产品不断增多产品的质量也不断提高，在社会总供给结构中享受性和发展性产品的比重不断提高，实现了结构升级与此相应的居民消费结构中享受性和发展性消费品的比重逐步上升，此时消费结构也会逐步升级(表)。据世界银行对40多个国家的消费发展状况调查表明由日常消费进入住、行等重大消费升级一般发生在人均GDP达到1000美元以上。当一个国家人均GDP达到1000美元时住房消费开始进入快速增长期;当人均GDP达到300。美元时将进入汽车消费快速增长期。我国目前人均GDP已超过1000美元且有三分之一的省市人均GDP超过1500美元上海、深圳、广州、北京等大城市人均GDP已超过300。美元。这为消费水平从万元级向十万元级或几十万元级升级提供了积累和准备，可以说消费结构升级在我国已初见端倪。

二、我国消费结构的国际比较

与主要国家和地区人均GDP1000美元时消费结构比较我国居民消费支出结构具有如下特点

1我国生活型消费比国际水平偏高。2003年我国人均GDP达到109。美元在城镇居民中只有中等收入户、中等偏上收入户和高收入户等60%的居民家庭达到人均GDP1000美元时恩格尔系数41%以下的国际平均水平全国76%的人口恩格尔系数没有达到应有水平。

2农村居民居住类消费支出比重过高。2003年我国城镇居民居住类消费支出比重为11%基本和主要国家不相上下农村居民居住类消费支出比重高达16%大大高于平均水平尤其是农村高收入组居民2003年的恩格尔系数为38%基本相当于主要国家和地区人均GDP1000美元的消费水平但其居住类消费支出比重高达19%和主要发达国家人均GDP20000美元左右时的居住类消费支出比重不相上下与其实际收入水平和消费水平严重不相匹配这对农村居民的其它类别消费具有严重的挤出效应不利于农村消费市场的启动。

3.其他发展享受型消费不足。我国居民家具、家庭设备消费支出比重不足:2003年我国城镇居民和农村居民家具、家庭设备及服务类消费支出比重分别为6%和4%，都大大低于主要国家和地区的平均水平说明我国家电市场仍有发展空间，尤其在农村市场，彩电、冰箱、洗衣机等日常家用电器的普及水平还有待提高。

4教育和医疗消费偏高。我国城镇居民文教娱乐支出比重达14%，其中城乡居民用于教育方面的支出占到50%，而一般国家这类比重为20%。世界上大多数发达国家或地区以财政对教育的投入为主我国也应该采取措施逐步减轻居民教育负担.为扩大其它消费创造条件。

三、我国消费结构变动的趋势预测

目前，随着我国经济的快速增长，城乡居民收入的稳步提高(表)使得我国居民的消费结构进入了加快升级阶段新的消费热点开始启动。未来我国居民的消费活动将进一步活跃消费率将继续提高，消费总量将持续增长。

我国居民消费结构升级的发展趋势主要体现在以下几方面

1居民消费结构进入升级换代的剧变期。根据发达国家的经验，人均GDP达到100。美元时，消费结构升级加快每一经济发展阶段都有不同的消费热点不断切换。在现阶段，我国人均GDP已达到130。美元，因此居民消费结构变动将由前一阶段的平面扩张缓变期进入升级换代的剧变期导致居民消费结构升级进一步加快。

2.居民消费结构由生存型的温饱消费向享受型、发展型的现代消费转变。世界各国的发展经验表明，人均GDP达到100。美元一3000美元时，居民消费由温饱消费向现代消费转变。纵观近几年的我国居民消费结构的变化消费的内容是吃好、穿好、住好和玩好其中最突出的是恩格尔系数将进一步下降，非恩格尔系数如医疗、保险、娱乐教育、文化服务等发展型甚至享受型消费系数呈上升趋势，消费结构将出现良性变动。

篇12

[摘要]中国处于世界经济大形势之下,所以为了更加完善的认识中国居民消费的现状及其存在问题,我们通过居民消费水平的国际比较、支出法核算的三大需求对GDP的影响等分为三个方面分析中国居民消费问题并提出合理有效的解决方法。

[关键词]国民经济核算;居民消费;三大需求

首先,从GDP的国际比较入手,在汇总《中国统计年鉴》2001―2010年的数据后,分析中国与世界主要国家之间的差距(见下图)。

2001―2010年各国GDP比较

从GDP数值方面分析,中国GDP的总体走势是上升的,但是同经济大国美国同期比较,虽然在增长幅度上占优势,但是总数值仍有极大的差距需要跨越;不可否认的是中国仍是全世界GDP强国,尤其在2009年经济危机的时候,在世界平均GDP负值的情况下,我国仍然保持了92%的同期增长率。由上图可以看出,中国的GDP的发展情况与世界各国相比较仍处于比较靠前的位置,我国2005年GDP首次超过英国,成为仅次于美国、日本和德国的全球第四大经济体。而且通过GDP增长率分析可以看出,中国GDP在2001年到2007年一直处于快速增长阶段,但是,我们不得不理智地看待这个问题,自2008年开始,中国的GDP增长率开始下跌,虽然与其他国家相比仍处于优势,但是我们应当正视问题,从中找出原因来。

我国想要继续扩大GDP,加速国内经济发展,改善居民生活质量,就要从宏观的方面看待这件事情。受金融危机冲击,美欧发达国家消费需求大幅下降,直接影响到中国的出口增长,中国经济增长转向国内投资与消费需求的支撑,国际社会更对中国消费需求寄予厚望。与此同时,中国人均GDP正式迈入3000~6000美元阶段,这也成为推动社会、经济结构转型的关键因素。但是,如何转型为以内需为主导的可持续发展模式,我们仍需借鉴有关国家扩大消费的政策经验与教训,厘清各种认识误区和政策取向。所以,居民消费低已经成为中国不容忽视的问题所在,以下,我们就从不同方面分析居民消费问题。

1居民最终消费占GDP比重

我国居民消费低于世界平均水平。国际对比分析显示,现阶段我国居民消费水平较低、增速较慢、消费能力较弱,消费结构有待优化升级。

2008年我国居民最终消费率为353%,不仅低于世界平均水平,也低于低收入国家平均水平。而且,比较突出的问题是,我国居民消费规模较小、增长缓慢。我国居民消费支出总量在世界的位次要低于GDP总量的国际地位,增速要慢于GDP的增速。

自1995年以来,各国的居民最终消费率平均水平一直保持在55%~57%,美国的最终消费率则保持在60%以上,并在2001年后上升至70%以上;与中国同处亚洲地区的日本,其居民最终消费率也保持在50%~70%的水平。而中国的居民最终消费率则始终处于低迷水平,长期停留在50%以下,并自2004年起降至40%以下。

中国居民消费率不仅低于发达国家水平,而且其发展趋势也与其他国家相左。各国居民消费率均保持平稳甚至小幅上升的态势,整体居民消费率也保持平稳;而中国居民消费率水平则从2000年起步入下降通道。与发达国家相比,中国居民消费呈现出水平低,同时发展趋势向下的特征。

2居民可支配收入占GDP比重

中国的GDP即使已成为世界第四,但我国人口众多,普遍收入不高,且巨大的收入差距是众所周知的一个严重问题,所以有效市场规模也就大打折扣。20世纪90年代中期以来,收入差距对需求的影响引起了我国社会各界的普遍关注。收入差距是影响市场需求规模的重要因素。

在最终分配中,居民消费倾向低、储蓄倾向高的现象十分明显。经过收入再分配以后,2005年居民可支配收入占GDP比重为594%,但仍低于主要发达国家。在居民可支配收入中,我国居民消费和储蓄比重分别为644%和356%,而主要发达国家居民消费占可支配收入比重在80%以上,美英等国家更是达到了95%的消费比重,差距十分明显。

各阶层之间、城乡之间居民收入差距过大抑制消费支出。由前述我国居民消费水平分析可知,我国城乡居民收入差距较大,对居民消费的增长也有极大的影响。

3三大需求对GDP增长的平均贡献率和拉动

现阶段我国的收入分配机制也存在着较大的问题,中国的收入差距已经扩大到相当严重的程度,城乡之间的一道道资金、市场、技术、劳动力等壁垒,阻碍了生产要素在城乡之间的交流,并影响了整个国民经济的协调发展。一方面,农产品市场难以扩张,农业生产难以持续增长,农民收入的增加受到严重影响;另一方面,农村消费品市场与城市消费品市场的等级在不断拉大,农村需求结构得不到提升,必然影响与需求有关的供给结构。三大需求对GDP增长的平均贡献率和拉动的中美比较对GDP增长的

贡献率%对GDP增长的拉动

(百分点)最终消费资本形

成总额净出口最终消费资本形

成总额净出口GDP

年均

增长

率%中国3920398021004604602401170美国80702980-980240100-030320

如上表所示,在初次分配方面,劳动者所得偏低、企业所得偏高的问题比较突出。2005年,我国劳动者报酬占GDP的比重为417%,明显低于发达国家,美国、日本、英国、法国、德国在50%~57%。营业盈余占GDP比重为296%,明显高于主要发达国家;固定资产折旧比重为15%,低于日本,高于美国、英国、法国;生产税净额比重为136%,低于韩国,高于美国、日本、英国和德国。且由上表可明显看出,我国与美国的最终消费所占GDP比重仍有相当大的差距。

4结论

综合分析来看,制约我国居民消费的因素很多,既有经济发展水平因素,也有发展战略因素;既有结构性因素,也有体制和机制因素。应注重短期刺激和长期调整政策相结合,通过提高居民收入、调整消费结构、加大民生工程投资力度以及改革分配机制、缩小收入差距、完善社会公共服务体系等综合措施,充分挖掘我国居民消费潜力,提高居民消费对经济发展的拉动作用,推进我国经济发展阶段的跨越性转变。

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国民经济核算的论文范文二：森林综合核算纳入国民经济核算的意义

摘要 将森林核算结果纳入国民经济核算，目的是在传统经济核算中对森林的处理方法加以扩展，对森林及其在经济社会发展中的贡献做更加全面的整体评价。

关键词 森林 综合 核算

在支撑当今经济社会可持续发展的物质、文化和生态等三大类产品中，生态产品已成为社会最短缺、最急需和大力发展的产品，提高生态产品的供给能力已成为林业部门极为重要、艰巨和迫切的任务。因此，必须及时开展森林价值及绿色国民经济核算研究，客观地评价，林业为国民经济发展和人民生活提高所做出的贡献，准确地反映森林资源的变化和经济发展对森林资源的影响，反映森林资源对可持续发展的支撑力，为国家制定促进森林资源可持续发展的政策提供科学依据。

将森林核算结果纳入国民经济核算，目的是在传统经济核算中对森林的处理方法加以扩展，对森林及其在经济社会发展中的贡献做更加全面的整体评价。森林综合核算的内容包括两个部分，第一是要对森林自身的价值进行核算，要将其包含在国民财富之中，第二是要对森林所提供的产品与服务，即森林的产出进行综合核算，并尝试与国内生产总值衔接起来。

一、森林总价值与国民财富

森林是一个国家所拥有自然资源财富的重要组成部分，因此有必要核算森林的总价值即森林的存量价值，并将其纳入国民财富。

1.森林总价值核算

原则上，森林总价值应该是森林所具有的全部功能的价值，包括提供物质产品的功能价值和提供生态服务的功能价值。但是，从目前核算所能够实现的程度看，森林存量价值主要是指林地和林木价值总和。

2.森林总价值对国民财富总量的调整

现有国民经济核算中，国民财富的核算对象是各种所有权确定、可以为其所有者在目前以及一定时期内带来经济收益的经济资产，其中包括各时期生产活动产出成果被积累起来形成的生产资产，以及一部分符合经济资产定义的非生产资产;而且，核算中以市场价格作为财富的基本估价原则，核算的是各种资产的市场价值。就森林主题而言，上述基本原则会在两个方面导致无法在国民财富中体现森林的重要性。第一，从内容而言，一般来说，人工林属于生产资产，可以包括在国民财富核算范围内，但天然林却有可能因为不符合经济资产的定义而被排除在国民财富范畴之外，即使包括在其中，也会仅仅作为非生产资产，与作为生产资产的森林割裂开来;第二，从估价方法而言，侧重于经济价值的估价原则无法体现森林的生态功能价值。因此，要在国民财富核算中显示森林的重要性，需要在核算方法上做以下改进：第一，扩展核算范围，使之包括所有森林;第二，将属于生产资产的森林和属于非生产资产的森林合并在一起，创建完整的森林资产概念;第三，延伸经济价值，使之包括森林的生态功能价值。

二、森林产出与国内生产总值

森林功能的实现在于它为人类和经济体系提供了巨大的不可替代的产出，特别是森林生态系统服务。本项目研究创新性地提出并定义了森林产出概念，并尝试将其与反映国民经济最终产出的国内生产总值衔接起来。

1.森林产出的定义

森林产出是指依托森林和林木形成的产出，主要包括两个组成部分，一是为国民经济提供的森林物质产品，二是为社会提供的森林生态服务。

森林产出没有全部包括在现行国民经济核算的范围之中。按照国民经济核算原理，产出代表经济生产活动成果，一般是指物质产品产出以及通过市场提供给他人使用的服务产出。据此，森林生态服务不能作为经济产出，除非这些生态服务通过市场实现了其服务价值，比如通过森林旅游业实现的森林景观价值;当期林木自然生长也因为无法独立计算其产出量及价值而排除在外，只是笼统地用育林和森林维护活动中的成本投入作为产出替代。

即使是已经包括在其中的部分，森林产出也没有作为林业产出加以核算。在现行的国民经济行业分类中，由于林业与其他部门之间的职能分工，相当一部分依托森林和林木形成的物质产品产出没有作为林业产出看待，而是被归纳到农业、畜牧业以及工业等部门产出统计之中了，比如各种干鲜林果、森林花卉、林间养殖等等。

可以说，森林产出是一个突破了现有经济活动产出计量的概念，相当于大林业(林业及其他相关产业)计算的初级林产品产出与森林生态服务产出的总计。

2.将森林产出与国内生产总值衔接

国内生产总值(GDP)是衡量一个时期国民经济生产最终产出成果的指标，在经济管理中发挥着核心指标的作用。由于现行国民经济核算没有全面地反映经济与资源环境之间的关系，国内生产总值在反映现实经济活动成果方面具有很大局限性，绿色国民经济核算的目标之一就是要将资源环境因素纳入核算，实现国内生产总值的调整，得到所谓绿色GDP。

结合森林主题看，所谓GDP总量调整应该包括以下两个方面：

(1)将当期对森林资源的耗减价值作为经济活动成本从GDP中扣减，得到经济资源耗减价值调整的国内生产总值，这是对GDP做减法。一般地，作为扣减项的资源耗减价值是指净耗减，即林木资源采伐量与其自然生长量抵减后的净变化，如果该净变化非负，即可认为不存在森林资源耗减，森林发展是可持续的。