消费水平论文精选(九篇)
第1篇：消费水平论文范文
[论文内容提要]文章结合我国目前的体育消费水平现状，提出要加强农村体育环境建设，充分发挥各级各类基层组织的积极作用，强化体育健身意识，因地制宜、开展野外体育产业等特色项目，构建多元化农村体育发展模式，从而为提高我国农村体育消费水平，促进农村体育健康、协调、可持续发展。
我国体育消费水平总体呈上升趋势，但消费水平不高，尤其是农村居民的体育消费，占全国人口70％的农民，体育消费额仅占体育消费总额不到30％。因此，从理论上分析，提高农村体育消费水平有很大的可能性。
1．体育消费水平的含义
体育消费水平是按人口平均的体育实物消费资料及体育服务消费资料的数量，可用价值单位(货币)来表示。体育消费水映人们实际消费的体育消费品数量的多寡和质量的高低。
2．我国农村体育消费水平现状分析
据有关资料统计，1997年、2001年，我国城乡体育消费水平分别为年人均134．90元和年家庭平均397．42元，在居民日常生活之外的11项消费支出中处较后位置。尽管这种“平均数”的计算结果，能说明我国居民的体育消费水平有所提高，但与发达国家相比，不得不承认自身的差距。然而，突显的问题在于农村居民的体育消费水平低下。究其原因，主要有以下几个方面：
第一，由于社会经济发展不平衡，我国城乡之间、不同地区之问居民收人差距较大，农村居民没钱买健康。
第二，缺乏场地、器材、指导员等必要的体育资源。
第三，由于繁忙的劳动和家务，使得农村居民无暇顾及体育健身。
第四，农民具有人员分散，不易组织的特点。
3．提高我国农村体育消费水平的建议
3．1强化体育健身意识
我国正全面实施全民健身计划，关于全民健身工程的进展状况，国家体育总局两次公布的调查结果，给了这项标志着中国社会进步与文明程度的系统工程以实事求是的评价。中国是个农业大国，农村人口占全国人口总数的70％。两次调查结果显示我国从未参加体育活动的城乡居民分别为65．70％和65％，其中绝大多数为农村居民。因此，强化农民体育健身意识迫在眉睫。
3．1．1加大宣传工作的力度
由于宣传鼓动的力度不够，国家关于开展农村群众体育工作有很多好的政策措施，由于有关部门的行政意识、工作方式、宣传途径的原因，使这些政策措施宣传没有很好地展开。全民计划化了两年的时问做宣传鼓动，但仍有60％以上的农村居民不知晓，距“家喻户晓，人人参与”的要求深远，足以说明我们的宣传乏力。要以“三个代表”重要思想为指导，深入、细致地做好全民健身的宣传鼓动工作。国家关于农村体育的许多好的政策不能只说在嘴上，要让农村居民“家喻户晓，人人参与”，就要全面贯彻“以人为本”的思想内涵，要有求真务实的工作作风。
3．1．2树立正确的体育锻炼观念
我国农村居民为增进健康而关注体育活动少，而把食、宿摆在第1、第2位，而把体育活动摆在第5位。资料表明我国农村居民体育健身意识淡薄，问题突出。理想的体育运动是实现健康的途径，现代医学和体育科学的研究表明，体育锻炼可起到以下作用：(1)预防心血管病；(2)改善呼吸系统的功能；(3)提高消化系统的功能；(4)改善神经系统的功能；(5)降低糖尿病发生的危险性；(6)控制体重与改变体形；(7)延年益寿。
3．1．3树立健康文明的社会新风气
农村居民有其生活、劳动特点，开展体育健身活动应坚持与生产劳动、文化活动相结合，坚持业余，小型，多样和因人、因时、因地制宜，科学文明的原则，充分利用传统节日和农闲季节，开展农村居民喜闻乐见、丰富多彩的体育活动。个人活动可不拘一格，贵在坚持。集体活动应突出普遍性、民族性、趣味性、可行性和科学性，定时、定点组织开展。同时加强移风易俗、反对封建迷信教育，弓『导农村居民参与，提高体育健身意识。
3．2强化各类基层组织的作用
由于农村客观上存在场地设施少、时间难以协调统一等实际困难，农村群众体育工作是一个动员面广、涉及面宽的工作，在发挥基层体育管理人员的职能作用的同时，充分发挥乡村民兵、妇联、农协、共青团、文化站、乡村医院、乡(镇)企业工会等组织的积极主动配合，利用传统节日开展体育比赛和表演活动，扩大体育的影响，提高人们参与体育活动的意识。做到齐抓共管，共同搞好农村体育工作。
3．3加强农村体育环境建设
3．3．1改革体育场馆的管理体制和运行体制
我国现有的体育场地设施约有70％集中在各级各类学校中。因此，在满足学校教学需要的同时，有必要向农村居民开放学校的体育设施。此举也将大大节约对体育场地设施的投资，提高现有体育场地设施的利用率。我国在学校体育场地设施开放的问题上，完全可以借鉴国外的先进经验，本着国家补助一点、学校收取一点的原则，在保证学校正常教学的前提下，向社会有偿开放学校的体育场地设施。
3．3．2研发适应农村居民使用的小型体育用具与器材
体育健身器材是全民健身计划实施的重要基础和物质保证。据对在职和非在职的中年人群及青少年学生的不完全统计，在不参加健身运动的诸多因素中，体育器材的缺乏列首位。这充分说明，体育器材在健身事业中具有举足轻重的作用。近几年，市场上不断出现占地面积小、功能有针对性、价格适中的体育健身器材，很受社会的欢迎。据有关资料表明，大型多功能健身器材的购买率不足15％，而占地面积小、价格在千元以下、操作灵活、可折叠的健身类和娱乐类器材是消费者的第一选择。这是健身器材市场销售的主流，为大多数健身者所认可。健身器材的种类应满足不同阶层、不同年龄、不同职业消费者的需求，以家庭为覆盖面，在价格、造型、体积上适应农村居民的消费心理，以使全民健身计划更深入、持久、有序地开展下去。
3．4开展野外体育产业等特色项目
我国蕴藏着丰富的户外运动资源，这是我国农村居民的天然的运动场。我国的湖泊、水库面积达1072万公顷，当地居民可以因地制宜，开展多种水上运动。我国的森林面积9491万公顷，山地面积320万公平方公里，可以开展野营、登山、徒步旅行、冬季项目等体育活动。我国的河流流域面积95．59万平方公里，海域面积473万平方公里，海岸带面积28万平方公里，可以开展游泳、划船、冲浪、野营、沙滩排球等体育活动。
3．5构建多元化农村体育发展模式
3．5．1农村学校体育发展模式
通过农村学校体育培养学生终生体育意识、终生体育能力，不但源源不断地增加农村体育人口，而且还能为当地培养体育人才，带动当地体育的全面发展，这无疑是农村体育的可持续发展至关重要的途径。
3．5．2小城镇体育发展模式
以小城镇体育发展模式推动农村体育的发展。一方面，在现有的小城镇，要充分发挥镇级政府在发展小城镇体育中的作用，建立和健全各种政府体育组织、社团组织，培养体育积极分子和体育骨干，宣传和动员小城镇内的机关、学校、企事业单位和各种社会团体积极开展形式多样的体育活动，建立地方性的竞赛制度，特别是在农闲时组织镇所管辖的村级体育活动，以形成体育发展的合力；另一方面，把体育纳入小城镇建设的总体规划，将农村体育事业费和体育基本建设资金列入财政预算和基本建设投资计划，真正实现体育与农村经济、社会、文化的全面协调发展。
3．5．3民族体育发展模式
我国农村的很多地区都是少数民族的聚集地，许多少数民族都有良好的体育传统、丰富多彩的体育活动内容和方式。因此农村体育的发展要充分利用这些民族体育资源，要充分发挥政府的主导作用，培养民间的各种组织机构，根据不同民族的传统和特点挖掘、整理和推广这些民族体育文化，特别要利用各民族的传统体育节日盛会，组织和开展不同性别、不同年龄、不同水平的民族体育项目竞赛，既使民族传统体育节日盛会成为当地经济发展、社会文化建设的助推剂，又能充分发挥竞赛的龙头带动作用，带动当地民间体育活动的广泛开展。
3．5．4体育旅游发展模式
西部农村地区应利用国家西部大开发的政策，搞好旅游的基础设施建设，根据当前人们追求健康、回归自然、追求新颖刺激的心理，搞好目标定位，把当地的自然生态资源和民族体育文化资源结合起来，打造各种精品体育旅游线路，比如：利用西部地区各民族、各地区传统的节日，开拓体育旅游资源；在西部地区各旅游景区、度假村等开展攀崖、登山、滑雪、探险、野外生存、极限运动等符合当地气候、地形地貌特的体育活动项目，以吸引更多的游客；积极承办国内、国际具有影响力的比赛和竞赛，如近年举行的“环青海湖国际自行车邀请赛”，通过参观比赛和参与竞赛活动积极推动当地旅游业的发展。
第2篇：消费水平论文范文
关键词:土家族农村居民;生活消费;特征分析
土家族是中国历史上悠久的少数民族之一，在公元前315年秦灭巴后，巴人的一部分流落到今天的湖南、湖北、重庆、贵州四省接壤的武陵山区一带定居下来，并与当地居民逐渐融合。现今土家族主要分布在湖南省西北部(湘西土家族苗族自治州)、湖北省的恩施土家族苗族自治州、宜昌的五峰土家族自治县、长阳土家族自治县、贵州沿河土家族自治县、德江、印江等县以及渝东南的石柱土家族自治县、秀山土家族苗族自治县、酉阳土家族苗族、彭水苗族土家族自治县、黔江区等(以下简称石柱、秀山、酉阳、彭水、黔江)，与汉、苗等族杂居[1]。在聚居的地域，土家族居民在生活、饮食、居住等方面形成了自己独特的习俗。
而今，土家族地区普遍贫困落后，经济社会发展滞后于其它地方，开发少数民族地区经济，缩小地区间差距成了各级政府面前的头等大事，同时也是学术界普遍关注的问题。张琦(2001)认为少数民族即期消费不旺，需求拉动不足制约少数民族地区的经济发展[2];吕学芳(2002)认为开拓少数民族地区农村消费市场是实现少数民族地区农村经济持续、快速、健康发展的有效途径，对少数民族地区农村经济的增长具有重要的推动作用[3]。开拓土家族地区农村消费市场来发展土家族地区经济，先必须了解土家族地区居民的消费特征，并对土家族居民的消费模式有一个准确的定位。目前，研究土家族地区居民消费的文献较少，主要有彭林绪(2000)从居住饮食文化的变迁角度探讨了土家族生活消费的变化[4];姚伟钧(2005)从节日习俗探讨了土家族的饮食文化[5];姚伟钧，刘朴兵(2007)从地理、气候等自然环境角度分析了鄂西土家族的饮食文化的特征，认为鄂西土家族的饮食文化具有粗放纯朴的三区饮食文化特征[6]。这些研究主要从民族学、民俗学等角度对土家族居民的饮食、消费文化进行定性的探讨，缺乏实证的分析。而从经济学的角度探讨土家族居民消费行为的文献极少，余石(2001)采用总量数据建立了恩施土家族苗族自治州消费函数的数学模型，并对该地区的总消费需求与其影响因素之间的关系进行了分析研究[7]，表明绝对收入假说与相对收入假说理论在该地区的适用性。而笔者认为采用总量数据构建模型未必能全面反映土家族居民真实的消费特征;其次在余石所建模型中没有任何检验，因此其模型的准确性有待进一步探讨。那么土家族地区居民的消费特征是否与传统的消费理论相吻合呢?这些消费特征又衍射出土家族人怎样的经济特征与消费文化呢?它赋予我们怎样的政策导向呢?基于上述思考，并借鉴前人的研究成果，笔者以渝东南土家族地区为例(分别是石柱、秀山、酉阳、彭水、黔江)，对该地区农村居民生活消费特征进行实证分析。
一、相关理论介绍
凯恩斯在《就业、利息和货币通论》中研究“当就业量处于既定水平时，什么因素决定消费的总量”时，将消费倾向定义为:存在于YW (即用工资单位衡量的既定的收入水平) 和CW (即在该收入水平下的消费开支) 之间的函数关系X，即:CW = X(YW)。
其理论纲要[8]是:当期收入是消费的主要决定因素，当实际收入总量增加时，总消费量也会增加，但其增加的程度不如收入，也即边际消费倾向的数值为正，但小于1。基于心里规律，这一理论在实际生活中很有说服力，在人们收入水平还很低时，必须把全部收入满足基本需求，因而没有储蓄或很少有储蓄;随着收入水平的提高，除满足基本需要以外，还有剩余用来满足其它需求，由于有些需求不是必须的，因此人们不会把全部收入用于消费，而是有一部分被储蓄;同时由于人们对未来收入的不确定，以及应付未来的不测之需、支付未来的大笔支出，加上为后代留笔财富的心态，使得人们也要进行储蓄;还有根据边际效用递减规律，人们总是把每个单位的货币用于效用最大的物品上，随着所消费物品的增加，从最后一个消费品上所得到的边际效用呈递减趋势，因而消费者的边际消费率呈递减性。
自凯恩斯提出上述消费函数的概念后，有关消费函数的实证研究被置于宏观经济学的核心地位，近几十年来，消费函数理论一直是经济学家相对关注和研究的领域。从时间维度来看，西方宏观经济理论对居民消费行为研究的演进过程大体可划分为四个阶段[9]:第一阶段是 20世纪30年代至 50年代中期，最具代表性的是凯恩斯的绝对收入假说和杜森贝里的相对收入假说;第二阶段是50年代到70年代中期，弗里德曼和莫迪利安尼在原有消费者行为分析框架基础上提出的永久收入假说和生命周期假说;第三阶段是 7O年代后期到80年代初期，霍尔(Hall，Robert E.，1978)将理性预期理论引入永久收入假说和生命周期假说，提出了随机游走假说;第四阶段是80年代中期以后，以预防性储蓄假说和流动性约束假说为代表所引发的大量相关经验理论与假说。
学术界运用于定量分析的理论主要集中在凯恩斯的绝对消费理论模型和杜森贝里的相对收入假说模型，国内学者一般将凯恩斯的消费理论化为具体可计量的数学模型[10]:c=a+bY (C表示消费水平，Y表示可支配收入，a表示自主消费水平，b表示边际消费水平);将相对收入假说理论化为可计量的模型[7]:Ct=b0+b1Yt+b2Ytmax 或者Ct=b0+b1Yt+b2Ct max ，式中Yt max 表示过去最高收入水平，Ctmax表示过去最高消费，在实际中一般采用上年消费水平Ct-1 代替Ctmax ，这样上式表达式为:Ct=b0+b1Yt+b2Ct-1。笔者仍以上述理论模型为基础，建立渝东南土家族地区消费函数模型并展开分析。
二、渝东南土家族地区为例的实证分析
笔者以渝东南地区土家族农村居民生活消费为例，分析数据来源于历年《重庆统计年鉴》及《重庆直辖10周年——数据与分析》，具有很高的可靠性[11][12]。文章先以凯恩斯的绝对消费理论模型C=a+bY进行回归分析，其中C为土家族地区农村居民人均生活消费，Y表示为农村居民人均纯收入，a表示自主消费，b表示边际消费倾向。运用Eviews软件[13]对1996-2006年人均生活消费与人均纯收入的当年数据进行回归，计算结果如表1。
从回归结果来看，黔江回归模型的可决系数较高(098)，T检验与F检验都能通过，拟合较好，但常数项为负数，经济学含义即自主消费量为负数，同时b值高达116，大于1，其经济学含义即边际消费倾向为116，意味着收入增长一元，消费将增加116元，因此违背了凯恩斯消费理论的分析框架(凯恩斯绝对消费理论认为自主消费不少于0，边际消费倾向少于1)，该模型是失败的;石柱的消费模型中，常数项未能通过t检验，(在n=11，显著性水平a=01时，t临界值为136，上述表中仅为032);秀山的消费模型拟合较好，各项参数均能通过相关检验;酉阳、彭水的消费模型同样不能通过常数项的t检验，其中酉阳的边际消费倾向为1，不符合凯恩斯的消费理论框架。总体而言，除了秀山消费函数拟合较好以外，其他区县的拟合情况较差，因此上述分析表明凯恩斯的绝对消费理论在解释土家族地区农村居民生活消费行为特征时缺乏说服力。
针对上述分析出现的问题，并结合相对收入假说理论，对模型进行修正，以统计学原理为依据[14]，以参数通过相关检验为衡量标准，择优处理，得到如下分析结果见表2。
注:方程式栏中参数下面括号中数值为t检验值，消费函数表达式中Ct表示当期消费，Ct-1表示上期消费。
从表2中的分析结果来看，可决系数都在09以上，表明拟合方程式能解释的部分达到90%以上，拟合较好。同时各参数估计的t值，F都通过了检验，但有一个共同的特点:自主消费没有体现在模型中。从各地区拟合的消费表达式来看，黔江居民生活消费行为较为特殊，当期的生活消费取决于当期收入与上期的消费水平，其中边际消费倾向为101，即当期收入增加一个单位时，生活消费将增加101个单位;石柱、秀山、酉阳、彭水等县的边际消费倾向也偏高，分别是095、083、099、089。另外，依据相关数据计算[11][12]的平均消费倾向也表明该地区的消费倾向明显高于重庆平均水平与全国平均水平[15]。
基于上述分析，可得出渝东南土家族地区农村居民的生活消费特征如下:第一，消费行为不符合凯恩斯的消费理论，但与相对消费理论吻合较好;第二，自主性消费参数a的估计不显著，同时平均边际消费倾向普遍较高;第三，边际消费倾向偏高，甚至大于1，明显高于全国及全市平均水平。
三、原因分析
针对上述土家族居民的消费特征，分析其原因主要有以下三个方面。
(一)“自给自足”的生产方式是其主要经济特点
在上述消费函数分析过程中，常数项参数未能通过检验，即渝东南土家族地区居民的自主消费不显著。但这并不表明土家族居民没有自主消费，而可能是自主消费主要依靠自己生产供给，并不是在市场上购买所得，而目前我国的数据资料的统计主要是针对市场交易产生的数据进行统计，而自给自足的经济数据未能统计，因此可能部分掩盖了数据的真实性，导致常数项通不过检验。从事实上来看，渝东南土家族地区历来属于“老、少、边、穷”的部级贫困区，与其它地方相比，该地区交通不便、经济落后、信息闭塞，至今仍以传统的农业生产为主。从2006年农林牧渔业总产值占GDP比重来看，重庆平均水平是183%，而土家族地区5区县该指标平均在30%以上，比重最小的是黔江286%，最高的是酉阳达657%。由此可见，农业生产在该地区仍处在核心地位。另外，从农产品的商品率来看，重庆平均水平是557%，而该地区均低于这一水平，农业商品率最高的石柱为540%，最低的酉阳仅为476%。这表明土家族地区的经济具有浓厚的自给自足的特征，大量农产品未在市场上流通，而是满足于自己的生活，这也印证了上述消费函数的回归分析是准确的。
(二)农民收入低导致严重的“透支消费”现象
从渝东南土家族地区5区县的平均边际消费倾向来看，1996年、2001年、2006年三年的截面数据均显示该地区的平均消费水平高于重庆平均水平。1996酉阳的平均消费倾向高达1282，远远超过重庆平均水平(0898)，黔江平均消费倾向最低，也高达0925。至2006年，平均消费倾向整体呈现下降趋势，但是黔江、酉阳地区的平均消费倾向大于1，这表明消费支出额大于收入水平，况且本文分析的仅仅是生活消费支出，这就表明该地区农村居民生活极度贫困，出现了严重“透支消费”现象。统计数据显示，2006年重庆农村居民人均纯收入为2 87383元，而渝东南土家族地区该指标均低于这一数值。最高的石柱为2 45773元，相当于重庆平均水平的855%;最低的酉阳仅为2 03098元，仅仅相当于重庆平均水平的707%，见表2。这表明该地区居民低收入水平是制约消费行为的主要因素，农民的收入主要用于生活方面的必要消费，而对生活消费之外的弹性消费品需求很少，因此从这种角度来讲，要繁荣该地区农村经济，拓展农村消费市场必须加快提高该地区居民的收入水平，增强居民的消费能力。
(三)土家族消费文化的影响
尽管渝东南土家族地区农村居民收入水平较低，但其边际消费倾向普遍较高，部分甚至高达09以上，相当于每增加一元收入，生活消费就会相应增加09元以上，这与我国居民收入水平与边际消费倾向的“倒U”型关系假说不符合[16](即中产阶级的边际消费倾向最高，低收入者与高收入者的边际消费倾向较低)。同时也与我国农村居民边际消费倾向徘徊在07-08之间存在很大差别[17]，何况上述的分析还没有考虑生活消费以外的消费情况，那么其中的原因何在呢?单从经济学角度考虑很难找到答案，笔者认为土家族的饮食文化深深影响边际消费倾向。
土家族居民尽管并不富裕，但是其食风十分豪放，平日土家族人普遍喜欢用大大的土碗吃饭喝酒。如果饭碗太小，就觉得吃的不舒服;酒碗太小，就觉得喝的不爽快。这种豪放的食风在接待客人的筵席上，更是得到了十足的体现。一般说来，客人临门，夏天要先请客人喝一碗糯米甜酒，冬天则先请客人吃一碗开水泡团馓，再待以酒菜。土家人待客还喜用盖碗肉，即以一片特大的肥膘肉盖住碗口，下面装有精肉和排骨。为表示对客人尊敬和真诚，土家族待客的肉要切成大片，酒要用大碗装。土家族有吃社饭的传统风俗，社日期间，家家请，户户接，社宴散时，主人还要让赴宴者带一些社饭回去，对于因故未来者，主人还往往派人把社饭送到府上去[6]。吃了别人家的社饭，要还席，因此社日期间土家族人互相邀请吃社饭，形成吃转转席的饮食格局。喝咂酒是土家族的另一风俗，凡客至家，必以酒招待;婚丧喜庆，必设酒宴。同时，土家族是一个节日频率极高的民族，除了农历的十月外，几乎每月都有节日，有的甚至一个月里有几个节日。过年过节往往杀猪宰羊，排场很大。
因此，笔者认为土家族豪放的饮食文化和节日文化注定了土家族居民的生活消费在收入中的比重较高。这在一定程度上解释了为何在渝东南土家族贫困地区农村居民保持很高的边际消费倾向的“怪圈”。
四、结论
文章以渝东南土家族为例，运用消费理论基本原理对该地区居民的消费行为进行实证分析，分析表明凯恩斯的绝对消费理论不适合该地区居民的消费行为特征，而相对消费理论比较吻合该地区居民的消费行为。土家族地区居民的生活消费主要取决于当期的收入水平和上期的消费水平，而且平均消费倾向和边际消费倾向都明显高于重庆平均水平与全国平均水平，一方面这是该地区居民收入不高，贫困的表现;同时也是土家族居民独特的饮食文化、节日文化及淳朴的好客习俗的体现。它给予我们的政策导向主要有三点:一是促进土家族地区商品经济的发展，提高农村居民的商品意识，活跃农村消费市场;二是挖掘土家族文化产业，培育土家族特色饮食文化产业大有潜力可挖;三是大力实施农业产业化，千方百计提高土家族居民的收入水平才是硬道理。
参考文献
[1]陈浩.国土家族人口和城镇化水平分布特征分析[J].中国人口科学，1999(1):57.
[2]张琦.少数民族地区居民消费现状的思考[J].商业研究，2001(11):150.
[3]吕学芳.试论少数民族地区农村消费市场的开拓——湘鄂渝黔边区农村消费市场调查与思考[J].中央民族大学学报(哲学社会科学版)，2002(2):78.
[4]彭林绪.土家族居住及饮食文化变迁[J].湖北民族学院学报(哲学社会科学版)，2000(1):6
[5]姚伟钧.鄂西土家族原生态饮食文化的传承与开发[J].湖北民族学院学报(哲学社会科学版)，2005(3):17.
[6]姚伟钧，刘朴兵.试论鄂西土家族饮食文化的特色[J].湖北民族学院学报(哲学社会科学版)，2007(3):12-13.
[7]余石.恩施土家族苗族自治州消费函数的建立与研究[J].中南民族大学学报(自然科学版)，2001(12):86.
[8]约翰.梅纳德.凯恩斯.就业利息和货币通论[M].魏损，译.西安:陕西人民出版社，1973:83-102.
[9]胡乃武，张海峰，张琅.我国居民消费倾向的实证分析[J].宏观经济研究，2001(6):32-35.
[10]汪浩瀚.微观基础、不确定性与西方宏观消费理论的拓展[J].经济评论，2006(2):57.
[11]重庆市统计局，国家统计局重庆调查总队.2000-2007年重庆统计年鉴[M].北京:中国统计出版社.
[12]重庆市统计局，国家统计局重庆调查总队.重庆直辖10周年——数据与分析[M].重庆:重庆出版社，2007.
[13]易丹辉.数据分析与Eviews应用[M].北京:中国统计出版社，2002(2):132.
[14]张晓峒.计量经济学基础[M].天津: 南开大学出版社，2005(5):50-60.
[15]刘长庚，吕志华.改革开放以来我国居民边际消费倾向的实证分析[J].消费经济，2005，8(24):44-47.
第3篇：消费水平论文范文
关键词：城镇居民消费水平 影响因素 对数多元回归
消费活动是可以量化的需求，也是推动经济增长的真正和持久的拉动力。改革开放以来，我国整个社会经济发生了巨大变化，人们的消费理念、消费行为也发生了很大的变化。因此，探讨、分析社会消费水平的规律，对政府制定宏观经济政策，拉动经济增长具有十分重要的意义。
对于消费水平的研究，经济学中有著名的凯恩斯消费函数理论，即消费是可支配收入的线性函数。本文通过建立城镇居民消费水平的计量经济学模型，基于凯恩斯消费函数理论，对于影响消费水平变动的因素及影响程度进行探究，并对模型进行分析评价。
模型设定
研究城镇居民消费水平，需要考虑以下几个方面：
城镇居民消费水平的衡量。对于消费水平，常用城镇家庭平均每人全年消费性支出、城镇居民人均消费水平等变量去衡量。其中，城镇居民人均消费水平能更准确、全面的反映城镇居民消费水平。为了消除价格变动因素对城镇居民人均消费水平的影响，不宜直接采用现在城镇居民人均消费水平的数据，而需要用城市居民消费价格指数进行调整后的1978年可比价格计量的城镇居民实际人均消费水平的数据做回归分析。所以选用“城镇居民实际人均消费水平”作为被解释变量去衡量城镇居民消费水平。
数据的选择。本文研究改革开放以来，我国城镇居民消费水平的影响因素以及变化趋势，因此选择1978-2009年的时间序列数据。同时为了减小价格因素的影响，采用对数数据进行回归分析。
影响因素的分析。根据凯恩斯消费函数理论，消费取决于可支配收入。因此以城镇家庭实际人均可支配收入表示的可支配收入水平，是必须要考虑的主要影响因素。
除此以外，根据经济理论，还有众多因素可能影响城镇居民消费水平：城市居民消费价格指数是衡量居民消费水平最重要的指数，是对一个固定的消费品篮子价格的衡量。它主要反映消费者支付商品和劳务的价格变化情况，也是一种度量通货膨胀水平的工具;人均国内生产总值代表我国的经济发展水平。我国经济的增长主要是由投资需求的扩张与消费需求的增长带动的。但是，为了减小价格因素的影响，不宜直接采用人均国内生产总值，而需要用人均国内生产总值指数进行调整后的1978年可比价格计的实际人均国内生产总值的数据进行回归分析;城乡居民储蓄存款年增加额、城镇固定资产投资额是人民财富、社会总资产增加的最直接表现形式，是扩大再生产的必然要求。固定资产投资的增加会直接带动国民经济各行业的发展，从而带动城镇居民消费水平的增加;失业率可以判断一定时期内全部劳动人口的就业情况，反映整体经济状况，从而影响城镇居民消费水平。
因此，本文将“城镇家庭实际人均可支配收入X2”、“城市居民消费价格指数X3”、“实际人均国内生产总值X4”、“城乡居民储蓄存款年增加额X5”、“城市登记失业率X6”和“城镇固定资产投资额X7”作为模型的解释变量。
模型形式的设计。本文基于凯恩斯消费函数理论设计模型，考虑到数据间的差距较大，所以对城镇居民消费水平（Y）与城镇家庭实际人均可支配收入（X2）、城市居民消费价格指数（X3）、实际人均国内生产总值（X4）、城乡居民储蓄存款年增加额（X5）、城市登记失业率（X6）、城镇固定资产投资额（X7）进行回归分析，并将方程形式设定为一次对数回归模型。
数据来源
本文获取1978-2009年各指标的数据，如表1所示。
模型的估计与调整
（一）城镇居民消费水平对各影响因素的回归分析
根据本文建立的模型：
InYt=β1+β2InX2t+β3InX3t+β4InX4t+β5InX5t+β6InX6t+β7InX7t+ut
用EViews的最小二乘法进行回归估计，得到回归方程：
（二）模型检验
经济意义的检验。模型估计结果说明，在假定其他变量不变的情况下，城镇家庭实际人均可支配收入每增长1%，城镇居民消费水平就会增长0.376138%;在假定其他变量不变的情况下，城市居民消费价格指数每增长1%，城镇居民消费水平就会增长0.014395%;在假定其他变量不变的情况下，实际人均国内生产总值可支配收入每增长1%，城镇居民消费水平就会增长0.292557%;在假定其他变量不变的情况下，城乡居民储蓄存款年增加额每增长1%，城镇居民消费水平就会减少0.019675%;在假定其他变量不变的情况下，城市登记失业率每增长1%，城镇居民消费水平就会减少0.022774%;在假定其他变量不变的情况下，城镇固定资产投资额每增长1%，城镇居民消费水平就会增长0.118284%。解释变量系数的符号与预期相同，这与理论分析和经验判断相一致。
统计推断检验。拟合优度：从回归结果看R2=0.998564 R2=0.998219，说明模型对样本的拟合很好。
t检验。给定α=0.05，查t分布表，在自由度为25时得临界值2.060。其中，InX3、InX4、InX5、InX6系数t统计量的绝对值小于临界值，说明“城市居民消费价格指数X3”、“实际人均国内生产总值X4”、“城乡居民储蓄存款年增加额X5”、“城市登记失业率X6”对城镇居民消费水平没有显著影响。InX2、InX7系数t统计量的绝对值大于临界值，说明“城镇家庭实际人均可支配收入X2”、“城镇固定资产投资额X7”对城镇居民消费水平有显著影响。
F检验。给定α=0.05，在F分布表中的自由度为6和25的临界值约为3.05，由表中得到F=2896.829大于临界值，说明回归方程显著，即“城镇家庭实际人均可支配收入X2”、“城市居民消费价格指数X3”、“实际人均国内生产总值X4”、“城乡居民储蓄存款年增加额X5”、“城市登记失业率X6”、“城镇固定资产投资额X7”联合起来对城镇居民消费水平有显著影响。
计量经济学检验。多重共线性检验。由回归结果看出，该模型可决系数很高，F检验显著，但是当α=0.05时，X5、X6系数的t检验不显著，这表明可能存在多重共线性。计算各解释变量的相关系数，得到相关系数矩阵。由相关系数矩阵可以看出，部分解释变量相互之间的相关系数较高，证实确实存在多重共线性。采用逐步回归的办法，分别做lnYt对lnX2t、lnX3t、lnX4t、lnX5t、lnX6t、lnX7t的一元回归，回归结果表明lnX3t、lnX5t、lnX6t引起多重共线性，应予剔除。最后修正多重共线性影响的回归结果为：
异方差检验。Goldfield-Quanadt检验。分别按照解释变量lnX2t、InX4t、lnX7t的递增型排序，构造样本容量n=12的子样本区间，用OLS法得到结果后，定义样本区间为21-32，用OLS法得到结果，根据结果计算F统计值，分别为1.185597、1.758101和1.778105，在α=0.05下，各F统计值均小于临界值F0.05（8，8）=3.44，所以不拒绝原假设，表明模型不存在异方差。
White检验。用EViews作White检验，辅助回归模型中有交叉项，得到检验结果。由White检验知，在α=0.05下，查χ2分布表，得到临界值χ20.05（6）=12.5916，比较计算的χ2统计量与临界值，因为nR2=5.748802小于χ20.05（6）=12.5916，表明模型不存在异方差。
自相关检验。图示检验法。用EViews作残差图，如图1所示。从残差图中可以看出模型中存在自相关，故模型中t统计量和F统计量的结论不可信。DW检验。从回归结果得到DW=1.126316，n=32，k=3，取显著性水平α=0.05，查DW统计表可知dL=1.24，dU=1.65，模型中dL
采用广义差分法对模型进行修正，使用Yt进行滞后一期的自回归，得到Yt=0.3364805Yt-1，可知ρ=0.364805，对原模型进行广义差分，得到广义差分方程：
对广义差分方程进行回归，由回归结果可得回归方程为：
其中，lnY*t=lnYt-0.364805lnYt-1，lnY*2t=lnX2t-0.304805lnX2t-1，lnX*4t=lnX4t-0.364805lnX4t-1，lnX*7t=lnX7t-0.364805lnX7t-1。
由于使用了广义差分数据，样本容量减少了1个，为31个。查5%显著水平的DW统计表可知dL=1.23，dU=1.65，模型中DW=1.638179
由回归结果可得新的回归方程为：
由于使用了广义差分数据，样本容量再减少了1个，为30个。查5%显著水平的DW统计表可知dL=1.21，dU=1.65，模型中DW=1.775741>dU，说明广义差分模型中已不存在自相关，不必再进行迭代。同时可见，R2、t、F统计量也均达到理想水平。
由差分方程式有：
β1=2.013408/（1-0.364805）*（1-0.496598）=6.296653，
β2=0.299817/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.937636，
β4=0.207438/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.208487，
β7=0.154054/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.145599.
所以，我国城镇居民消费水平模型的最终结果为：
lnYt=6.296653+0.937636lnX2t+
0.648733lnX4t+0.481782lnX7t
协整检验。用EViews对lnX2t序列、InX4t序列、InX7序列和lnY序列做ADF检验，结果表明，均存在单位根，是非平稳序列，对InX2t的一阶差分序列、InX4t的一阶差分序列、InX7t的一阶差分序列和InY的一阶差分序列做ADF检验，结果表明，均不存在单位根，是平稳序列。继续检验回归残差的平稳性，对ut序列进行单位根检验，得到结果如下：在5%的显著性水平下，τ检验统计量值为-4.821812，小于相应临界值，从而拒绝H0，表明回归残差序列不存在单位根，是平稳序列，说明InX2t、InX4t、InX7t和InY之间存在协整关系。建立误差修正模型把消费水平的短期行为与长期变化联系起来：
InYt=β1+β2InX2t+β4InX4t+β7InX7t+γut-1+εt
用OLS法估计误差修正模型，最终得到误差修正模型的估计结果：
上述结果表明，模型中存在自相关，会夸大所估计参数的显著性，但误差项的t统计量不显著，说明城镇居民消费水平不取决于上一期消费水平对均衡水平的偏离，系统不存在误差修正机制。
结论
本文分析表明，随着经济的发展，城镇居民消费水平不断提高，城镇居民消费水平不仅受城镇家庭实际人均可支配收入的影响，还受到城市居民消费价格指数、人均国内生产总值、城镇固定资产投资额等因素的影响。
城镇家庭实际人均可支配收入对城镇居民消费水平确实存在影响，这是基于凯恩斯消费函数理论。本文研究结果同样反映城镇家庭实际人均可支配收入对城镇居民消费水平的影响最大。政府可以通过增加低收入者、无劳动能力者和离退休人员的收入来提高居民消费水平。人均国内生产总值反映了我国经济发展水平，经济越发达，城镇居民消费水平越高。通过增加城镇固定资产投资额，可以带动国民经济各行业的发展，从而提高城镇居民消费水平。
本文未从计量经济学的角度证明城市居民消费价格指数、城乡居民储蓄存款年增加额、城市登记失业率对城镇居民消费水平的影响，模型检验结果表明这种影响可能过于间接而被剔除。虽然模型的建立在理论上来讲是合理的，但是还有贫富差距、人口结构等因素没有考虑，所以城镇居民消费水平模型还有待完善。
参考文献：
1.庞皓.计量经济学[M].科学出版社，2007
2.Olivier Blanchard.宏观经济学[M].清华大学出版社，2009
3.袁原，王新国.新疆城镇居民收入与消费行为关系研究[J].北方经贸，2011（4）
4.吴蓓蓓，陈永福，于法稳.基于收入分层QUAIDS模型的广东省城镇居民家庭食品消费行为分析[J].中国农村观察，2012（4）
5.杨丹.我国货币供应量与经济增长关系实证分析[J].现代商贸工业，2009（9）
6.王玲玲，马骁.我国民用汽车需求的计量经济模型及分析[J].山西经济管理干部学院学报，2006，14（1）
7.朱振亚，张小青.经济转型期城乡居民消费地区间非均衡性研究[J].经济问题探索，2011（4）
8.辜予薇，易昆南.居民消费的计量经济模型实证分析[J].数学理论与应用，2008，28（4）
9.孙敬水.计量经济学教程[M].清华大学出版社，北京交通大学出版社，2005
作者简介：
第4篇：消费水平论文范文
关键词：消费函数；农村居民；绝对收入；相对收入
中图分类号：F224 文献标识码：A
收录日期：2013年1月31日
我国是一个农业大国，农村人口占很大比重，所以农村居民收入、消费结构和水平就影响着我国总体社会经济发展状况。在消费行为研究中，国外研究较多的是消费函数，西方消费经济学者们认为，收入是影响消费者消费的主要因素。消费函数的研究始于凯恩斯的绝对收入假说，之后有杜森贝里的相对收入假说等一系列研究。本文用绝对收入假设和相对收入假设消费函数模型对我国农村居民的消费数据进行拟合，以验证和发展消费行为理论。
一、凯恩斯的绝对收入假设理论
英国经济学家约翰·梅纳德·凯恩斯认为，消费是由收入唯一决定的，消费与收入之间存在着稳定的函数关系。随着收入的增加，消费也将增加，但消费的增长速度低于收入的增长，即边际消费倾向递减。在短期中，消费可分为自发消费和引致消费两部分。自发消费指不取决于收入的消费，而引致消费是指随收入的变动而变动的那部分消费，消费函数为：
C=？琢+？茁×Y （？琢>0，0
二、杜森贝里的相对收入假设理论
美国经济学家詹姆斯·杜森贝里认为，消费者的消费行为不仅受自身收入的影响，也受周围人消费水平的影响。如果周围人的消费水平比较高，即使消费者的收入水平较低，他也会企图接近周围人的消费水平，这种现象就称为消费的“示范性”；另一方面他也认为，消费者的消费支出水平不仅受当前收入的影响，也受自己历史上曾经实现的消费水平的影响。如果历史上曾经达到较高的消费水平，即使当前的收入水平较低，消费者也会企图接近历史上曾经达到的消费水平，这种现象就称为消费的“不可逆性”。本文中讨论消费的“不可逆性”，由于不可逆性的存在，当前的消费倾向不仅与收入有关，而且与曾经达到的消费水平，即曾经所达到的最高收入水平有关。一般情况下，收入具有随时间递增的趋势，所以可以用前一期的收入代替曾经达到的最高收入。用0表示当前的边际消费倾向，用1表示曾经达到的最高收入水平对当前消费的影响，消费函数是：
Ct=？琢0Yt+？琢1Yt-1 （t=1，2，…，T） （2）
三、实证分析
本文选取1985～2009年间农村居民人均年纯收入与人均年生活消费支出的统计数据作为样本。数据来源于中国统计局数据年鉴。
（一）模型构建
1、绝对收入模型。按照凯恩斯的绝对收入理论，建立农村居民消费回归模型为：
SCt=？琢+？茁Yt+？滋t（t=1，2，…，T，？琢>0，0
其中：SCt为居民人均生活消费支出，Yt为居民人均年收入，？滋t为随机误差项，？琢为人均年基本自发消费需求，？茁为居民边际消费倾向。
2、相对收入模型。按照杜森贝里的相对收入理论，建立农村居民消费回归模型为：
SCt=？琢0Yt+？琢1Yt-1+？滋t（t=1，2，…，T，0
其中：？琢0表示当前的边际消费倾向，？琢1表示曾经达到的最高收入水平对当前消费的影响。
本文利用Eviews软件，采用普通最小二乘法进行回归，估计的结果如下：
1、绝对收入假设的消费函数模型估计结果：
SCt=41.575+0.756Yt
（1.83）（80.687） （5）
R2=0.9965 F=651.433 D.W.=0.454
2、相对收入假设的消费函数模型估计结果：
SCt=43.986+1.12Yt-0.404Yt-1
（2.512）（14.171）（-4.647） （6）
R2=0.998 F=5713.063 D.W.=1.507
（二）模型的检验
1、绝对收入假设的消费函数模型检验。从回归估计的结果看，模型拟合较好。可决系数R2=0.9965，表明模型在整体上拟合的非常好。从截距项和斜率项的t检验值来看，均大于5%显著性水平下自由度为n-2=21的临界值，并且从斜率项的值看为0
（1）White检验。本文采用White检验来检验异方差性。White检验是建立辅助回归模型的方式来判断异方差性。R-squared=10.682，表明不存在异方差。对样本容量为25并且只有一个解释变量的模型，在5%显著水平下，查D.W.统计表可知，模型中D.W.
（2）广义差分法。下面运用广义差分法进行自相关的处理，采用科克伦-奥科特迭代法估计，1阶广义差分的估计结果显示在5%的显著水平下，dl
SCt=34.546+0.761Yt+1.071AR（1）-0.369AR（2） （7）
（0.635）（38.582）（4.949）（-1.704）
R2=0.999 F=4540.074 D.W.=1.926
在5%的显著水平下，du
2、相对收入假设的消费模型检验。从回归估计的结果看，模型拟合较好。可决系数R2=0.998，表明模型在整体上拟合的非常好。但是，？琢0=1.212>1，？琢1=-0.404
四、结束语
通过以上实证分析可知，凯恩斯的绝对收入假设可以用来描述我国农村居民的消费行为，而相对收入假设消费模型对我国农村居民不应用。农民消费的提高对我国经济增长的作用是不言而喻的，目前我国农民消费依然由收入决定，所以要启动农村消费市场以拉动经济增长，必须研究如何提高农民的收入水平。
农民的纯收入主要由工资性收入、家庭经营纯收入与转移性和财产收入构成。近年来，工资性收入在总收入中的比重不断上升，而作为农民收入中最稳定最直接的收入来源农业收入比重在下降。消费水平的高低，最终是由收入水平决定的，只有农村居民收入增加了，消费水平才能真正增加。因此，必须采取各种政策措施，增加农村居民收入。第一，加快农村经济结构调整步伐，大力发展农村非农产业，转移农业剩余劳动力，增加农村居民非农产业收入。同时，要以市场为导向，按照区域化布局、专业化生产的要求，加快农业结构调整步伐，减少没有市场需求前景的传统的低质农产品，大力发展市场需求旺盛、潜在需求大的优质农产品，尤其要大力发展绿色农产品；第二，通过完善利益机制、建立农产品生产基地、大力发展龙头企业、加快建立农民合作经济组织、完善农产品市场体系等途径，进一步完善农业产业化经营形式，使农民参与农业产前、产中、产后环节的经营活动，拓宽农民增收环节；第三，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、国内外市场开拓等方面加大支持力度；第四，尽快建立城乡统一的劳动力市场，取消对农村劳动力进入城市就业的各种限制，增加农村居民进城打工的收入；第五，进一步推进农村税费制度改革，建立适合农村居民收入水平和特点并符合农村经济和社会发展需要的税费征收制度，不断完善征收办法，切实减轻农村居民负担。
主要参考文献：
[1]李武.基于凯恩斯消费函数的我国城乡居民消费差异实证分析[J].统计研究，2007.6.
第5篇：消费水平论文范文
关键词：城乡居民消费；存在差异；水平对比
在市场经济不断发展的影响下，需求作为推动消费顺利进行的主导力量，对于区域经济发展产生的拉动以及约束作用较为显著，消费经济作为最终消费需求，其结构、规模以及增长幅度对于区域经济快速发展有着决定性的作用。我国现代经济发展处于市场经济快速转型时期，消费对于经济发展产生着显著的影响。中国农村人口在总人口中的比重较大，但是，人均消费水平较低，因此，怎样才能够提升我国现阶段农村居民消费水平显得较为重要。
在经济社会长期发展过程中，我国已经形成较为发达的工业和落后农业共同存在的二元经济结构。城乡居民的消费以及收入差距较大，并呈现出逐渐扩大的发展趋势。
一、理论假设
消费函数作为宏观经济学中最重要和最基本的一个经济函数，开始被运用在国民收入使用动向分析工作之上，用来对居民生活水平以及收入水平之间关系进行研究，帮助政府有关部门更好地制定出相应的宏观经济政策。
西方经济学家就消费函数问题提出了很多不同的理论，包括杜森贝利相对收入理论消费函数、凯恩斯绝对收入理论假设消费函数、弗里德曼持久收入消费理论函数等。
其中凯恩斯绝对收入假设理论认为总收入数量决定总消费数量，并将这种关系使用较为稳定的函数来表示。所以，当前消费水平是由可支配收入决定，在这种理论假设分析下，建立其相应的消费函数：
Ct=α+βYt+et
其中Ct表示样本数据t个样本的总消费支持，Yt则表示相对的绝对收入，截距α为自发性消费，α>0，β则为边际消费倾向，0
杜森贝理论则认为消费者行为的不同会产生不同的影响，这种消费行为具有一定的“不可逆性”特征，所以，消费支出还会受到消费者过去水平、消费环境等因素的因素。莫迪利安尼以及弗里德曼在这种理论基础之上认为消费者预预期的收入可能会对消费产生一定的影响，而且，消费者的消费行为具有一定的理性特征，消费决策也是多期的，因此，其追求的目标是最大化的长期效用。这些不同理论构建的模型具有较为显著的一个特征，也就是自变量要能够配合滞后消费变量，假设模型表示为：
Ct=α+βYt+γCt―i+eν
其中Ct表示样本数据第t个样本的实际消费支出，Yt则表示相关的绝对收入，也就是可用来支配的收入，截距表示自发性消费，β>0，β表示边际消费倾向，0
二、城乡居民消费函数模型
通过使用计量经济学软件Eviews开展回归分析能够得到城乡居民消费函数以及相关的检验结果。城镇居民消费收入关系数学回归模型，结合凯恩斯绝对收入假设消费函数理论来分析，我国现阶段城镇局面家庭人均可支配收入的Y和人均年消费支出水平C之间形成的回归模型表示为：
Ct=243.448+0.744Yt
中国城镇居民家庭人均年可支配收入和人均年消费支出水平之间形成的函数关系模型表示为：
Ct=263.527+0.655Yt+0.121Ct-1
从上述两个回归函数结构中不难发现，城镇居民家庭人均年可支配收入对于人均年消费支出的影响相对显著，模型拟合效果相对明显。
结合农村家庭人均年纯收入Y和人均消费支出C之间形成的数据关系，通过计量经济学软件Eviews得到的回归模型表示为：
Ct=110.232+0.711Yt
中国城镇居民家庭人均年可支配收入和人均年消费支持水平之间形成的函数关系模型表示为：
Ct=263.527+0.655Yt+0.121Ct-1
从上述回归函数中可以有效得出农村家庭人均年纯收入对于人均年生活消费支出的影响较为显著，其模型拟合效果相对较好。
通过上述函数方程不难发现中国城乡居民消费支出和当前收入之间的关系较为显著，通过看恩斯模型能够更加全面地解释我国最近消费状况，长期边际消费倾向相对较低，从而导致我国现阶段消费率低于世界平均水平。同城镇居民相比较，农村居民消费倾向和消费水平相对较低。相对来说，城镇居民消费比较满足持久收入理论模型，农村居民比较满足相对理论模型。
要想能够进一步缩小农村和城镇居民消费水平之间的差异，就要通过农村产业结构调整，不断提升农业发展过程中科技含量，保证农民收入能够得以增加；其次，要能够从根本上改善农村消费环境，为农村居民提供良好的消费场所；再者，培养正确的消费观念，不断提升农村消费品位；最后，要能够建立和完善社会保障体系，从而减少居民消费存在的顾虑。本文通过对中国城乡居民消费水平进行分析和对比之后不难发现，收入来源是影响消费的主要因此，只有保证我国经济社会可持续发展，才能够引导城镇居民消费进一步发展。
参考文献：
[1]胡日东，钱明辉，郑永冰.中国城乡收入差距对城乡居民消费结构的影响――基于LA/AIDS拓展模型的实证分析[J].财经研究，2014，05：75-87.
[2]张东辉，孙华臣.中国物价波动与经济增长关系研究――基于城乡居民消费差距视角的分析[J].经济评论，2010，02：16-23.
[3]朱诗娥，杨汝岱.城乡居民消费差距与地区经济发展水平[J].经济评论，2012，01：76-84，107.
第6篇：消费水平论文范文
内容摘要：本文利用浙江绍兴1986-2008年的时间序列数据，对城镇居民的人均可支配收入与消费之间的关系进行协整检验，结果表明人均收入与消费之间存在长期稳定的均衡关系，再通过误差修正模型研究对长期均衡关系的短期动态调整，并运用Granger因果关系检验说明城镇居民消费是收入的主要原因。因此，可以通过增加居民收入，完善社会保障制度，健全消费信贷制度等政策来促进城镇居民消费。
关键词：单位根检验 协整检验 误差修正模型 Granger因果检验
问题提出
在经典经济学理论中，关于消费函数理论，收入和消费的依存关系表现为线性函数形式UCt=α+βUIt+et，UCt为城镇居民家庭平均每人全年消费性支出，UIt为城镇居民家庭平均每人全年可支配收入，α为自发消费，β为边际消费倾向，et为随机误差。
许多著名经济学家从不同的角度来研究消费函数理论，最初的研究始于凯恩斯的绝对收入假说，之后有A．Smithies的基于绝对收入水平的短期消费假说、J.S．Duesenberry的基于相对收入水平的短期消费假说、Modigliani的生命周期消费假说和M.Friedman的持久收入消费假说等，这些模型的研究推进了消费函数理论的发展，然而他们都缺乏严格的逻辑论证。20世纪80年代中后期，计量经济学中出现了一种应用较为广泛的建模理论，即协整理论，协整关系是指两个经济变量存在各自的长期趋势，但是如果他们具有协整关系，则两个变量之间存在着长期稳定的均衡关系。之后，由恩格尔和格兰杰研究出来的误差修正模型（EMC） 用协整组合的均衡误差对模型进行修正，从而将短期与长期行为联系起来，消费函数理论进入了新的领域。Granger因果关系检验不是检验逻辑上的因果关系，而是看变量间的先后顺序，是否存在一个变量的前期信息会影响到另一个变量的当期。许多学者已经在消费与收入方面进行了一些有益的研究。薛襄稷（2005）等根据1978-2002年的相关数据对我国城镇居民收入消费的关系进行协整研究。曹鑫（2007）等运用1981-2004年数据，建立了广西城乡居民收入与消费的协整和误差修正模型；储德银（2009）等根据1990-2007年的相关数据，对我国农村居民的消费和收入关系进行协整研究，并运用格兰杰检验说明农村居民人均收入是消费的格兰杰检验。
随着经济水平的提高和人们消费行为的多样化，消费行为及其规律的把握在宏观经济运行中具有重要的地位，人们对收入消费相关领域的关注愈发具有理论和现实意义。通过经济运行中的一个突出特点就是地区发展不平衡，目前消费行为的研究中全国性的消费函数较多，但对于不同地区的分析特别是经济发达地区的研究较少。因此，本文从协整的角度，对1986-2008年绍兴城镇居民收入消费关系进行研究，探求收入消费之间的动态均衡关系。
数据说明与处理
改革开放以来，我国经济运行呈现与改革开放前不同的特点，居民收入有较大的提高，消费水平也提升较快。本文以绍兴为例，研究改革开放后居民的消费行为，选取了1986-2008年的年度收入和消费数据作为样本数据，数据来源于1996-2009年《绍兴统计年鉴》。
本文采用两个指标：城镇居民家庭平均每人全年可支配收入，该指标反映了城镇居民的收入水平，记为UI；城镇居民家庭平均每人全年消费性支出，该指标代表城镇居民的消费水平，记为UC。分别对数据进行自然对数变换，使其趋势线性化，并消除可能存在的异方差问题，变换后的变量分别记为lnUI和ln UC，其相应的一阶差分序列记为D（lnUI）和 D（lnUC）。
模型构建和实证结果分析
（一）模型的构建
通过对样本区间内城镇居民家庭平均每人全年可支配收入和城镇居民家庭平均每人全年消费性支出数据作散点图（见图1），从图1中发现，城镇居民收入与消费之间存在较为明显的线性关系，由此，可以构造凯恩斯消费函数模型。对数据进行自然对数变换后的变量lnRI和lnRC的散点图（见图2），也显示较为明显的线性关系，这一变换并不改变原变量之间的协整关系，因此对数变化后的模型为lnUCt=α+βlnUIt+et，这里的系数与前面模型的意义有所不同，不再表示边际消费倾向，而表示的是消费对收入的弹性。
（二）单位根检验
为了避免非平稳时间序列进行回归时出现“伪回归”，在对模型进行估计之前，首先运用ADF检验对序列进行平稳性检验（见表1）。从表1中可以看出，代表城镇居民收入与消费的两个变量lnUI和lnUC的ADF值都大于1％、5％、10％显著水平上的临界值，不能拒绝存在单位根的假设，因此都是非平稳的。而经过一阶差分后的ADF值都小于1％、5％、10％显著水平上的临界值，拒绝单位根的假设，因此为平稳序列，故lnUI和lnUC序列都是一阶单整序列。
（三）协整检验
为消除数据的不平稳性，使回归有意义，通常采用协整检验。采用Johansen协整检验，运用Eviews5得到如下检验结果（见表2）。从表2中可知，没有协整关系的原假设后面的伴随概率值小于0.05，则表示拒绝原假设，结果说明变量lnUI和lnUC之间存在协整关系。
由Johansen协整检验得到的协整方程：
lnUCt=0.829341+0.878316lnUIt+et
（7.534727） （69.71894）
R2=0.995698，D.W=1.628688，
s.e=0.059，F=4860.73
（四）误差修正模型（ECM）
在变量具有协整关系的前提下，建立误差修正模型来研究对长期均衡关系的短期动态调整。采用滞后一阶的回归模型：
式中，ecmt-l=lnUCt-l-0.829341-0.878316lnUIt-l+et为误差修正项。利用Eviews5估计参数，逐步剔除不显著的变量，得到误差修正模型为：
（0.149274）（5.984015）（-3.664293）
R2=0.708354，F=23.07378，DW=1.760802
由结果可知，模型通过了的各项检验，该误差修正模型描述了收入对消费的短期动态影响，模型中误差修正系数为-0.964014，小于零，符合反向修正机制。
（五）Granger因果关系检验
协整检验结果说明绍兴城镇居民的人均消费支出和人均纯收入之间存在动态均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系，回答这个问题还需要进一步进行Granger因果关系检验。经过AIC准则确定最优滞后期为1阶，利用Eviews5检验，结果见表3。由表3可知当滞后期为1年时，城镇居民人均可支配收入不是人均消费性支出的格兰杰原因，而城镇居民的人均消费支出是人均收入的格兰杰原因。
（六）结果分析
从长期动态变化来看，绍兴城镇居民人均可支配收入与人均消费性支出之间存在动态的均衡关系，平均消费倾向基本上是稳定的。由协整方程可知，弹性系数为0.878316，说明收入对消费有较强的长期弹性，收入每增长1％，消费就会增长0.878316％，说明绍兴城镇居民的可支配收入增加，消费水平也会提高，且对应的t统计量的值较大（69.71894），说明绍兴城镇居民收入和消费之间的相关性显著。
从短期来看，误差修正模型中弹性系数为0.878316，说明收入对消费的影响程度也比较大，收入每增长1％，消费就会增长0.878316％，说明绍兴城镇居民消费的收入弹性较大，当城镇居民收入水平提高时，相应的消费水平也会提高。误差修正模型中的影响系数 略小于协整方程中的影响系数，说明无论是短期还是长期来看，城镇居民的收入的提高或减少对居民的消费的影响程度都非常大。误差修正模型中误差修正系数小于零，符合反向修正机制，从短期动态平衡来看绍兴城镇居民消费需求变动受协整方程的约束，收入和消费的变动幅度对消费支持变动有显著的影响，长期均衡关系的偏离会在下一期得到修正，从而保证了收入与消费的关系保持均衡状态。误差修正系数说明了城镇居民消费水平向长期均衡水平的修正速度也是相当快的。
由格兰杰因果关系检验得出，绍兴城镇居民收入不是消费的格兰杰原因，而城镇居民消费是收入的格兰杰原因的结论。这说明绍兴城镇居民的消费观念相对提前，城镇居民收入不是消费的原因也正说明了绍兴消费市场发展相对超前，也说明了绍兴城镇消费市场拉动了地方经济的增长。
对策与建议
通过对1986-2008年绍兴城镇居民收入消费关系的实证分析所得出的结论，本文认为可以采用以下对策来提高绍兴城镇居民的消费水平：
（一）提高城镇居民收入，稳定居民收入的增长
对绍兴城镇居民来说，收入仍是消费的主要决定因素，想要通过刺激城镇居民的消费市场来拉动全市的经济，必须要增加城镇居民的家庭可支配收入，提高城镇居民的工资，建立机制使工资水平长期有效的增长，着力使工资增长的速度跟上经济发展的速度。只有当人们预计到收入水平将会提高时，才会大幅增加消费。
（二）完善社会保障制度，提高消费预期
城镇居民的消费水平虽然与收入有很大的关系，但另一个重要的原因是居民在满足目前生活消费的前提下，必须为日后的生活如后代的抚养与教育、养老、失业等准备一定数量的储蓄，从而抑制了消费。建立健全的教育、医疗和养老等社会保障体系，完善社会保障制度，加大对低收入人群的扶助，免除了人们的后顾之忧，从而可以提高居民消费倾向和消费预期。
（三）健全消费信贷制度，建立良好的消费环境
消费信贷市场建立之前，城镇居民主要依靠储蓄来购买大件消费品，随着经济不稳定性预期加剧，从而使城镇居民的消费能力受到了很大的影响。建立完善的消费信贷制度，使银行在降低风险的前提下向居民提供多种方式的信贷，扩大消费信贷规模，可促进当期消费水平的提高。
参考文献：
1.Engle R. F.,Granger C. W. J. Co-integration and Error Correction: representation, estimation and testing[J].Econometrica.，1987
2.李子奈，潘文卿.计量经济学[M].高等教育出版社，2005
3.易丹辉.数据分析与Eviews应用[M].中国统计出版社，2002
4.张世英.协整理论与波动模型[M]. 清华大学出版社，2003
第7篇：消费水平论文范文
摘 要 本文旨在分析1978-2007年改革开放以来，我国社会消费品零售总额变动情况，影响其变动的因素。提出了关于收入和消费的主要理论观点，然后再引入其他有关变量，进而建立了理论模型。利用EVIEWS软件对相关数据进行处理得出模型。最后，对所得的分析结果作了经济意义的分析，详细剖析其成因。
关键词 社会消费品总额 居民消费价格指数 城镇居民家庭人均可支配收入 恩格尔系数
一、问题的提出
社会消费品零售总额是衡量一个地区，国家的总消费水平的指标。可以从这一指标看出人民生活水平、生活质量的提高。研究影响社会消费品零售总额的因素能了解社会消费品零售总额可以反映出全国经济的脉象，便于零售商制定营销战略和企划。由此收集了从1978-2007年，我国社会消费品零售总额及其影响因素的时间序列数据，并加以实证分析，分析我国改革开放以来居民生活水平以及国家总消费水平。
二、经济理论陈述
（一）城镇居民家庭可支配收入与消费的关系
可支配收入反映的是居民购买力的强弱程度。也就是衡量居民对社会消费品的购买力程度。可支配收入增加，对社会消费品的购买力就增强，社会消费品总额就会增加。
（二）城乡居民储蓄额与社会消费品总额的关系
它反映居民收入水平、居民储蓄水平和居民购买力三者间的关系。在其他变量不变的情况下，城乡居民储蓄额增加，则表明居民用于消费的金额减少，对社会消费品的消费能力下降。也就是引起社会消费品总额的下降。
（三）居民消费价格指数含义及需求论
居民消费价格指数（CPI）是进行国民经济核算、宏观经济分析和预测、实施价格总水平调控的一项重要指标。其调查范围是我国城乡居民日常生活消费的全部商品和服务价格。当代西方消费经济理论中的需求论：马歇尔提出需求弹性理论，一般规律是在其他条件不变时，商品价格下降则对商品的需求量增加。
（四）恩格尔定律
随着家庭和个人收入增加，收入中用于食品方面的支出比例将逐渐减小，这一定律被称为恩格尔定律。
三、相关数据收集以及处理
在进行实证分析的过程中，主要是以1978-2007年的数据进行处理，其中：
社会消费品零售总额（亿元）――Y，城乡居民储蓄额（亿元）――X2，居民消费价格指数――X3，城镇居民家庭人均可支配收入（元）――X4，城镇居民家庭恩格尔系数――X5。
进行Eviews处理得出结果如下：
Y=4828.783 +0.021123X2 -45.01280X3 +5.343161X4
t=（1.675414）（2.504073）（-2.646705）（11.94080）
R2=0.997671F= 2570.201DW=2.831034
经济意义：
在其他因素不变的情况下，居民消费价格指数每增加1，社会消费品零售总额平均减少45.01280亿元；城镇居民家庭人均可支配收入每增加1元，社会消费品零售总额平均增加5.343161亿元；城乡居民储蓄额每增加一亿元社会消费品总额平均增加0.021123亿元。
四、对当前形势进行分析
（一）优势
1．国民经济稳步发展，城乡居民收入水平可以实现较快增长。
2．城乡居民消费结构升级步伐明显加快，带动相关市场和产业快速发展。从恩格尔系数这一衡量一个国家和地区人民生活水平及消费结构的重要指标来看，90年代以来，恩格尔系数下降速度明显加快。这说明，我国城乡居民的生活水平有明显提高，消费结构调整与升级的步伐正处于加速阶段。
3．消费者信心稳定与消费环境的进一步改善，有利于消费行为的稳步扩张。除了消费者信心的增加和消费需求的扩张，整顿和规范市场经济秩序工作按照“全国统一领导，地方政府负责，部门指导协调，各方联合行动”的原则，继续在全国范围内全面开展。
（二）劣势
1．城乡居民消费结构调整与服务价格的不断攀升，可能会对消费品需求有一定的挤出效应。
2．就业压力与支出预期增大，储蓄倾向不断攀升，且二者相关联。严峻的就业形势下，加大了城乡居民对未来收入不确定的预期，这就使得其即期消费趋于收缩，并增大储蓄；从对未来支出的预期来看，近年来社会保障、医疗、教育等制度改革力度较大，相应增大了个人或家庭的当前以及未来的支出负担，这又在一定程度上强化了中国城乡居民的储蓄倾向。
3．消费环境和消费政策仍在一定程度上制约着消费需求的扩大。虽然今年来政府采取多项改善城乡消费环境、治理整顿市场秩序的政策措施，但消费环境仍不尽人意，如消费者投诉中的关于质量的问题严重，企业的抽样合格率也不太高。而且政府出台的某些消费政策与其他经济政策和改革措施之间还不够协调，如消费信贷政策，使商业银行面临较大的经营风险，这不尽束缚了商业银行扩大消费信贷规模、开发多样化消费信贷品种的积极性，而且大大提高了消费者获得消费信贷的成本和门槛。
参考文献：
[1]中国市场统计年鉴2008.中国统计出版社.
[2]中国财政年鉴2008.中国统计年鉴.
[3]中国价格及城市居民家庭收支调查统计年鉴2008.中国统计出版社.
第8篇：消费水平论文范文
一、引言
随着我国人口老龄化的加剧，养老金模式下的最优社会统筹替代率和个人养老金替代率等指标发生明显的变化。为了解决传统现收现付养老金制度所遇到的筹集和给付两难处境，我国推行社会统筹和个人账户相结合的政策。养老金替代率是职工退休期与工作期收入之比，是一项反映退休职工收入相对状况的指标。我国养老保险收支近年来持续稳定，使养老金替代率既反映了相对水平，即退休人口收入与工作期收入的关联，又能反映老年人口收入的绝对水平，直接改变了居民生活水平和经济承受能力，居民消费和储蓄预期也相应发生变化，适当调节养老金替代率将有利于保证国民经济的活力，更好地达成养老保险体制的社会保障功效。
根据Modigliani和Brumberg（1954）提出的生命周期理论，消费者为了实现消费效用最大化的目标，将在每个时点做出最优的消费和储蓄决策，决策的制定直接取决于消费者的生命期，即劳动期和退休期，并指出劳动期是财富积累的时期，退休后则只有负储蓄，居民的消费取决于居民的当期收入和预期收入。然而，随着我国人口结构老龄化的加剧和养老金替代率的降低，传统的生命周期理论难以解释城镇居民消费率持续上升的趋势。另外，社会统筹养老金替代率的增加会造成工作期消费和效用的减少以及退休期消费的增加。在实行社会统筹和个人账户相结合的积累式养老金政策的背景下，养老金替代率将直接影响人们的消费预期，进而对居民消费和储蓄行为造成影响。
二、理论模型假设前提
生命周期假说又称消费与储蓄的生命周期假说，是由美国经济学家 Modigliani和R?R. Brumberg（1954）共同提出来的。据F?Modigliani和R?Brumberg在《效用分析与消费函数―对横断面资料的一个解释》一文中的论述，他们依据微观经济学中的消费者行为理论，从对个人消费行为的研究出发，该假说的前提是：
1.假定消费者是理性的，能以合理的方式使用自已的收入进行消费；
2.消费者行为的唯一目标是实现效用最大化。这样，理性的消费者将根据效用最大化的原则使用一生的收入，安排一生的消费与储蓄，使一生中的收入等于消费。
3.消费者没有继承或留下财富，均匀地消费掉其所有财富。
4.利息率为零
在这里，我们结合Diamond（1965）关于世代交替的观点提出另一条假设，即社会由有限个体组成，每个个体的寿命也是有限的，分为工作期和退休期两个阶段。
随着我国就业、“啃老”等问题的加剧，当老年群体拥有的财富高于其消费需求和预期时，更倾向于将财富部分地赠予后代，即财富的代际转移。这些后代多处于工作期，拥有更高的消费需求和良好的收入预期，更倾向于消费，这与当期消费率的上升相吻合。
三、实证研究
1.平稳性检验
采用单位根检验方法对样本进行单位根检验，可发现居民消费率、老年人口抚养比和养老金替代率这些变量的数据均为一阶单整，因此，可进行Jorhansen协整检验。
综合检验结果，我们确定最优滞后阶数为2阶，进行Jorhansen协整检验后，由轨迹统计量和最大特征值统计量均可得到在5%显著性水平下存在协整关系的结论。
2.脉冲响应和方差分解结论
2.1居民消费惯性
我国城镇居民的消费需求正处于从以生存型消费为主的消费结构向以发展和享受为主的消费结构的过渡阶段，同时，农村和城镇居民的收入差距也呈现逐年扩大的趋势。在这种背景下，城镇居民的需求和消费水平会随着消费结构的变化逐渐增加。与生存型消费资料不同，城镇居民当期对发展和享受型消费资料的消费水平将对未来4期内的消费水平产生影响，这类消费资料的消费将进一步促进城镇居民对同类商品的需求。值得注意的是，我国城乡分割的二元经济体制特征十分明显，现阶段城镇化进程缓慢，城乡收入差距迟迟难以改善，在很大程度上造成了城镇居民消费结构长期维持转型模式，消费水平长期累积的状况。方差分解结果显示，城镇居民对于消费的预期呈现明显的后顾性，这种后顾性会随时间趋势减弱，并维持平稳。
2.2养老金水平
一方面，养老金替代率的提高将会提升社会统筹养老金水平，在挤压老年人口储蓄的同时降低社会的资本劳动比率，既降低了人均产出，又降低了产出中用于投资的部分。另一方面，替代率水平的提高直接增加社会统筹养老金水平，在人口老龄化背景下，居民消费意识的提高和消费结构的变化保证了城镇居民消费水平的持续提升。
四、基本结论及政策建议
第9篇：消费水平论文范文
[关键词] 江西省本科大学生 体育消费 消费结构 消费水平 影响因素
消费是人类生存和发展的第一前提，人类只有在满足基本生存需求的前提下才会产生其他方面的需求。按照恩格斯的需求分类，体育消费属于发展和享受需要的一部分。体育消费它主要是指居民个人为了满足生活和健身的需要，在参与体育活动与观赏运动竞赛表演过程中，对体育服务产品及与体育消费活动直接有关的各种体育实物消费品、精神产品等体育消费。体育消费行为是体育消费支出向购买和使用等活动转化的过程，通过体育消费行为完成体育消费支出价值的实现过程。它既是一种经济活动又是一种社会活动，使人们在物质生活得到满足的前提下，体育文化达到一定程度的基础上出现的一种新型消费方式。
一、研究对象与方法
1.研究对象
按区域随机选取江西省8所普通高校（江西师范大学、南昌大学、江西财经大学、上饶师范学院、赣南师范学院、江西理工大学、井冈山师范学院、宜春学院）800名在校本科大学生为研究对象。
2.研究方法
(1)文献资料法
根据研究的需要，利用江西省图书馆和互联网检索查阅了《中国期刊网》、《中文科技期刊网》、《万方数据资料中心》、《超星图书馆》与本研究相关的期刊论文100余篇，寻求解决问题的最佳思路和论文研究的理论依据。
(2)问卷调查法
在查阅大量文献资料的基础上，按照社会学和统计学分析的基本要求，设计了江西省普通高校大学生休闲体育活动基本情况的调查表，对近距离的学校进行走访调查，对较远的学校采用信函调查。本次调查共发出问卷800份，回收有效问卷722份，有效回收率为90.25%。
(3)数理统计法
采用Excel和SPSS13.0统计软件，对研究过程中所收集的数据资料进行统计分析。
二、江西省大学生消费水平
体育消费指对体育活动的经济支出，根据体育消费的外在表现形式,包括观赏型体育消费、参与型体育消费和实物型体育消费，适当的体育消费是体育活动得以维持和进行的基本前提。体育消费水平是指在一定时期内为满足生活需要而消费在各种体育物质产品和劳务的数量，它从量的方面反映个人体育消费在某一时间的水平。
表1大学生每学期的体育消费支出（%）
统计结果显示，体育消费学期不足百元的占总人数的68.1%;200元以上的只有10.5%。男生的每学期体育消费水平主要集中在50元～100元和100元～200元两个档次中，而女生能承受的消费则集中在0元～50元和50元～100元两个档次中。利用组中值加权法求得男生每学期均体育消费为95.23元，女生每学期平均体育消费为60.33元。
三、大学生体育消费结构
消费结构是在一定社会经济条件下，人们在消费过程中消费的各种不同类型的消费资料(包括劳务)的比例关系，是从消费客体去考察的。它反映人们消费的具体内容，也反映消费水平和消费质量。研究大学生的体育消费结构，可以透视其体育消费水平和消费质量。
表2 大学生体育消费支出情况（%）
按照马斯洛（Abraharn h.maslow）需要论，体育消费是满足了基本的生存需要后，为了实现自我、发展自我的一种高层次消费需要，包括实物消费和劳务消费，劳务消费包括观赏性消费和参与型消费。调查结果显示， 54.7%的大学生的体育消费用于购买运动衣、鞋子等基本的体育必需品。39.1%的大学生的体育消费用于购买健身器材，以上两项均为实物性消费。而用于劳务消费：购买体育比赛、表演的门票，以及场馆收费的比例较低。形成这种消费结构，一是大学生经济来源，93.4%的大学生由父母提供，50%的大学生月生活费没有超过300元（见表3、4），并且我国现在体育比赛、表演的门票还比较高，一场部级级别的精彩的篮球赛，最低门票售价也在100元左右，就目前江西省大学生现有的消费生活水平和体育消费水平来看，大部分学生难以承受此消费;二是运动服、鞋等体育实物消费资料兼有运动和日常生活两方面的效用，这是我国传统消费习惯和心态所决定的;三是在江西举行的高水平赛事较少，难以吸引大学生观看比赛的热情，在一定程度上也影响其消费。
美国早在1988年体育产业产值已达631亿美元，其中体育健身娱乐消费收入达353.29亿美元(含观赏消费)，体育劳务收入占当年体育产业部值55.98%。体育用品收入190亿美元，体育实物消费占当年体育产业总值30.1%。德国1990年体育健身服务消费达62%，而体育用品消费只有38%的比例。意大利1993年仅体育观赏消费支出就达7300亿里拉。说明目前，江西省大学生的体育消费结构还不够合理，体育消费以实物性体育消费为主，劳务性体育消费所占比例较低，但随着经济的发展，高校大学生的体育消费意识会逐步由物质产品的消费向以发展和完善自我、促进个体身心健康的体育劳务消费上，劳务性体育消费的比重会不断增大。
表3 大学生月生活费表4 经济主要来源（多选）
四、大学生休闲体育消费的影响因素
适当的体育消费是体育活动得以进行的基本前提，江西省大学体育消费水平不高，体育消费结构不尽合理的影响因素是多方面。调查显示，影响江西省大学生体育消费的主要因素依次为：经济条件不允许、缺乏场地设施器材、消费品、门票价格高。有资料表明，我国居民人均场地目前为止不超过0.8平方米左右，而在发达国家，如美国的人均体育场馆面积竟达到16平方米，从侧面反映了我国体育社会化程度还比较低。除上述影响因素外，大学生的体育消费还受消费心理、消费环境及社会文化等因素的影响。
五、结论与建议
通过对江西省大学生休闲体育消费行为的调查与分析可知，江西省大学生消费水平较低、消费结构不合理，消费结构中以实物型消费为主，参与型、观赏型体育消费相对较少。影响江西省大学生休闲体育消费的主要因素是经济条件不允许和场地器材的缺乏。
建议应加大对休闲体育的宣传力度，加强体育设施和体育场馆建设，组织和开展各项体育活动。强化大学生体育价值观念，使其树立正确的体育意识，引导其健康合理的进行体育消费。大力发展国民经济，从整体上提高我国人民的生活水平，提高家庭对子女的教育消费和体育消费。
参考文献：
[1]高玉敏等:河北省高校学生体育消费现状及影响因素的调查研究[J].首都体育学院学报，2004（3）
[2]肖飒:我国体育消费的影响因素分析[J].武汉体育学院学报，2004（5）
[3]涂志远:关于我国体育消费结构的研究[J].西南师范大学学报（自然科学版），2004（5）
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