居民消费水平论文精选(九篇)

第1篇：居民消费水平论文范文

关键词：消费水平 可支配收入 消费价格指数

1.引言

改革开放以来，我国经济取得了巨大的发展，人民生活水平得到很大的提高。然而，我国过去三十年的经济发展主要依赖于出口与投资拉动，消费不足成了制约着国民经济持续发展的首要问题。为此，国家提出了“扩内需、保增长”的宏观经济政策，以促进国家经济持续发展。由于浙江省城镇居民消费是居民消费的主要力量，分析研究城镇居民消费水平及其影响因素，对于浙江省制定恰当的消费政策，提高居民消费水平以及刺激经济增长具有重要的现实意义。

2.研究意义

消费是人类社会经济生活中的重要行为和过程，任何社会都离不开消费。在我国，随着社会主义市场经济体制的确立，消费在全民经济生活中的作用更显重要。可以说，消费活动是经济活动的终点，一切经济活动的目的就是为了满足人们不断增长的消费需求；但另一方面，消费活动又是经济活动的起点，是拉动经济增长的动力。国家一系列决策和尚待解决的问题很大程度上是既源于消费，又回归到消费。要使我国经济长期增长，启动消费需求，就要正确解决“潜在需求很大”与“有效需求不足”的矛盾。

消费水平的提高对经济发展有很大的影响。社会再生产总是以生产为起点运行的，生产是消费的基础，并为消费提供了对象，决定消费水平。但消费也能反作用于生产，首先它是生产的归宿和目的，它使产品得以最终完成和实现，其次它把生产者的劳动能力再生产出来，为生产提供生产主体，三是它充当产品的价值、使用价值的鉴定者，四是它为再生产提供动力和投入的导向，从而促进再生产在规模结构和布局上的优化、合理化。在市场经济条件下，消费水平的提高会促进消费增长和扩大，加快经济运行，增加投资和进出口贸易，推动国民经济的快速增长，国家对此也提出了扩内需、保增长的宏观经济政策。

本文利用浙江省1986年到2009年统计年鉴上的相关数据，对影响城镇居民消费水平的因素进行了实证研究，首先找出可能影响消费水平的因素，然后采用多元线性回归模型其进行分析和检验，最终得出结论，并根据分析结果提出几点提高消费水平的建议。

3.理论假设、数据来源和分析方法

根据大量的消费理论文献的借鉴和研究可知，影响居民消费水平的因素有很多，如居民人均可支配收入、对收入的预期、消费心理、消费偏好、消费惯性、消费者年龄性别及全社会人均固定资产投资、人均生产力水平、消费价格指数等等。由于消费心理等一些因素是不可度量的，因而本文排除这些不可测量的变量，从浙江省居民人均可支配收入、人均固定资产投资、人均生产力水平、消费价格指数等四个可度量的方面来考察其对浙江省城居民消费水平的影响状况，其中本文以浙江省城镇居民人均消费支出来代表人均消费水平。通过对大量相关文献的参阅，本文选择四个对消费水平可能存在显著影响的因素，具体如下：

第一个因素，浙江省城镇居民家庭人均可支配收入，指居民家庭在支付个人所得税之后所得的实际收入。收入和消费的关系非常的紧密，城镇居民的收入水平的高低决定消费水平的高低，是制约消费的基本因素，近年来随着改革开放的深入，人民生活水平的提高，城镇居民的收入普遍增加，所以居民消费水平也相应地提高。

第二个因素，全社会人均固定资产投资。它是反映固定资产投资规模、结构和发展速度的综合性指标，用我省全社会固定资产投资额除去全省人口数就得出人均固定资产投资额。根据西方经济学的基本理论可知投资具有乘数的效应，较小的投入可以引起大的资产流动。投资乘数的放大作用体现在对生产的拉动和引发居民消费上。因为固定资产投资增加必然使企业扩大生产规模，这样社会各部门的劳动者收入也会随之增加，从而消费增加。

第三个因素，消费价格指数指居民支付所购买生活消费品和获得的服务项目的价格。CPI提高，则通货膨胀率提高，居民实际消费水平下降。CPI提高，则居民可分配收入减少，恩格尔指数上升，生活水平下降。CPI提高，刺激居民减少储蓄，增加消费，

第四个因素，全社会人均生产力水平。生产力水平提高，促进劳动生产率的提高，同时降低产品生产成本，因此这将导致产品的价格的下降，从而促进消费者进行消费支出。

变量选取及数据收集主要来自于《浙江统计年鉴》，本文共选取5个变量：浙江省城镇居民人均生活消费支出（Y）；居民人均可支配收入（[x1t]）；人均固定资产投资（[x2t]）；消费价格指数（[x3t]）；人均生产力水平（[x4t]）。通过《浙江省统计年鉴》收集有关数据（1986-2009年），整理后得到所需数据。

本文将城镇居民人均消费支出作为被解释变量，城镇居民家庭人均可支配收入、全省社会人均固定资产投资、全省社会人均生产力水平和消费价格指数等作为解释变量，除了以上几个主要因素做解释变量外，其余的因素都归到随机项中。

4.分析结果

4.1　数据描述性统计

通过spss软件，对变量进行描述性统计其结果如下：

从表1可以看出，人均生产力水平均值大于城镇居民人均消费支出、人均可支配收入、人均固定资产投资与消费价格指数。同时，各变量的标准差较大，1986年至2009年随着经济的飞速发展，全社会人均生产力水平、人均消费支出，人均可支配收入，人均固定资产投资与消费价格指数都在稳定增长。

4.2　回归分析结果

根据表2可以看出，R2=0.998，模型整体拟合较好，则模型系数不全为0。且城镇居民人均可支配收入及消费价格指数系数在1%水平内显著不为0，人均固定资产投资在5%水平内也显著不为0。城镇居民人均消费支出与城镇居民人均可支配收入，人均固定资产，消费价格指数间存在正相关，即收入与固定资产投资及消费价格指数的增长将导致消费支出的增长。但人均生产力水平与城镇居民人均消费支出存在负相关关系，这与经济理论不符，且以人均生产力水平为被解释变量，做对城镇居民人均消费支出的回归，可以看出，二者呈正相关关系，系数为0.357，在1%水平内显著不为0，因此本次回归中人均生产力水平的回归系数不具有经济意义。

4.3　多重共线性的检验与消除

从表2可以看出各系数的方差膨胀因子（　variance　inflation　factor，　VIF）均远大于10，因此认为各变量间存在多重共线性，且对各变量间做pearson相关系数，得表3。

表3　变量相关系数矩阵（　N　=　24）

[＼&1＼&2＼&3＼&4＼&5＼&城镇居民人均消费支出＼&1.000＼&＼&＼&＼&＼&城镇居民人均可支配收入＼&.997＼&1.000＼&＼&＼&＼&人均固定资产投资＼&.976＼&.987＼&1.00＼&＼&＼&消费价格指数＼&.878＼&.848＼&.760＼&1.000＼&＼&人均生产力水平＼&.986＼&.995＼&.994＼&.800＼&1.000＼&]

从表3可以看出各变量间存在较严重的多重共线性，且城镇居民人均可支配收入与城镇居民人均消费支出相关系数最大，因此根据经济理论与统计检验，收入是最重要的解释变量，选出最优简单回归方程为[yt=f（x1t）]，

5.结论与建议

通过分析，本文得出城镇居民的人均可支配收入和消费价格指数都是影响消费水平的因素，对其具有显著的正相关作用。从实际情况来说，我国城镇居民的相当一部分都是工薪阶层，收入主要来源于工资，是消费的来源及基础，只有满足基本的生活需要以后才会去消费，而消费水平的提高其实很大程度上是受该部分消费的制约，因为剩余的可支配收入越多时，由其而带动的引致消费就会越高，引致消费对消费水平的贡献较大，所以消费水平也会相应得到提高。与此同时，消费价格指数间存在正相关，即收入及消费价格指数的增长将导致消费支出的增长。

为了使我省经济快速持续发展，必须增加人们的消费。通过增加消费，拉动经济增长，通过经济增长带动消费的增加。这样才能使我区经济不断向前发展。因此，从上面分析可知，我们可以通过以下几种方法来增加人们的消费。

第一，要着力增加居民收入。把增加城镇中低收入居民作为重点和中长期目标加发确立；逐年提高收入分配在国民收入总分配中的比例，使居民收入保持一个合理的、较快的增长速度，使其与经济发展速度相适应。综合运用财政、税收、货币等政策，努力增加就业机会，缩小收入差距，重视对有发展前景的劳动密集产业的大力扶持，增加就业人数，提高居民收入，从而提高居民的消费能力。

第二，建立健全的社会保障制度。要尽快建立覆盖现更广、更规范、更透明的社会保障制度，提高保障水平。当前，要采取经济、行政、法律等措施，保证居民养老、医疗保险和失业救济等款项足额到位，及时发放，尽最大努力减少对居民消费预期的负面影响。

第三，发展消费信贷。发展消费信贷是促进内需扩大的必然选择。发展消费信贷，可以联通生产与消费，疏导巨额储蓄适当向消费领域分流，解决现实购买力与消费需求不匹配的矛盾，这里的信贷不仅包括耐用消费品及住房方面，还指居民对子女教育信贷的程度。只有这样，才能减少居民对本期收入的严重依赖性。

第四，拓宽消费领域、发展消费热点、开辟新的消费方式。随着社会的发展与进步，涌现出大量的新的消费热点，比如旅游、住房、汽车等。当然上述的消费品必然要有政府的一系列的配套改革，推进城市住房、用车信贷的制度。还要调整在短缺时期与消费一般水平内限制性消费措施，如高消费税等，调整社会的消费水平偏离度。

第五，强化舆论引导。转变人们的消费观念，引导合理消费。传统观念制约着居民消费的倾向，间接导致消费结构的不合理，消费不足，倡导科学消费、文明消费、适度消费。可以从舆论引导和典型示范两个方面入手。要坚持“适度超前消费”的舆论导向。媒体要加大宣传力度，努力提高实际效果。在全社会广泛开展消费者教育。消费者教育是指对广大消费者所进行的有目的、有计划、有组织地传授有关消费知识和技能，提高消费者自身素质的一种社会活动。在全社会广泛开展消费教育，不仅可以直接增长消费者的科学文化知识，而且可以培养消费者形成各种必要的消费技能。

参考文献：

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[2]高鸿业.西方经济学第四版[M].北京：中国人民大学出版社，2007

[3]李子奈.计量经济学第二版[M].北京：高等教育出版社，2005

[5]李娅玲，王智慧.浙江城镇居民消费现状的实证分析[J].商场现代化，2006

[6]尧华英.中国城镇居民平均消费倾向对收入分配的影响的实证研究[J].现代经济信息，2009.2

[7]陈乐一.收入分配与消费不足[J].经济问题探索，2005.4

第2篇：居民消费水平论文范文

关键词：财政社会保障支出；居民消费水平；省际面板数据

本文选取2007—2016年人均财政性社保支出、人均消费水平和其他影响居民消费因素的数据进行分析，同时考虑到我国地域差异较大，采用Eviews软件对全国31个省(自治区、直辖市)的相关数据构建面板数据固定和随机效应模型分别进行分析，并最终得出东部、中部地区省份财政性社会保障支出对居民消费水平存在正向影响，而西部地区省份存在负向影响的结论。

1财政社会保障支出与居民消费的纵横向分析

1.1时间序列分析(纵向角度)

在数据选取方面，《中国统计年鉴》中财政社会保障支出以总额的形式列式，而本文为了剔除人口增长因素导致的财政社保支出的增加、保持与居民消费水平的人均口径一致，将财政社保支出总额除以当年全国人口总数，得到人均财政社保支出。2007—2016年，我国全国范围内人均财政性社会保障支出呈现出逐年增加的趋势。从理论角度出发，社会保障水平应当与一国经济发展水平相适应，不断向前发展。如果社会保障支出超出一国经济发展水平，那么就会给国家带来沉重的负担，不利于经济发展和居民生活水平的提高。我国人均财政社会保障支出低于人均GDP水平，表明我国社保支出能够与经济发展水平相匹配。从数据来看，2007年我国人均财政社会保障支出为412.26元，2016年已经达到1561.53元，已经接近2007年的四倍。随着时间推移，我国居民消费水平逐年稳步增加。从2007年人均7572元到2017年人均22902元，表明居民消费水平和生活质量大幅提高。除了消费数量的增加以外，消费的形式和结构也发生了很大的变化。随着互联网经济的兴起，“网购”成为居民消费的新形式，甚至超越了传统的实体店消费。仅仅在2018年“双十一”购物狂欢节当天，我国居民在淘宝网等电商平台上的消费就达到了2135亿元，同比增长26.9%，进一步表明我国居民的消费潜力和需求十分巨大，而且互联网的便利性极大地促进了居民消费水平的提升。人均社会保障支出远远低于人均消费水平，且随着时间的推进，两者的差距显著增大。这是因为国家财政社保支出的目的是缩小贫富差距，为养老、医疗等重大事项提供一定的保障，而且财政社保支出只能在一定水平上作用于未来收入的替代效应，无法完全替代收入，因此其数额不能完全覆盖居民消费支出。

1.2地区差异分析(横向角度)

通过观察2007年和2016年我国各省人均财政性社会保障支出数据（除香港、澳门、台湾），发现各省的人均社会保障支出存在很大的差异。总体来说，东部地区各省份的财政社保支出低于中部地区各省份，中部地区各省份低于西部地区各省份。经济发展较快的地区对社保的需求相对较低，而经济发展缓慢地区则相反。而从2007年和2016年我国各省人均消费数据（除香港、澳门、台湾）中可见，各省消费支出之间的差异也不容忽视。甚至与人均财政性社会保障支出相比，居民消费水平的差异更为明显。随着时间的发展，我国人均消费的地区差异在逐渐缩小，国家缩小贫富差距的政策产生了很大的效果，我国正向着更公平公正的方向发展。

2实证分析

2.1数据选取与说明

本文数据来源于《中国统计年鉴》《中国财政统计年鉴》和《中国劳动统计年鉴》等，其中选取了31个省(直辖市、自治区)(除香港、澳门、台湾)2007年至2016年的面板数据构建计量经济模型。

2.2模型构建及假设

结合消费理论分析，针对影响居民消费的主要因素，本文选取了财政性社会保障支出作为解释变量，由于居民可支配收入、消费价格指数(CPI)和上年末居民储蓄存款也可以影响消费水平，所以把它们作为控制变量，居民消费水平作为被解释变量，分析它们之间的相关关系，得出相应的结论。为了降低数据数量级之间的差异，减少波动性，本文将所有的相关变量同时取对数，得出的模型如下：lnC=α+β1lnSBZC+β2lnCPI+β3lnSNCX+β4lnSR+ε其中，C为居民消费水平，SBZC为财政性社会保障支出，CPI为消费价格指数，SNCX为上年末居民储蓄存款，SR为居民可支配收入，ε为随机扰动项。上述模型为全国范围内变量之间的关系，本文为了体现地区之间的差异性，将我国分为东、中、西部地区，分别建立模型如下：根据前文中的论述，我们作出假设：居民消费水平与财政性社会保障支出之间为负向相关关系。

2.3参数估计结果及分析

根据我国东、中、西部地区数据情况，选择面板数据固定效应和随机效应构建回归模型，同时面板数据模型包括无个体影响的混合模型、存在个体影响的变截距和变系数模型。为了确保构建的模型能够在最大程度上贴合实际，检验究竟符合哪种形式，避免模型设定方面的较大偏差，加强参数估计的有效性，本文采用Eviews进行协方差分析，得出结论应该采用变截距模型的形式。运用Eviews软件中的Estimation功能，得出我国东部、中部和西部地区固定效应和随机效应变截距模型实证结果，如表1所示。从表1中可以得出，采用固定效应变截距回归模型，东部地区财政社会保障支出在1%水平上显著(t值为6.5631)，中部和西部地区的财政社会保障支出也在1%水平上显著(t值分别为3.0122和－2.2095)，而且东部地区和中部地区财政社会保障支出与居民可支配收入之间呈现正相关关系，西部地区两者之间呈现负相关关系。东部、中部和西部的模型拟合程度很高，F统计量也都为1%水平上显著。我国东部、中部和西部地区在本文的研究问题方面存在很大的差异。东部地区和中部地区财政性社会保障支出与居民消费水平的正向关系，主要是因为它的替代效应强于引致退休效应，增强了居民消费的安全感，无形中提高了居民的消费水平。西部地区财政性社会保障支出与居民消费水平的负向关系则相反，因为我国财政性社会保障制度不够完善，体现为引致退休效应的作用强于替代效应，财政社保支出对消费存在“挤出”效应。

第3篇：居民消费水平论文范文

关键词：居民消费；人均收入；人口规模；经济增长

一、引言

近年来，我国社会经济迅速发展，居民的收入不断增加，居民的消费水平发生了很大的变化。无论从宏观角度或微观角度来分析，我国居民最终消费支出都直接影响国民经济运行及其发展水平。目前我国面临经济结构调整和产业结构升级，我国居民的消费处于怎样的水平，影响我国居民消费水平的主要因素有哪些，这些因素对宏观经济具有怎样的影响，都是非常值得关注的问题。

二、文献综述

消费活动是经济活动的终点，经济活动的最终目的是为了满足人们日益增长的消费需求。对于影响消费的主要因素，已经有大量的经济学家和学者做了充分的研究。现在国外学术界持有两种不同的观点。

一种观点是凯恩斯主义的消费函数，即凯恩斯的绝对收入理论。他认为消费主要取决于消费者的净收入，即居民现期可支配收入。随着居民现期可支配收入的增加，居民的消费也会随之增加。凯恩斯的这种消费理论主要是用收入来解释消费。他假设消费者是完全理性的人，在其他条件不变的情况下，消费者的主要经济活动就是储蓄和消费，并且消费会随可支配收入的增加而增加。但是，消费的增加幅度小于可支配收入的增加幅度。随着可支配收入的提高，增加的消费支出在增加的可支配收入中所占的比重不断减少，即边际消费倾向具有递减的趋势。由边际消费倾向递减规律，凯恩斯进一步提出平均消费倾向递减，而且边际消费倾向小于平均消费倾向。

另一种是弗兰科・莫迪利安尼的生命周期理论。这是一个面向未来的消费函数，每个人都根据他自己一生的全部预期收入来安排他的消费支出。这一理论强调消费要受制于个人或家庭在其整个生命期间内所获得的总收入。这种理论把人生分为三个阶段：少年、壮年和老年，在少年和老年阶段，消费大于收入，在壮年阶段，收入大于消费，而壮年阶段多余的收入则用于偿还少年时期的债务和储蓄起来用于以后的养老。虽然他强调消费不完全取决于现期收入，但是，经济学家根据大量经验观察发现，消费还是在很大程度上决定于现期收入，主要原因有二：其一，当居民收入下降或担心失业时，居民往往会推迟或削减耐用品购买，现期消费就会减少；其二，当居民收入呈现下降时，消费信贷会受到配额限制，居民就不得不削减现期消费。

三、模型建立与回归分析

我们所能想到的影响居民消费的因素有很多，如国内生产总值、人均可支配收入、社会商品零售价格总额、城镇人口数、储蓄存款利率、价格水平、居民家庭财产情况、收入分配、税收、消费者偏好、消费信贷状况、消费者年龄构成、制度、风俗习惯等等。但考虑到样本数据的可收集性和我国经济的实际情况，本文选取国内生产总值、人均可支配收入和城镇人口数来作为居民消费的影响因素。

1.模型建立及影响因素分析

为了具体分析各要素对我国居民消费水平的影响，在这里，我们选择“居民消费水平”作为被解释变量（用Y表示）。选择“国内生产总值”，即“GDP”作为第一个解释变量（用X1表示），选择“人均可支配收入”作为第二个解释变量（用X2表示），选择“城镇人口数”作为第三个解释变量（用X3表示），所以模型可以假定为以下形式：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+μ，其中μ代表随机干扰项。下面将分别详细说明每个解释变量所代表的意义。

（1）国内生产总值

国内生产总值，即GDP，是指既定时期内，一个国家（国界范围内）所有常住单位生产的全部最终产品和劳务的市场价值。国内生产总值是国民经济核算的基本指标，也是衡量一个国家或地区宏观经济状况的重要指标。我们知道，消费需求是收入的函数，而收入又取决于生产，所以，随着生产的发展，收入不断增加。因此，生产发展水平及其增长速度就成为影响消费水平的重要因素。

（2）人均可支配收入

人均可支配收入是居民可以用来自由支配的收入，指的是城镇居民平均每人可用于最终消费支出和其他非义务性支出以及储蓄的收入总和。它是每个居民总收入减去个人所得税、个人交纳的社会保障支出等费用后的收入。居民人均可支配收入是决定储蓄水平的一个重要因子，人均可支配收入增加，居民储蓄会直接随之增加，所以可支配收入的增加就意味着居民自己的银行储蓄的增加，就可以为以后的购房、购车、养老、医疗保健做准备，这样就会对居民的消费支出产生很大的影响。

（3）城镇人口数

在这里，我们选择城镇人口数来代表人口的多少对居民消费水平的影响因素。在消费总额为既定的一个数时，人口的规模和增长速度直接影响着人们的消费水平。如果人口的规模较大，即这里的城镇人口数较大，能够消费的人数增加，需求扩大，居民的消费水平必将上升；反之，如果人口的规模较小，能够消费的人数减少，需求减少，居民的消费水平必将下降。所以城镇人口数也会在很大程度上影响我国居民的消费水平。

2.回归结果分析

本文数据来源为中华人民共和国国家统计局，数据样本为2004年到2014年11年间的年度数据。做OLS线性回归，得出的回归方程为Y=13004.7+0.022067X1+0.3895632X2-0.276239X3+

μ，该模型可以初步通过经济意义上的检验，系数和符号也都符合经济意义。用Stata软件做OLS回归后的结果如下图所示：

注：其中v3，v4，v5分别代表国内生产总值，人均可支配收入，城镇人口数。

从上述模型结果中可以看到，拟合优度：R2=0.9995，这意味着，国内生产总值、人均可支配收入以及城镇人口数联合起来一起解释了这个消费水平样本中我国居民消费水平波动的99.95%。从回归结果可以看出，可决系数很高，模型的拟合优度很好，这表明国内生产总值、人均可支配收入以及城镇人口数联合起来确实对居民消费水平有显著影响。并且模型通过了F检验，说明方程整体是线性显著的。回归后t值也都通过了检验，说明各个变量也都是显著的。

我们可以看出，当其它条件不变时，国内生产总值（GDP）每增加1亿元，我国居民消费水平就增加0.022067元；当其他条件不变时，人均可支配收入每增加1元，我国居民消费水平就增加0.3895632元；当其他条件不变时，我国城镇人口数每增加1万人，我国居民消费水平就减少0.276239元。

在这里，城镇人口数的符号与前面预期的出现了不一致的现象，即我国城镇人口数的增加会导致居民消费水平的下降，这里解释为：城镇人口数增加可以说明我国的儿童人口和老龄人口相对于劳动人口的比例上升。我国在2000年时，60岁及以上人口占总人口的比例达到了7%，这标志着我国进入了老龄型社会；到2012年，我国60岁及以上人口占总人口的比例为14.3%，已处于快速老龄化阶段；到2014年年底，我国60岁以上人口则达到了2.12亿，占总人口的比例为15.5%。这明显出现了未富先老的迹象，大大增加了经济发展压力。因此，长时间内，在这种老龄型社会下居民消费的增加会导致人均资本存量下降，进而影响到将来的产出水平，这样就抑制了将来的居民消费，导致居民消费水平的下降。所以城镇人口数的符号是符合经济意义的。

四、结论及建议

本文利用2004年至2014年的统计数据，探讨我国居民消费水平与国内生产总值、人均可支配收入、城镇人口数之间的关系。通过建立多元线性回归模型，我们可以得出：国内生产总值和人均可支配收入的增加会导致我国居民消费水平的提高，城镇人口数的增加会导致我国居民消费水平的下降，本文的主要研究结论如下。

第一，整个国家的经济状况对居民消费水平有一定影响。整个国家的经济越好，国内生产总值也就会上升，国民收入也就会提高，在人口不变的情况下，人均收入也就会提高，购买力就会上升，从而居民的消费水平也就会提高；反之，一国的经济越差，国内生产总值也就会下降，国民收入也就会降低，在人口不变的情况下，人均收入也就会下降，购买力就会下降，从而居民的消费水平也就会降低。所以政府应大力促进经济发展，提高国内生产总值，提高国民收入，最终达到提高居民消费水平的目的。

第二，城镇家庭人均可支配收入对居民的消费水平影响最大。正如凯恩斯所认为的那样，居民消费会随着可支配收入的增加而增加，但是消费的增加不及收入增加的多，即前面所提到的边际消费倾向变化率为负值。但在总体上，居民的可支配收入增加，居民用于消费的收入就会增加。因此提高居民消费水平，还是需要增加居民的可支配收入。首先，要逐步扩大个人收入在国民收入分配中的比重，提高劳动报酬在初次分配中的比重。其次，逐步提高扶贫标准和最低工资标准，建立企业职工工资正常增长机制和支付保障机制，创造条件让更多居民拥有财产性收入。再次，改革税收政策，强化税收的调节作用，保护合法收入，调节过高收入。最后，扩大政府和企业对个人的转移支付，增加低收入者收入，逐步扭转收入分配差距扩大趋势。

第三，在消费总额为既定时，人口的规模和增长速度直接影响了消费水平。如果人口自然增长率比消费总额增长率要慢，消费水平必将有较快的提高；如果人口自然增长率快于消费总额增长率，消费水平必然下降。我国人口的老龄化对居民消费水平有很大影响，所以根据我国人口现状和经济发展水平，国家放开了二胎政策，旨在把提高人口素质和解决人口老龄化等问题放在一起考虑，制定一个增长合理、能够提高质量并且能优化年龄结构的综合人口方案，这样，适当的人口增长就可以有效带动消费。

参考文献：

[1][美]杰弗里・M・伍德里奇.计量经济学导论（第五版）[M].中国人民大学出版社，2015.

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[4][美]奥利维尔・布兰查德.宏观经济学（第六版）[M].清华大学出版社，2014.

第4篇：居民消费水平论文范文

关键词：安徽；农村居民消费；异方差；序列相关

一、消费问题的基本理论

1.绝对收入消费理论

关于收入与消费的关系，凯恩斯认为：消费是收入的函数，短期内当期的居民消费水平取决于当期的收入水平。随着收入增加，消费也会增加，但是消费的增加量小于收入的增加量，存在着“边际消费倾向递减规律”。根据凯恩斯的消费理论，可以建立如下消费模型：C=a+βy，其中a为自发消费部分，即当收入为0时，通过借债或动用前期储蓄也必须要有的基本生活消费，自发消费支出与可支配收入无关；β是边际消费倾向，即收入增加一单位时消费的增加量；βy即为由收入增加所导致的消费增加额。因此C=a+βy的经济意义就是：消费等于自发消费加引致消费。

2.相对收入消费理论

美国经济学家杜森贝利于1949年提出相对收入消费理论，他认为当期的消费会受自己过去的消费习惯和周围消费水平影响。在长期内，根据杜森贝利对居民消费习惯的研究，他认为居民增加消费容易，而减少消费却比较难，因此消费量会随着收入的增加而增加，却很少随着收入的降低而减少。因此长期消费函数如下：C=βy。在短期内，随着经济的波动，当收入增加时，低收入者的消费水平会赶上高收入者的消费水平，当收入减少时，消费水平的降低程度有限，因此短期消费函数与长期消费函数不同，短期消费函数为：C=C0+Cy。

3.生命周期消费理论

美国经济学家莫迪利安尼于1954年提出生命周期的消费理论，该理论认为：居民会在现期消费与延期消费之间做出最优选择，计划消费支出，以此达到整个生命周期内的效用最大化。根据该理论可以建立如下模型：C=aWR+cYL，其中WR为实际财富；a为财富的边际消费倾向，即每年消费掉的财富比例；YL为工作收入；c为工作收入的边际消费倾向，即每年消费掉的工作收入的比例。

4.永久收入消费理论

美国经济学家弗里德曼于1957年提出永久收入消费理论，该理论认为：消费者的消费支出取决于永久收入，而不是由现期收入决定。永久收入是消费者在长期内可以预见的收入，因此居民的消费等于持久消费与现期消费之和。

二、消费模型的建立

1.数据的来源

本文主要研究从改革开放以来安徽省农村居民消费模型。由于上世纪90年代初期国家经历高通货膨胀，所以选取了1994年-2013年安徽省农村居民消费金额、农村居民人均纯收入、一年期定期存款利率和农村居民消费价格指数作为样本数据，数据来源于中国宏观经济信息网数据库。本文对一年期居民定期存款利率进行算术加权平均，以此得到最终所用数据。

2.多重共线性检验

多重共线性是指模型中的各解释变量之间存在精确的线性关系或者近似的线性关系，多重共线性的产生会无法正确反映每个解释变量对被解释变量的单独影响，同时使得参数估计值的方差变成无限大。

3.异方差性检验

同方差假定是简单线性回归的基本假定，即是对于每一个给定的解释变量，其随机扰动项的条件方差都为某一个常数，公式为=E（）=2同方差性指的是相对于回归线来说，被解释变量的观测值的分散程度相同，而异方差性则是指被解释变量的观测值的分散程度随解释变量变化而变化。异方差产生的原因有很多，如：模型中忽略了某些重要的解释变量、数据测量误差、模型设定误差等，异方差的产生会增大模型的预测误差，降低预测精度。异方差的检验方法有：图示检验法、Goldfeld-Quanadt检验法、White检验法、ARCH检验法、Glejser检验法等。本文采取White检验法，White检验法认为模型中如果存在异方差，则其方差和解释变量有关系。对安徽农村居民消费模型进行White检验后，可以得出其伴随概率p=0.060953，给定显著性水平a=0.05，由于p=0.060953>a=0.05，所以模型中不存在异方差。

4.序列相关检验

序列相关又称自相关，是指总体回归模型中，随机误差项之间存在着相关关系。序列相关性产生的原因有模型设定偏误、经济活动的滞后效应、随机因素的影响等。

四、提高安徽农村居民消费水平的对策分析

1.有效增加农村居民收入，提高农村居民消费水平。本文在实证分析部分，已经证明农村居民消费金额与人均纯收入之间有较强的关联性，收入水平是消费金额的根本影响因素。因此增加农村居民人均纯收入是提高农村居民消费水平的直接途径，政府应该采取各种措施，大力发展安徽经济，有效提高安徽农村居民收入水平。

2.逐步推进利率市场化，制定合理的利率水平。在我国当前金融市场还不太发达和农村居民金融理念相对保守的情况下，利率的变动对农村居民储蓄金额有较大的影响，这进一步影响到农村居民的消费金额。利率的下调具有“替代效应”和“收入效应”，一方面利率下调会导致利息收入减少，而使得居民减少储蓄增加消费，另一方面利率的下降又会使得居民实际收入减少而减少消费支出。中国人民银行决定自2014年11月22日起下调一年期存款基准利率0.25个百分点，根据上文实证检验的结果可以得出这会导致安徽农村居民人均消费金额减少16.856445元。因此应逐步推进利率市场化，制定合理的利率水平，既使得居民的储蓄金额能够满足未来所需，也使得农村居民提高当前消费水平，实现效用最大化。

3.维持物价稳定，提高农村居民实际消费能力。本文在实证部分证明了CPI每提高1个百分点，在居民原有消费水平不变的情况下，平均来说消费金额将提高31.84743元。因此要提高安徽农村居民消费水平，不仅要提高农村居民的收入，而且还要稳定物价，抑制通货膨胀，特别是在与农民日常生产生活密切相关的商品上。

4.完善社会保障制度，增强居民消费信心。安徽省各级政府应当加大财政支出，健全农村居民最低生活保障制度，同时应该逐步完善医疗、养老、住房、失业等社会保障体系，提高居民消费预期，减少居民的后顾之忧，树立农村居民的消费信心。

5.发展居民消费贷款，扩大居民消费需求。目前我国还没有建立完善的消费信贷体系，消费信贷规模较小，这导致了居民消费支出的流动性约束增加。因此政府应借鉴国内外关于消费信贷的发展经验，健全消费贷款制度，改善消费贷款环境，丰富消费贷款品种，为农村居民申请消费贷款提供便利。

6.制定相关消费政策，转变居民消费观念。政府应该制定相关政策，鼓励促进农村居民消费。同时各级政府应当针对农村居民长期形成的消费心理和消费习惯，加强对居民的在消费理念方面的宣传教育，正确引导居民转变消费理念，养成科学的消费习惯，提高消费水平。

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第5篇：居民消费水平论文范文

关键词：城镇居民 农村居民 消费 面板数据

中图分类号：F124.7 文献标识码：A

文章编号：1004-4914（2013）04-014-04

消费是生产的目的，对社会经济发展起着重要的作用。目前，我国成为世界主要国家中消费率最低的国家之一，消费需求与经济发展不匹配，严重影响了我国经济增长的持续性与稳定性。与发达国家总需求不足主要是投资需求不足相比，我国总需求不足主要是消费需求的不足，表现为我国最终消费率（最终消费支出占支出法GDP比重）偏低，从1990年的62.5%逐渐降至2010年的47.4%（2011中国统计年鉴），而发达国家最终消费率都在80%左右。我国总需求不足，特别是居民消费需求不足始于1997—1998年，此后一直存在，成为制约我国经济健康发展的重要因素。从有关数据（均采用名义数据）来看，自1997年以来，无论是城镇居民还是农村居民，消费的增速低于收入的增速，而收入的增速又低于GDP的增速。有关数据显示，我国最终消费率结构变化中，政府消费比重不断增加，表明我国居民消费需求的不足主要是消费倾向的下降，并且居民收入在国民收入分配中比重下降。针对有效需求不足的问题中央采取了许多措施提升居民的消费需求，但收效甚微。因此，研究我国居民消费的影响因素，分析我国居民消费不足的原因，具有重要意义。

近几年来，针对我国居民消费需求不足，国内外学者进行了大量的研究，得出了很多不同结论。主要有以下几个方面：（1）中国社会保障制度的原因。我国不断深化经济体制改革，而社会保障制度建设的落后增加了居民收入和支出的不确定性，导致居民预防性储蓄动机加强，消费减少。韩冰、臧旭恒（2006）运用消费计量模型得出城镇居民消费与社会保障支出呈正相关，二者的相关系数为0.171125。张继海（2006）研究得出，随着城镇社会保障水平的增加，城镇居民的消费支出也随之增加，即居民人均消费增加与养老金财富增加相对应。王智慧（2002）也认为我国就业、退休、医疗、住房、教育等制度的变迁，增加了居民生活中的不确定性，而我国社会保障制度的不健全造成消费预期支出上升，使居民不敢即期消费。袁志刚、宋铮（1999）认为在计划经济体制向市场经济体制转轨中，城镇居民的平均消费倾向出现较大幅度的下降。1997年比1987年下降7个百分点，为0.807。（2）居民收入差距扩大的原因。收入差距的扩大，限制了广大低收入者的消费需求。李军（2003）认为改革开放后收入分配差距不断扩大，使得中低收入者的支付能力受到限制，他们的消费需求增长缓慢，从而造成中国居民的消费需求不足。陈斌开（2012）认为收入差距越大，居民消费需求越低，城乡收入差距扩大导致居民消费率在2000—2008年间下降了3.42%，可以解释这一期间30.8%的居民消费率下降。（3）中国传统思想的原因。中国的传统文化与西方不同，导致了我国居民节俭并喜欢储蓄，消费倾向较低。Wei和Zhang（2009）从人口统计学方面对中国居民消费率下降提出了一种新颖的理论。他们认为，因为中国的传统思想与计划生育，导致新生儿中男孩比重越来越高，使得家庭为提高男孩在将来婚姻市场上的竞争力而进行更多储蓄，更少消费。但是，这种机制可能更适用于农村地区，对城镇居民消费的影响有限。（4）其他方面的原因。方福前（2009）运用面板数据对我国城乡居民消费需求进行计量分析，得出1995—2005年以来我国居民消费函数比较稳定；医疗、教育和住房体制改革对城乡居民消费的影响不同；并运用资金流量表（实物交易）进一步得出在国民收入分配中，政府所占份额越来越大，而居民所占份额越来越小是我国居民消费需求持续低迷的原因之一。李文溥、龚敏（2011）认为CPI的上涨对城乡及不同收入群体的冲击不同，对农村居民与低收入群体影响更大。通胀差异会扩大城乡及不同收入群体的实际收入，并抑制居民的消费需求，使最终消费对经济增长的贡献率持续下滑。路易斯（Louis Kuijis）运用世界银行数据库对中国的私人储蓄进行了经验研究，得出中国的高储蓄主要是企业的高储蓄，再次是政府的高储蓄，中国居民的储蓄水平虽然高于大多数西方国家，但低于像印度等国家。因此，他认为企业储蓄过多是中国的消费需求不足主要原因。路易斯进一步指出，中国居民高储蓄水平的原因部分是要支付譬如医疗和教育支出，而这些在国外多数是由政府或者保险公司支付的。此外，中国居民还要在住房投资上花费将近一半的储蓄。

上述观点各从一个方面反映了居民消费不足的问题，在前人研究基础上，本文综合影响城乡居民消费的因素，运用面板数据来比较分析它们对城乡居民消费的不同影响，以及各自的影响方向与强度，探明抑制我国居民消费的真实原因，进一步提出扩大内需的政策建议。

一、数据的选择与处理

本文选取1997年至2010年的30个省分城乡年度面板数据（panel data），由于数据不全所以不予包括。出现在本文中的变量有：人均消费支出（城镇与农村）、人均可支配（纯）收入（城镇与农村）、人均财富水平（城镇与农村）、物价指数（城镇与农村）、人均财政性教育经费、老年人抚养比、少儿抚养比、医疗状况、一年期平均存款利率、国内生产总值（GDP）、财政收入等。

其中物价指数以1997年为基期，为100%，并以此对以后年份进行调整。一年期平均存款利率为央行公布的一年期银行存款基准利率的加权平均值，由于医疗支出数据难以取得且准确率不高，而医疗机构床位数统计已有多年，所以本文采用医疗机构床位数千人每张作为医疗状况的代替变量。人均财富水平为城乡人均储蓄存款余额。为便于分析及减小变量异方差，本文对于人均消费支出、人均可支配收入、人均财富水平、人均财政性教育经费均取对数。

本文的数据来源是中国国家统计局编写的相关年份的《中国统计年鉴》和各省的统计年鉴、中华人民共和国教育部编写的相关年份的《中国教育统计年鉴》和各省教育统计年鉴、中华人民共和国卫生部编写的相关年份的《中国卫生统计年鉴》和各省卫生统计年鉴、中国人民银行公布的相关年份的金融机构一年期人民币存款基准利率。

二、面板数据模型

由于本文采用1997—2010年的30个省、自治区和直辖市的面板数据，所以采用面板数据模型分析。研究居民消费需求，既要考虑短期因素，如可支配收入（农民纯收入）、财富水平、医疗状况、通货膨胀、利率；也需要考虑长期因素，如未成年人口抚养比和老年人口抚养比。本文构建的模型包含8个解释变量，将影响我国居民消费需求的主要因素尽可能地纳入模型。

面板数据基本模型为：

yi，t=C+αi+γt+x'i，tβ+μi，t i=1，2……N，t=1，2……T

其中，y表示被解释变量，C表截距项，x'为k维解释变量向量，i表示横截面数据，t表示时间序列数，β为回归系数向量；其中，αi度量个体间的差异，γt度量时间上的差异；μi，t表示随机误差项。

面板数据模型主要有三种形式：

1.普通混合回归模型。此类模型假设αi和γt不随个体i和时间t变化。即α1=α2=α3=……=αn，γ1=γ2=γ3=……=γt。此时模型可以写为yi，t=α+x'i，tβ+μi，t

2.固定影响模型。此类模型假设αi和γt随个体i和时间t变化，并认为αi和γt与解释变量相关，具体可分为如下三种情况。（1）个体固定影响模型。即αi在个体i上变化，而γt在时间上无变化。（2）时期固定影响模型。即αi在个体i上无变化，而γt在时间上变化。（3）个体和时期固定影响模型。即截距项αi在个体i上变化，且γt在时间t上变化。

3.随机影响模型。此类模型假设αi，γt，μi，t均服从于正态分布，且相互独立，即各自不存在截面自相关、时间自相关、混合自相关。

三、面板数据模型设定分析

对于以上三种模型的选择，可以采用以下方法判断：

1.固定影响模型检验。由于固定影响模型分三种情况，所以检验也相应可分为以下三种情况。

（1）个体固定影响检验。原假设为αi不随个体i变化，即α1=α2=α3=……=αn=0。若原假设成立，则服从F分布：

F=（SSEr-SSEu）（N-1）SSEu（NT-N-k）～F（N-1，NT-k）

其中SSEr为普通混合模型的残差平方和，SSEu为个体固定影响模型的残差平方和。若F大于临界值，则拒绝不存在个体固定影响的原假设。本文中，城镇居民回归方程F统计量为24.5521，大于1%的临界值，即认为可以建立个体固定影响模型；农村居民回归方程中，F统计量为39.85917，大于1%的临界值，同样可以建立固定影响模型。

（2）时期固定影响模型检验。原假设为γt不随时间t变化，即γ1=γ2=γ3=……=γt=0。依然构造F统计量，但其中的SSEu改为时期固定影响模型的残差平方和。若F大于临界值，则拒绝无时期固定影响的原假设。在本文城镇居民和农村居民的回归模型中，由于存在奇异矩阵，所以无法建立时期固定影响模型，也无法检验。

（3）个体和时期固定影响检验。原假设为αi和γt不随个体i和时间t变化，即α1=α2=α3=……=αn=0，γ1=γ2=γ3=……=γt=0。构造F统计量，此时的SSEu为基本模型的残差平方和。如果F大于临界值时，则拒绝不存在个体和时期固定影响的原假设。同样由于存在奇异矩阵，因此无法检验。

2.H检验。在利用面板数据建模时，可用Hausman来确定选用固定影响模型或是随机影响模型，并且随机影响模型优先考虑。Hausman检验的原假设为：随机影响模型中个体影响与解释变量不相关。构造统计量：

W=[b-β]'VARb-β[b-β]

其中b为固定影响模型中回归系数的估计，β为随机影响模型中回归系数的估计。在原假设下，统计量W服从χ2（k），k为模型中解释变量的个数。无论在城镇和农村居民的模型中，Hausman检验结果P值均大于10%，不能拒绝原假设，所以都可以选用随机影响模型。本文决定采用随机影响模型估计。

四、实证分析

基于以上检验分析，运用面板数据的随机影响模型，分别建立城镇居民与农村居民的消费方程，计量结果如表1和表2所示。城镇和农村居民人均消费支出为被解释变量，人均可支配收入、老年人口抚养比、未成年人口抚养比、通货膨胀率、人均财富水平、人均财政性教育经费、医疗水平、利息率为解释变量。回归方程的F统计量的P值均接近于0，R2均大于0.9，说明方程整体上显著。

由以上计量结果可知：

1.居民人均可支配（纯）收入对居民消费有着决定性作用，其中对城镇居民的影响程度大于农村居民，0.918844对0.785993。这种影响程度的不同可能是城镇居民消费更无后顾之忧，收入稳定性高，且福利等社会保障因素好于农村，还有一部分原因可能是农村居民的消费有一部分是自给自足的缘故，数据上显示不出来。

2.老年人抚养比、少儿抚养比对城镇居民和农村居民影响不同。对城镇居民消费无显著影响（10%显著性水平上不显著），原因可能是城镇居民大部分均有退休金，而少儿支出占比较小；但老年人抚养比对农村居民消费影响显著，有着促进作用，而这也符合我们的预期，农村老年人大都是活到老忙到老，对于家庭的负担很小，而少儿抚养比对农村居民消费影响不显著，表明社会福利如养老保险等对我国现期居民消费影响不大。

3.物价指数（CPI）对城镇居民、农村居民消费均有明显影响，但作用的方式却不一样。对城镇居民消费抑制，系数为-0.2363，表明城镇居民对物价水平的高度敏感的，主要原因是城镇居民大都靠货币计量的工资；而对农村居民却有着明显促进作用，系数为0.3882，可能由于知识水平的不同，农村居民整体有着习惯性预期，在价格未升时加快消费。

4.财富水平对城镇居民和农村居民也有着不同影响。对城镇居民在10%水平下显著，但却是抑制作用，一个重要原因是我国城市房价的高涨，居民存钱买房，抑制了城镇居民的消费；对农村居民消费影响不显著，原因之一是农村居民财富水平普遍较低，且农村预防性储蓄动机很强。这与路易斯的结论相吻合，居民将大量储蓄用在住房投资而不是消费上。

5.财政性教育经费与医疗状况对城镇和农村居民消费影响情况不同。对城镇居民消费的影响不确定，对农村居民有显著影响，但影响程度不大，原因可能是现阶段我国教育与医疗支出水平都还很低，对于农村居民的低收入而言比较重要，但对城镇居民却无明显影响；也可能是因为数据的粗糙性，财政性教育经费只占居民教育支出的一部分，且医疗情况这里是用床位数代替的。

6.一年期平均存款利率对城镇居民影响不确定，对农村居民消费有促进作用，但作用都不明显，系数分别为0.002769和0.009904。整体上看，利率对居民消费有着轻微促进作用，表明利率对农村居民的收入效应大于替代效应。

为进一步探明医疗支出对我国居民消费的影响，特别是近几年来我国推行的新型农村合作医疗制度对农村居民消费的影响，我们通过城乡居民消费结构来分析。

由表3可知，无论城镇居民还是农村居民在医疗方面的支出都呈显著增长趋势，而且增长率很多都超过了收入的增长，表明我国居民在医疗保健方面需求的强烈。而农村居民医疗保健支出的增长更快，表明医疗保健是影响我国特别是农村居民消费的重要因素。

五、CPI程度对消费的影响

通货膨胀一直是我国比较关注的问题，通货膨胀对我国居民消费的影响到底如何也值得我们关注。通过以上的分析我们得出通胀对我国城镇居民农村居民消费都有显著的影响，但以上分析并没有考虑通胀程度。政府从2005年开始确定通货膨胀目标，为4%，以后每年都有变动；2006也为3%，以点目标的形式；2007年设置了3%的通货膨胀上限；2008年确定通胀水平为4.8%附近（周好文，2010）。因此本文在这里将CPI增长率按5%分为两个部分：超过5%和低于5%，并运用邹至庄检验来比较两者对消费的影响是否显著不同。此处选择数据对象为全国范围。

邹至庄（Chow test）检验：

若回归方程不存在结构变动，则分解后的两个回归方程其RSS之和RSSUR与总体回归方程RSSR在统计上不应该不同。因此可以构造如下统计量：

F=（RSSR-RSSUR）/kRSSUR/（n1+n2-2k）～F[k，（n1+n2-2k）]

其中，n1、n2分别表示子回归方程的观测次数，k表示所估参数个数。

通过邹至庄检验得：城镇居民F=2.235，农村居民F=1.230，而F[4，16]在5%显著性水平临界值为3.26，不拒绝无影响的原假设。所以无论城镇还是农村居民消费水平对5%通胀标准均不敏感，CPI程度对居民消费影响不显著。

六、收入分配的分析

消费有政府消费和居民消费，在一国经济水平的情况下，政府消费的过高必然抑制居民消费。在收入分配中，政府财政收入高，居民消费就必然会低。通过本文分析，收入是对居民消费有着决定性影响，而我国需求不足始于1997到1998年。

从有关数据可知，从1997年开始，我国财政收入增长率开始大于居民可支配收入增长率，并一直持续到现在，而从本文前面分析知：居民消费与可支配收入均也是从1997年起低于GDP增速。这与我国需求不足始于1997年正好吻合。在经济总量一定情况下，居民消费与政府消费之间存在此消彼长的关系，政府收入太多，但教育、医疗、养老等福利制度的建设却滞后，严重打压了居民的消费热情。因此，扩大内需必须改变收入分配格局，藏富于民是提高居民消费的重要手段，无论是对城镇还是农村居民。

七、结论与政策建议

我国经济增长过于依赖投资与出口，消费不足，所以，研究我国居民消费的制约因素非常重要。通过以上分析，本文得出收入是当期消费的决定性因素，而城镇居民消费对收入更加敏感；政府收入与支出过高挤出了部分居民消费，降低了居民消费率。CPI也是影响我国居民消费的原因，但对城乡居民消费的影响不同，对我国城镇居民消费有明显的抑制作用（-0.2363），对农村居民消费有促进作用（0.3882），并且无论城镇居民还是农村居民能容忍较高的通胀水平（5%）。所以，CPI对全国范围内居民消费而言，不是一个重要指标。社会保障如医疗、教育制度建设的滞后制约了我国特别是农村居民的消费；此外城市的高房价抑制了城镇居民的消费，以至于城镇居民存钱买房，放弃当期消费。老年人的增加与少儿的减少对我国内需的影响不确定；利率整体上对内需有着正的影响，高利率政策有助于提高居民的消费水平，但作用不大。

因此，提高居民消费率必须要将增加人民可支配收入放在首要位置，我国近几年居民消费需求不足，居民在国家收入分配中所占比例越来越低可能是一个重要原因，从长远考虑，为促进居民消费，我们需要提高居民收入在整个国民财富分配中的比重，积极减税，藏富于民；为使居民消费无后顾之忧，必须健全完善城乡一体的福利制度，完善城镇医疗保健制度，加快推进新型农村医疗合作制度建设等，农村居民消费市场巨大，必须将农村地区公共投入放在重要位置；此外，要有效释放居民消费需求，需要将房价控制在适度的范围。

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第6篇：居民消费水平论文范文

关键词：居民消费结构；国际贸易；adf单位根检验；协整检验；格兰杰因果关系检验

1 引 言

消费理论与实证一直是国内外经济学界的一大研究热点，研究的侧重点和结论各不相同。近些年来，学术界开始有研究分析国际贸易对居民消费需求的影响。从总量关系上看，林永生、张生玲(2006)认为，增加进口会对国内消费水平产生积极影响，并利用我国1991—2005年度数据实证得出，我国消费品进口每增加1个百分点，会提高国内消费水平0.699个百分点。徐璐(2010)结合1990—2006年统计数据，对我国居民人均消费与进出口贸易的相关性进行实证分析，结果表明两者间存在正相关关系。笔者利用ols估计法作回归，由于1979—2008年中国居民消费数据与居民可支配收入数据、进出口量数据之间单整的阶数不同，可知各变量的时间序列非平稳，出现伪回归的可能性较大。

在消费结构方面，相关研究并不多。胡延平(2009)通过广东1979—2006年的数据实证分析得出，进出口变动是居民消费变动的原因，进口的作用要大一些。农业居民消费对出口的影响要大于非农业居民消费，而非农业居民消费对进口的影响要大于农业居民消费。

国际贸易对中国居民消费需求是否有显著影响？如果有影响又是通过何种机制发挥作用？这些仍是值得探讨的问题。本文尝试对中国居民消费结构与国际贸易关系作初步分析。

2 理论与计量模型框架

居民消费结构是指各种形式、各种内容的消费在总消费额中的比重以及它们之间的相互关系。在本文中，我们用恩格尔系数来反映居民消费结构(食品支出占家庭总支出的比重)。恩格尔系数过大，必然影响其他消费支出，特别是影响发展资料、享受资料的增加，限制消费层次和消费质量的提高。恩格尔系数减小，通常表明人民生活水平提高，消费结构改善。

影响居民消费最直接的因素是居民收入水平，其他条件不变，收入的增加会引起消费支出的增加。收入的增加同样会对消费结构有影响，具体表现为高收入家庭的食品支出占总支出的比例较低。

进出口对消费结构的影响机制较复杂，它们之间互相影响，存在互为因果的关系。首先，进口受一国居民可支配收入及消费结构的影响，同时也会影响消费结构。例如，随着中国居民收入的提高，对外国进口品，特别是对高档品或耐用消费品的需求会增加。有时，这种消费的“示范效应”会很明显，并逐渐引领居民消费结构升级。其次，考虑到中国的出口部门吸收了大量的劳动力，出口的增加带动人们收入水平的提高，引起消费结构的改变。另外，出口部门生产销售的优质产品亦会产生“外溢效应”，从而间接地影响居民消费结构。

因此，我们可以构建影响城乡居民消费结构的计量方程。

2.1 模型假设

ect表示城镇居民恩格尔系数，ecr表示农村居民恩格尔系数；dit表示城镇居民可支配收入，单位亿元，dir表示农村居民收入，单位亿元；im表示进口额，单位亿元，ex表示出口额，单位亿元；c为常数项。本文的数据来源于《新中国60年统计年鉴》，计量分析软件采用eviews5.0。由于1979年城镇居民恩格尔系数的统计缺失，本文以1978年代之。

2.2 变量平稳性检验

使用ols回归分析前，为保证回归的有效性，要求数据是平稳的，因此我们先对各变量进行单位根的adf检验，由于各变量时间序列均有明显的变动趋势，所以检验时同时考虑截距项和线性时间趋势项。检验结果见表1：

从表1的adf检验结果表明在5%显著水平下，各变量的检验t值均大于临界值，我们不能拒绝有单位根的原假设，因此变量表现为非平稳。而进行过一阶差分处理的各变量均通过了检验。

2.3 协整关系检验

对变量的平稳性检验可知，虽然ect、ecr、indit、indir、inim、inex各自的时间序列是非平稳的，经过一阶差分后则可视为平稳序列，即i(1)，再进行协整检验：

(1)ect和lndit、lndir、lnim、lnex的协整检验

将上式的残差序列单独表示出来，检验方程为δφt=αφt-1+ηt，再检验残差序列的平稳性，利用adf的单位根进行检验，检验类型不带截距项和常数项。检验的零假设是存在单位根，即残差系数为零。检验结果表明：1%显著水平下的t值-2.6471大

于adf统计值-2.9754，我们拒绝原假设，认为残差序列是平稳的。因此，我们得出结论，经过一阶差分的ect与lndit、lnim、lnex之间存在协整关系。这表明城镇居民消费结构与城镇居民收入、进出口之间存在长期、稳定的均衡关系。

(2)ecr和lndir、lnim、lnex的协整检验

由于各变量系数均未通过显著性检验，我们可以认为，农村居民消费结构与lndir、lnim、lnex之间影响不显著。

2.4 格兰杰因果性检验

确定ect、lndit、lnim、lnex之间的协整关系后，我们再进行格兰杰因果关系检验，滞后期选3。检验结果如表3：

3 结 论

1979—2008年，中国城镇居民消费结构与居民可支配收入、进出口之间存在显著影响。第一，居民可支配收入的增加对居民消费结构的升级有促进作用，lndit每增加一个百分点，ect降低0.1627个百分点。结果符合我们的预期。第二，进口与城镇居民消费结构存在显著影响，但两者间不存在格兰杰因果关系。lnim增加一个百分点，ect降低0.0716个百分点。这可能是因为城镇居民消费结构的改善有一部分是由进口结构的变化引起，即非食品占总进口的比例不断增大，我们可以结合进口结构数据推出可以验证的假说。第三，出口对城镇居民消费结构有显著影响：lnex增加一个百分点，ect增加0.1582个百分点，且在10%显著性水平下，lnex变化是引起ect变化的格兰杰原因。

由于中国出口导向型经济特点，出口对中国居民消费结构的影响有两方面：一是出口的增加带动居民收入的增加从而改善消费结构，这是“收入”效应；二是出口(国外消费需求)对国内居民消费的“挤出”效应。从估计方程来看，总效应表现为出口不利于中国城镇居民消费结构的升级。

由于农村居民消费结构估计方程各系数不能通过显著性检验，可以认为农村居民消费结构的变化与农村居民收入、进出口之间没有明显关系，即进出口贸易不能显著影响农村居民消费结构。这可能与我国城乡二元经济结构等更深层次的原因有关。

参考文献：

［1］廖成林，青雪梅.基于协整理论的中国宏观消费函数分析［j］.经济科学，2005(1)

［2］林永生，张生玲.论我国进口贸易对消费与投资的促进作用［j］.国际贸易，2006(5）

［3］胡建平.居民消费、国际贸易与广东经济增长［j］.国际经贸探索，2009(5)

第7篇：居民消费水平论文范文

［关键词］居民消费结构；国际贸易；ADF单位根检验；协整检验；格兰杰因果关系检验

［中图分类号］F740 ［文献标识码］A ［文章编号］1005-6432（2011）10-0145-02

1 引 言

消费理论与实证一直是国内外经济学界的一大研究热点，研究的侧重点和结论各不相同。近些年来，学术界开始有研究分析国际贸易对居民消费需求的影响。从总量关系上看，林永生、张生玲(2006)认为，增加进口会对国内消费水平产生积极影响，并利用我国1991—2005年度数据实证得出，我国消费品进口每增加1个百分点，会提高国内消费水平0.699个百分点。徐璐(2010)结合1990—2006年统计数据，对我国居民人均消费与进出口贸易的相关性进行实证分析，结果表明两者间存在正相关关系。笔者利用OLS估计法作回归，由于1979—2008年中国居民消费数据与居民可支配收入数据、进出口量数据之间单整的阶数不同，可知各变量的时间序列非平稳，出现伪回归的可能性较大。

在消费结构方面，相关研究并不多。胡延平(2009)通过广东1979—2006年的数据实证分析得出，进出口变动是居民消费变动的原因，进口的作用要大一些。农业居民消费对出口的影响要大于非农业居民消费，而非农业居民消费对进口的影响要大于农业居民消费。

国际贸易对中国居民消费需求是否有显著影响？如果有影响又是通过何种机制发挥作用？这些仍是值得探讨的问题。本文尝试对中国居民消费结构与国际贸易关系作初步分析。

2 理论与计量模型框架

居民消费结构是指各种形式、各种内容的消费在总消费额中的比重以及它们之间的相互关系。在本文中，我们用恩格尔系数来反映居民消费结构(食品支出占家庭总支出的比重)。恩格尔系数过大，必然影响其他消费支出，特别是影响发展资料、享受资料的增加，限制消费层次和消费质量的提高。恩格尔系数减小，通常表明人民生活水平提高，消费结构改善。

影响居民消费最直接的因素是居民收入水平，其他条件不变，收入的增加会引起消费支出的增加。收入的增加同样会对消费结构有影响，具体表现为高收入家庭的食品支出占总支出的比例较低。

进出口对消费结构的影响机制较复杂，它们之间互相影响，存在互为因果的关系。首先，进口受一国居民可支配收入及消费结构的影响，同时也会影响消费结构。例如，随着中国居民收入的提高，对外国进口品，特别是对高档品或耐用消费品的需求会增加。有时，这种消费的“示范效应”会很明显，并逐渐引领居民消费结构升级。其次，考虑到中国的出口部门吸收了大量的劳动力，出口的增加带动人们收入水平的提高，引起消费结构的改变。另外，出口部门生产销售的优质产品亦会产生“外溢效应”，从而间接地影响居民消费结构。

因此，我们可以构建影响城乡居民消费结构的计量方程。

2.1 模型假设

ECT表示城镇居民恩格尔系数，ECR表示农村居民恩格尔系数；DIT表示城镇居民可支配收入，单位亿元，DIR表示农村居民收入，单位亿元；IM表示进口额，单位亿元，EX表示出口额，单位亿元；C为常数项。本文的数据来源于《新中国60年统计年鉴》，计量分析软件采用Eviews5.0。由于1979年城镇居民恩格尔系数的统计缺失，本文以1978年代之。

2.2 变量平稳性检验

使用OLS回归分析前，为保证回归的有效性，要求数据是平稳的，因此我们先对各变量进行单位根的ADF检验，由于各变量时间序列均有明显的变动趋势，所以检验时同时考虑截距项和线性时间趋势项。检验结果见表1：

从表1的ADF检验结果表明在5%显著水平下，各变量的检验t值均大于临界值，我们不能拒绝有单位根的原假设，因此变量表现为非平稳。而进行过一阶差分处理的各变量均通过了检验。

2.3 协整关系检验

对变量的平稳性检验可知，虽然ECT、ECR、InDIT、InDIR、InIM、InEX各自的时间序列是非平稳的，经过一阶差分后则可视为平稳序列，即I(1)，再进行协整检验：

(1)ECT和lnDIT、lnDIR、lnIM、lnEX的协整检验

将上式的残差序列单独表示出来，检验方程为Δφt=αφt-1+ηt，再检验残差序列的平稳性，利用ADF的单位根进行检验，检验类型不带截距项和常数项。检验的零假设是存在单位根，即残差系数为零。检验结果表明：1%显著水平下的t值-2.6471大于ADF统计值-2.9754，我们拒绝原假设，认为残差序列是平稳的。因此，我们得出结论，经过一阶差分的ECT与lnDIT、lnIM、lnEX之间存在协整关系。这表明城镇居民消费结构与城镇居民收入、进出口之间存在长期、稳定的均衡关系。

(2)ECR和lnDIR、lnIM、lnEX的协整检验

由于各变量系数均未通过显著性检验，我们可以认为，农村居民消费结构与lnDIR、lnIM、lnEX之间影响不显著。

2.4 格兰杰因果性检验

确定ECT、lnDIT、lnIM、lnEX之间的协整关系后，我们再进行格兰杰因果关系检验，滞后期选3。检验结果如表3：

3 结 论

1979—2008年，中国城镇居民消费结构与居民可支配收入、进出口之间存在显著影响。第一，居民可支配收入的增加对居民消费结构的升级有促进作用，lnDIT每增加一个百分点，ECT降低0.1627个百分点。结果符合我们的预期。第二，进口与城镇居民消费结构存在显著影响，但两者间不存在格兰杰因果关系。lnIM增加一个百分点，ECT降低0.0716个百分点。这可能是因为城镇居民消费结构的改善有一部分是由进口结构的变化引起，即非食品占总进口的比例不断增大，我们可以结合进口结构数据推出可以验证的假说。第三，出口对城镇居民消费结构有显著影响：lnEX增加一个百分点，ECT增加0.1582个百分点，且在10%显著性水平下，lnEX变化是引起ECT变化的格兰杰原因。

由于中国出口导向型经济特点，出口对中国居民消费结构的影响有两方面：一是出口的增加带动居民收入的增加从而改善消费结构，这是“收入”效应；二是出口(国外消费需求)对国内居民消费的“挤出”效应。从估计方程来看，总效应表现为出口不利于中国城镇居民消费结构的升级。

由于农村居民消费结构估计方程各系数不能通过显著性检验，可以认为农村居民消费结构的变化与农村居民收入、进出口之间没有明显关系，即进出口贸易不能显著影响农村居民消费结构。这可能与我国城乡二元经济结构等更深层次的原因有关。

参考文献

［1］廖成林，青雪梅.基于协整理论的中国宏观消费函数分析［J］.经济科学，2005(1)

［2］林永生，张生玲.论我国进口贸易对消费与投资的促进作用［J］.国际贸易，2006(5）

［3］胡建平.居民消费、国际贸易与广东经济增长［J］.国际经贸探索，2009(5)

第8篇：居民消费水平论文范文

中图分类号：F036.3 文献标识码：A

内容摘要：近年来，我国出现了明显的消费需求不足问题，而消费需求不足主要表现为居民消费需求不足。本文从城乡收入分配差距的角度，基于凯恩斯有效需求理论建立了理论模型的分析框架，并利用1980-2009年数据进行了实证分析，得出结论：城乡收入差距的扩大是导致我国居民消费率不断下降的主要原因，最后提出对策建议。

关键词：居民消费需求 城乡收入分配 实证检验

问题的提出

自从改革开放以来，我国实现了经济高速增长与体制转轨，生产力得到了迅猛发展，产品供给能力明显增强，经济的均衡机制开始由资源约束下的短缺型经济向需求约束下的过剩型经济转变，由此引致了消费需求相对不足问题。从部门结构分析，消费需求分为政府消费和居民消费。目前，我国的政府消费占最终消费比例呈现上升趋势，而居民家庭消费占最终消费比例却不断下降（见图1）。消费需求相对不足、特别是居民家庭消费需求相对不足问题，严重影响到我国的金融安全和经济的可持续增长。

导致我国居民消费需求相对不足问题的原因在理论界已经探讨了十多年，但仍未能完全解决。本文试图在前人研究的基础之上，从城乡收入差距角度对该问题进行探讨。

文献综述

（一）居民间收入不公平论

臧旭恒、孙文祥（2003）利用ELES和AIDS模型对我国城乡居民消费结构进行了实证研究，得出结论是收入水平的巨大差距是我国城乡居民消费结构不同的原因。藏旭恒、张继海（2005）通过对城镇居民的平均消费率和基尼系数的实证检验，得出结论：收入分配的不公平导致了城镇居民消费率的下降。段先盛（2009）从收入分配结构角度对城镇居民的消费情况进行了实证检验，他的检验结果说明城镇的收入分配结构严重影响了城镇居民的总体消费水平。祝正芳（2010）通过建立居民消费率与城镇基尼系数、农村基尼系数和城乡收入分配差距相对指数的模型，进行了实证检验，并得出结论：城镇内部的收入分配不公是导致居民消费率下降的最主要原因，而缩小城乡收入分配差距并不十分重要。王春娟、黄昊（2010）通过建立居民消费率与收入预期的不确定性、农村居民收入、城乡居民收入比的实证模型，得出结论：城镇居民存在着极强的支出不确定性预期、农村居民增收缓慢以及城乡居民收入差距过大是导致目前我国居民消费需求不足的主要因素。

（二）国民收入分配格局论

方福前（2009）通过计量分析发现，中国居民的消费需求不足的主要原因是国民收入分配格局不断向政府部门倾斜，居民收入在国民收入分配中的比重不断降低。

（三）消费观念论

这种观点认为，我国有着如崇尚节俭、喜欢储蓄、厌恶借贷消费的观念，在消费观念上谨慎、保守，从而导致居民有较高的储蓄倾向或较低的消费倾向。韩克勇（2001）认为造成我国消费需求相对不足的原因是多方面的，主要包括传统消费观念的制约、居民收入增幅下降、社会保障制度改革落后、消费环境不佳。

（四）中国福利制度论

这种观点认为，我国20世纪90年代开始的医改、房改、教改，都使得人们对未来支出的不确定性增强，居民储蓄的预防动机加强，使得人们消费水平下降。这点从陶传平（2001）、李宗华（2004）等人的研究便可看出。

可以看出，对我国消费需求相对不足问题的研究，主要的观点集中在收入分配不公平之上。多数学者阐述了消费需求与收入分配结构之间的关系，验证了凯恩斯关于收入分配不公与消费需求相对不足的论断，但是由于数据指标选取的不同和研究方法的差异，学术界对同一问题的观点往往不尽相同，甚至有人持完全相反的看法，如李军（2003）认为我国目前高收入阶层的消费倾向仍然较高，收入差距不是居民消费需求不足的主要原因。由于我国存在明显的二元经济特征，本文将研究重点放在城乡收入分配结构对消费需求的影响上。

理论模型

凯恩斯提出的“有效需求不足”理论认为，由于边际效用消费倾向递减，在人们收入增加的时候，消费也随之增加，但消费增加的比例不如收入增加的比例大。在收入减少的时候，消费也随之减少，但相较于收入幅度减少较小。故富人的边际消费倾向通常低于穷人的边际消费倾向。因此，如果一个社会的收入分配倾向富人，收入差距拉大，则会造成社会整体消费率下降、消费需求相对不足的问题。

改革开放以来，我国城乡人均收入比自改革开放前期，呈不断下降趋势；这可能是由于改革开放首先从农村进行。但是自从1985年之后，虽然1994-1997年期间，城乡人均收入比呈下降趋势，但是总体上，尤其是从1998年开始则呈现出明显的上升趋势：从1985年的1.85一直上升到2009年的3.3（见图2）。即我国20世纪90年代后期，居民间收入分配主要呈现出向城镇居民倾斜的特点，这一特点明显加剧了我国收入分配的不公平程度。本文基于凯恩斯有效需求不足理论以及我国城乡间居民收入分配不公平程度加剧的现实，建立理论模型：

假设我国全社会消费函数、城镇居民消费函数和农村居民消费函数分别是：

C=a+bY，C1=a1+b1Y1 ，C2=a2+b2Y2

其中，C、C1、C2、Y、Y1、Y2、a、a1、a2、b、b1、b2分别是全社会居民消费、城镇居民消费、农村居民消费、全社会居民收入、城镇居民收入、农村居民收入、全社会居民自发性消费、城镇居民自发性消费、农村居民自发性消费、全社会居民边际消费倾向、城镇居民边际消费倾向、农村居民边际消费倾向。其中C=C1+C2，Y=Y1+Y2。另由凯恩斯理论知低收入群体的消费倾向高于高收入群体，农村居民的边际消费倾向高于城镇居民的边际消费倾向，即b2>b1，设城乡收入比为k，k=Y1/Y2，Y1=kY2。

全社会居民消费率为：

c=C/Y=（C1+C2）/（Y1+Y2）=（ a1+b1Y1+ a2+b2Y2）/ （Y1+Y2）

将Y1=kY2代入可得：

对该式左右两边对k求导得：

由上式可知，全社会居民消费率与k呈反向变动关系，即全社会消费率会随着城乡居民收入比的上升而下降。

实证检验

（一）模型建立与数据说明

根据理论模型的上式，做出假设：全社会居民消费率c与（全社会居民收入的倒数）呈正向的线性相关关系；全社会居民消费率与（k为城乡收入比）呈正向的线性相关关系；居民消费价格指数CPI与全社会居民消费率呈正向的线性相关关系。从而建立如下实证模型：

其中，c为全社会居民消费率，Y为全社会居民收入，k为城乡收入比，CPI为居民消费价格指数。此处，本文采用城镇居民和农村居民人均消费、城镇居民和农村居民人均收入来计算全社会居民消费和全社会居民收入。Y=n1Y1+n2Y2，C=n1C1+n2C2，c=C/Y=（n1C1+n2C2）/（n1Y1+n2Y2）。其中n1、n2、C、C1、C2、Y1、Y2分别代表年底城镇总人口数、年底乡村总人口数、全社会居民消费、城镇居民消费、农村居民消费、城镇居民人均可支配收入、农村居民人均纯收入。

之所以采用人均消费与人均收入加总数据，是因为用GDP代表居民收入并不合适，它无法代表真正的居民收入及其与居民消费需求之间的关系，故本文认为用人均数乘以人口数的加总数据更合理。本文利用1980-2009年数据进行实证检验，所有数据来源于中经网数据库。

（二）模型回归结果

方程回归结果为：

R2=0.758506；Adjusted R2= 0.730642； D.W=1.021301；F统计量=27.22108***。

括号中为对应于估计量的t值，***表示在P

从模型的回归结果来看，模型设计的三个假设均被证实。尤其是居民消费率与城乡收入比之间的关系被证实，从经验上验证了本文关于城乡收入差距扩大会使居民消费率下降的假设。另外从CPI的回归结果来看，通货膨胀越高，居民消费率也越高，但是系数仅为0.0026，说明通货膨胀对居民消费率的影响有限。

结论与对策

本文基于凯恩斯有效需求理论，建立了我国居民消费率与城乡收入比的理论模型，利用1980-2009年数据进行了实证检验，得出城乡收入差距扩大是我国居民消费率不断下降的主要原因的结论。基于此，本文提出以下对策建议：

第一，增加农民收入、缩小城乡收入差距。本文的研究表明，城乡收入差距拉大是导致我国居民消费不足的重要原因。为了促进经济增长模式由投资需求拉动逐渐转变为消费和投资共同拉动，需要扩大居民的消费需求。这也就要求政府增加农民收入、缩小城乡收入差距。

第二，促进城镇与乡村生产要素的流动。自从改革开放以来，工业劳动生产率的提高远高于农业劳动生产率提高。在城镇农村户籍隔离制度下，这就导致了工人收入的增长要快于农民收入的增长，使得收入分配向城市倾斜，拉大了城乡收入之间的差距。如果能够建立良好的制度环境，促进农业部门的劳动力向工业部门转移，对于提高我国城市化水平、提高我国农业发展水平、缩小城镇与农村之间收入差距，都有积极的作用。

参考文献：

1.藏旭恒，孙文祥.城乡居民消费结构：基于ELES模型和AIDS模型的比较分析[J].山东大学学报，2003（6）

2.藏旭恒，张继海.收入分配对中国城镇居民消费需求影响的实证分析[J].经济理论与经济管理，2005（6）

3.段先盛.收入分配对总消费影响的结构分析—兼对中国城镇家庭的实证检验[J].数量经济技术经济研究，2009（2）

4.祝正芳.中国收入分配差距结构与居民消费需求关系实证研究[J].现代商贸工业，2010（5）

5.王春娟，黄昊.二元结构下城乡居民消费需求的差异性研究[J].当代经济研究，2010（7）

6.方福前.中国居民消费需求不足原因研究—基于中国城乡分省数据[J].中国社会科学，2009（2）

7.韩克勇.中国居民消费问题研究[J].经济评论，2001（1）.

8.陶传平.我国消费市场低迷的原因及对策[J].山东社会科学，2001（5）

9.李宗华.我国目前消费需求不足的原因与对策[J].山东大学学报，2004（5）

第9篇：居民消费水平论文范文

关键词： 体育消费 现状 影响

1.前言

体育消费是在人们的物质生活条件基本满足需要的前提下，为满足更高层次的需要所出的一种选择。随着居民生活水平的提高和国民健身意识的增强，体育消费日益成为人民群众生活消费的一个重要方面。近几年来随着我国经济的持续快速发展，大众群体将成为一个不容忽视的庞大群体，而当今居民对体育活动的参与性日趋变得平凡，居民也将成为体育消费的主力军，其体育消费具有自身的特点和问题。因此，笔者以莲都区碧湖镇为研究对象，运用问卷调查法和数理统计法对碧湖镇居民体育消费的现状，包括体育消费意识、体育消费结构和体育消费动机进行调查与分析，旨在合理引导居民的体育消费，提高体育消费水平，进而全面提高全民综合素质。

2.研究对象与方法

2.1研究对象

莲都区碧湖镇全体居民250人。

2.2研究方法

2.2.1文献资料法

根据研究需要，搜集及查阅了关于体育消费的相关资料及一些体育消费行为的学术论文作为本文的参考资料。

2.2.2数理统计法

运用Excel对所有问卷结果进行了数据统计处理。

2.2.3问卷调查法：

调查居民共分五个年龄段（16―30岁、31―40岁、41―5O岁、51―59岁、60岁以上），每个年龄段发放50份问卷，平均每个小区每个年龄段发放约10份。回收问卷246份，回收率98.40%，有效问卷242份，有效率98.37%。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。

3.结果分析与讨论

3.1碧湖镇居民的体育消费观念

体育消费观念是指人们在满足基本生活需要后由于对体育运动的“亲和力”所引起的以此为消费对象的心理或态度。体育消费观念对人们的体育消费行为有着重要的和密切的递进关系。体育消费观念的有无、强弱和指向直接影响体育消费行为，影响体育消费的类型、过程和水平，而体育消费的实际效果也会对人们的体育消费观念进行反馈调节。调查发现47.3%的碧湖镇居民认为体育消费在日常消费中的地位很重要，另外，认为一般、说不清分别占40.5%，11.6%的居民认为不重要（见表1），这一现象说明近半数碧湖镇居民对体育消费的热情不高。

3.2碧湖镇居民体育消费价值取向

在对碧湖镇居民体育消费价值取向的调查中发现，强身健体是居民进行体育消费的首要的价值取向。其次是娱乐身心、兴趣的满足，建立良好的生活方式、审美追求、追求时尚等。健康是维持人们正常生活、劳动及各种活动的前提，也是事业有成，生活快乐的保证。“体育为健康”更为大多数居民所推崇，“花钱买健康”已成为越来越多居民新的消费理念。

3.3碧湖镇居民体育消费结构

体育消费结构是一定体育意识和消费层面的具体反映。体育消费结构可以归纳为实物型消费、运动型消费、观赏型消费和阅读型消费四种主要类型。实物型消费是指人们在参与体育活动中消耗的实物产品，主要包括运动服装、健身器材等。运动型消费主要指人们为了增强体质、增进健康、休闲娱乐、提升自身素质而参加的各种体育俱乐部、培训班等各种体育实践活动所支付的费用。观赏型消费主要指为了观赏运动竞赛、体育表演而购买门票的费用。阅读型消费主要指购买体育报纸、杂志等的消费。在对碧湖镇居民体育消费结构的调查中发现，40.5%的居民的体育消费都是购买体育服装、体育健身器材等实物型消费，15.9%的居民是用于购买体育报刊、杂志等阅读型消费；而用于运动型消费和观赏型消费的比例较小。虽然比例较少，但我们也看到一些居民开始突破体育就是不花钱的观念，开始在科学健身上投资，如缴纳健身指导费用，租赁场地器材进行运动。

3.4碧湖镇居民体育消费水平

2007年碧湖镇居民人均可支配收入达8200.55元，略高于全区平均水平。在全县12个乡镇中排第3位。城镇居民恩格尔系数为34.9%，比上年下降0.9个百分点。虽然城镇居民的平均生活水平达到了小康水平，但城镇居民的平均每月可支配收入（520.76元）低于全县居民的平均每月可支配收入（550.63元），在此基础上来分析碧湖镇居民体育消费水平，城镇居民体育消费支出在性别上存在一定差异，这是由他们的兴趣或其他一些因素所决定的，笔者分别对男性居民100人和女性居民100人进行了调查，来反映不同的城镇居民体育消费水平（见表2）发现，表格说明男性居民要比女性居民体育消费水平要高。

表2 碧湖镇居民体育消费水平

3.5影响碧湖镇居民体育消费的因素

3.5.1经济发展水平对碧湖镇居民体育消费的影响

经济发展水平是消费的物质基础。随着我国经济的不断发展，人民物质生活水平不断改善，带来人们对物质占有和物质使用的不同于以往的方式，这种经济上的变化是影响我国现代消费形态的一个决定性因素，经济水平的变化带来消费的革命。目前发达国家的恩格尔系数在20%以下，体育消费支出通常占社会消遣娱乐支出的20%―40%，而碧湖镇居民生活费的34.9%以上要用于饮食，用于文化娱乐体育消费支出比例不足发达国家的一半，碧湖镇居民体育消费统计的分析表明：在影响居民参与体育消费的各种因素中，列第二位是经济条件不好，占35.40%，它是制约体育消费的根本因素。经济是基础，只有收入有了保障，满足了基本的需要才会有更高的需要。

3.5.2文化因素对居民体育消费的影响

文化对于消费者行为而言，文化因素的影响力既广且深，其中尤以本身所处的文化、次文化及社会阶层最为重要。文化是人类欲望与行为最基本的决定因素，是人们在成长的过程中，从家庭、学校、社会等“机构”学习而来的一套基本价值观，尤其体育消费是建立在基本消费的基础上的。文化决定人的消费趋势，必须在对体育有兴趣的前提下进行体育消费，文化对于一个人的兴趣有决定因素。

3.5.3闲暇时间对体育消费的影响

人们的体育消费，无论是观赏竞赛或参与体育活动，都是在余暇时间进行的。由于经济发达国家的闲暇时间多，人们进行各种活动（包括体育消费）的机会就多，而碧湖镇居民闲暇时间不足发达国家的一半，严重影响和制约了居民的体育消费。调查表明，因工作和家务的繁忙而影响体育消费的比例高达63.98%，碧湖镇居民闲暇时间少，主要是工作压力大，家务劳动繁重，特别是教育子女负担重等。

3.5.4家庭经济对体育消费的影响

家庭体育消费是指家庭成员中用于与体育及其相关活动中的消费总额。家庭中的体育消费可以促进子女“花钱买健康”观念形成。家庭收入的多少直接影响着体育消费的内容和消费额的大小，如月收入在1000元以下的家庭体育消费就比较少。碧湖镇居民体育消费水平较高，但也有经济较困难的家庭不能承担体育消费。

4.结论

4.1近半数的碧湖镇居民对体育消费的热情不高。

体育消费受到价值取向的影响。碧湖镇居民体育消费结构可以归纳为实物型消费、运动型消费、观赏型消费和阅读型消费四种主要类型。总体来说，“体育为健康”更为大多数居民所推崇，“花钱买健康”已成为越来越多居民新的消费理念。

4.2碧湖镇男性居民体育消费水平比女性较高。

碧湖镇居民体育投入时间少，影响体育消费水平，政府对体育工作重视不够，体育场馆严重不足的问题也会影响体育消费。

4.3碧湖镇体育消费受多方面因素的影响。

居民的闲暇时间、碧湖镇的经济发展水平、居民文化因素、家庭经济都会对体育消费产生影响。

5.建议

5.1各级政府和领导应充分认识体育的功能，制定切实可行的关于体育方面的政策和制度，改变居民的消费观念，使体育消费沿着健康正确的轨道运行。

5.2碧湖镇应立足于大众体育消费，收费标准与大部分居民收入水平要相适应，让更多的居民加入到体育消费的队伍中来。

5.3应适当发展一些高档体育消费项目，满足高收入群体的享受和发展需要，推动体育消费的发展；改善居民体育锻炼的环境，创造居民体育锻炼的条件，提高居民体育锻炼的兴趣和体育消费的水平。

5.4应本着“取之于民，用之于民”的观念，继续加大体育的发行量，筹集全民健身路径的款项。这样既能减少政府的财政压力，又符合“社会办体育”的宗旨，有利于社会经济的转型，有利于体育消费的发展。

参考文献：

［1］刘峰.陕北城镇居民家庭体育消费现状调查与研究［J］.辽宁体育科技，2005，27，（1）：9-10.

［2］苏秀华，崔广利.影响沈阳市民体育消费的因素及其对策［J］.辽宁体育科技，2005，27，（2）：16-17.

［3］陈宏.城镇居民不同职业群体的体育消费现状研究［J］.北京体育大学学报，2005，28，（7）：895-896.

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