導(dǎo)語：如何才能寫好一篇消費(fèi)水平的影響因素，這就需要搜集整理更多的資料和文獻(xiàn)，歡迎閱讀由公文云整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

【關(guān)鍵詞】消費(fèi) 數(shù)據(jù)分析 問題和原因 政策建議

1.經(jīng)濟(jì)理論綜述

1.1消費(fèi)水平的宏微觀定義

消費(fèi)水平從宏觀角度來說，指一國居民在一定時(shí)期平均享用的生活消費(fèi)的產(chǎn)品（與勞務(wù)）的數(shù)量與質(zhì)量，或全體消費(fèi)者按人均達(dá)到的物質(zhì)與文化需要獲得滿足的程度。從微觀角度來說，指某一消費(fèi)者及其家庭在某一時(shí)期所獲得的消費(fèi)對象的數(shù)量與質(zhì)量，或某一消費(fèi)者及其家庭某個(gè)時(shí)期的生活消費(fèi)需要獲得滿足的程度。消費(fèi)問題本來屬于微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的一個(gè)基本問題，在微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中用效用論來考察消費(fèi)者行為，但同時(shí)消費(fèi)者的消費(fèi)決策也會(huì)對宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況和宏觀經(jīng)濟(jì)政策的效果產(chǎn)生影響。

1.2關(guān)于收入對消費(fèi)的影響

1.2.1凱恩斯的消費(fèi)理論

關(guān)于收入和消費(fèi)的關(guān)系，凱恩斯認(rèn)為存在一條基本心理規(guī)律：隨著收入的增加，消費(fèi)也會(huì)增加，但是消費(fèi)的增加不及收入增加的多，存在著邊際消費(fèi)遞減規(guī)律，這種消費(fèi)函數(shù)表示為c=a+βy。

1.2.2相對收入消費(fèi)理論

相對收入消費(fèi)理論由美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家杜森貝利提出，他認(rèn)為消費(fèi)者會(huì)受自己過去的消費(fèi)習(xí)慣以及周圍消費(fèi)水準(zhǔn)的影響來決定消費(fèi)，從而消費(fèi)是相對決定的。

1.2.3生命周期的消費(fèi)理論

美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家弗蘭科.莫迪利安尼的生命周期消費(fèi)理論主要是強(qiáng)調(diào)理性的消費(fèi)者會(huì)依據(jù)效用最大化的原則根據(jù)其預(yù)期壽命來安排收入用于消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的比例，即每個(gè)人都將根據(jù)他一生的全部預(yù)期收入來安排他的消費(fèi)支出。消費(fèi)不是取決于個(gè)人現(xiàn)期收入，而是取決于其一生的收入。

1.2.4永久收入的消費(fèi)理論

美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家米爾頓.弗里德曼將個(gè)人的收入分為持久性收入和暫時(shí)性收入。持久性收入是穩(wěn)定的、正常的收入，暫時(shí)性收入則是不穩(wěn)定的、意外的收入。弗里德曼認(rèn)為， 消費(fèi)者的消費(fèi)支出主要不是由他的現(xiàn)期收入決定，而是由他的永久收入決定。

根據(jù)凱恩斯的絕對收入消費(fèi)理論、杜森貝利的相對收入理論和弗里德曼的永久收入理論，他們都認(rèn)為影響消費(fèi)的首要因素是收入水平，即隨著收入的增加，消費(fèi)也會(huì)增加。

1.3其他因素對消費(fèi)的影響

在現(xiàn)實(shí)生活中，影響消費(fèi)的因素很多，除了以上相關(guān)理論強(qiáng)調(diào)的收入水平外，還有其他一些因素會(huì)影響消費(fèi)行為。

1.3.1價(jià)格水平

由向右下方傾斜的需求曲線可知，消費(fèi)者對某商品的需求量和價(jià)格之間成反方向變動(dòng)的關(guān)系，即消費(fèi)隨著商品價(jià)格的上升而減少（吉芬商品除外）。這里需要強(qiáng)調(diào)一下價(jià)格水平的變動(dòng)是通過實(shí)際收入改變而影響消費(fèi)的。貨幣收入不變時(shí)，若物價(jià)上升，實(shí)際收入下降，此時(shí)人們的消費(fèi)就會(huì)減少。但是物價(jià)與貨幣收入以相同比例提高，就會(huì)發(fā)生“貨幣幻覺”。

1.3.2國民收入

消費(fèi)水平的變動(dòng)與國民收入增長的變動(dòng)有著直接的依存關(guān)系，當(dāng)國民收入的增長較快時(shí)，其他條件不變的情況下，消費(fèi)水平也增長較快，而在某些時(shí)候，消費(fèi)水平的增速會(huì)高于或低于國民收入的增速，但只要使積累與消費(fèi)的比例穩(wěn)定合理，國民經(jīng)濟(jì)就可以持續(xù)、穩(wěn)定、協(xié)調(diào)地發(fā)展，當(dāng)消費(fèi)的增長超過國民收入的增長，也就是我們通常所說的高消費(fèi)時(shí)，消費(fèi)與生產(chǎn)的正常比例就會(huì)遭到破壞。這時(shí)候消費(fèi)需求相應(yīng)減少，消費(fèi)品市場供過于求，消費(fèi)對生產(chǎn)的促進(jìn)作用弱化。

1.3.3利率

利率主要是通過影響儲(chǔ)蓄進(jìn)而影響消費(fèi)的?，F(xiàn)代西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為，提高利率是否增加儲(chǔ)蓄，抑制當(dāng)前消費(fèi)要根據(jù)利率變動(dòng)對儲(chǔ)蓄的替代效應(yīng)和收入效應(yīng)而定。當(dāng)利率提高，人們認(rèn)為減少當(dāng)前消費(fèi)增加未來消費(fèi)是有利的，從而鼓勵(lì)增加儲(chǔ)蓄。利率提高使儲(chǔ)蓄增加是利率變動(dòng)對儲(chǔ)蓄的替代效應(yīng)。另一方面，利率提高使將來的利息收入增加，會(huì)使人們感覺自己較為富有，從而增加當(dāng)前的消費(fèi)以致減少儲(chǔ)蓄。這種儲(chǔ)蓄的減少是利率對儲(chǔ)蓄的收入效應(yīng)?？梢钥闯?，儲(chǔ)蓄和消費(fèi)在一定條件下是成反比關(guān)系的。

1.3.4收入分配

一般來說，高收入居民的消費(fèi)傾向低于低收入居民的消費(fèi)傾向。因此，如果收入分配更加平等，則會(huì)提高整個(gè)社會(huì)的平均消費(fèi)傾向。反之，收入分配差距越大，社會(huì)的平均消費(fèi)傾向就越低。

1.3.5社會(huì)保障制度

通常來說，社會(huì)保障制度越完善，所營造的社會(huì)消費(fèi)環(huán)境就越是良好，居民越是敢于消費(fèi)，否則寧愿把錢存起來作為保障，而不愿意去風(fēng)險(xiǎn)消費(fèi)，這時(shí)儲(chǔ)蓄意愿會(huì)增強(qiáng)。

2.我國居民消費(fèi)現(xiàn)狀以及存在的問題

2.1我國民消費(fèi)現(xiàn)狀不容樂觀

改革開放以來我國經(jīng)濟(jì)保持高速增長，近十年更是保持9%以上的增長速度，投資、消費(fèi)和出口是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三駕馬車”，但長期以來我國經(jīng)濟(jì)快速增長主要依靠投資和出口拉動(dòng)，而消費(fèi)尤其是居民消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)作用呈現(xiàn)不斷減弱的趨勢。改革開放三十年多年來，我國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模急劇擴(kuò)大，但國內(nèi)居民享用的份額卻在不斷下降，其突出的特征是投資率和消費(fèi)率的變化。我國投資率由1998年的36.2%上升至2009年的42.3%，近年來的平均投資率在40%以上，比世界平均投資率高出近20個(gè)百分點(diǎn)；最終消費(fèi)率則由59.6%下降到48.8%，十年平均消費(fèi)率為56.6%，比世界平均消費(fèi)率（78%左右）低20多個(gè)百分點(diǎn)。我國居民消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的帶動(dòng)十分有限，經(jīng)濟(jì)增長主要依靠消投資和出口，消費(fèi)的作用不斷弱化，即使國內(nèi)擁有巨大的市場，也只能望洋興嘆。

2.2城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平差距不斷擴(kuò)大

由于主要受農(nóng)村居民收入增長慢于城鎮(zhèn)居民收入增長的影響，使得原有的城鄉(xiāng)消費(fèi)差距不僅沒有縮小，而且越來越大。2009年我國城鎮(zhèn)居民購買的消費(fèi)品零售總額70355億元（市和縣合計(jì)），比1998年增長2.9倍，而農(nóng)村居民購買18855億元（縣以下），僅增長2.1倍，按人口計(jì)算的人均消費(fèi)品購買量則更低。而且從消費(fèi)支出比例上看，我國城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)支出差距呈不斷擴(kuò)大態(tài)勢。特別是近十年農(nóng)以來，雖然城鄉(xiāng)消費(fèi)水平對比項(xiàng)的比值雖起伏不大，但其消費(fèi)的絕對值持續(xù)拉大。

2.3居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)有待完善

隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，居民收入水平的提高，我國居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)也日趨于合理，從偏重于食品消費(fèi)的溫飽型消費(fèi)開始逐步向享受型消費(fèi)轉(zhuǎn)變?？傮w上來說我國居民消費(fèi)的恩格爾系數(shù)不斷降低，從2001年的39.18%到2010年的35%，但是總體上我國恩格爾系數(shù)還處在比較高的水平，與發(fā)達(dá)國家相比（30%）還有一定的差距，這必然會(huì)影響其他消費(fèi)比重的提高，影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。同樣也從側(cè)面說明我國居民整體收入水平不高，而且消費(fèi)結(jié)構(gòu)比較單一，主要集中在基本生活資料的消費(fèi)，消費(fèi)結(jié)構(gòu)有待完善。

3.數(shù)據(jù)分析

考慮到樣本數(shù)據(jù)的可收集性和我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況，最終選擇了國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民儲(chǔ)蓄、居民可支配收入、物價(jià)水平作為影響消費(fèi)的主要變量來進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。下面以我國1991年到2010年來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2011》的指標(biāo)數(shù)據(jù)為樣本，見下表。

表1.1

資料來源：《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2011》

3.1建立模型與最小二乘回歸

根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論和對實(shí)際情況的分析可以知道，我國居民消費(fèi)水平Y(jié)受國內(nèi)生產(chǎn)總值X1、人均可支配收入X2、居民儲(chǔ)蓄X3和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)X4的影響，除此之外，還受到其他一些變量的影響及隨機(jī)因素的影響，將其他變量及隨機(jī)因素的影響均歸并到隨機(jī)變量u中，根據(jù)X與Y的樣本數(shù)據(jù)，作它們之間的散點(diǎn)圖可以看出，它們的變化趨勢是線性的，因此我們設(shè)定多元線性回歸模型為：

應(yīng)用EViews的最小二乘法程序，得估計(jì)的回歸方程為：

（3.22） （2.49） （10.04） （-2.22） （-3.50）

R2=0.99 F=4623.967 DW=0.8393

3.2模型檢驗(yàn)和分析

3.2.1經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

由貝塔值可知，我國居民消費(fèi)支出隨著國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民可支配收入的增加而增加，隨著居民儲(chǔ)蓄和消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的增加及提高而減少，并且它們之間的相互關(guān)系符合相關(guān)的經(jīng)濟(jì)理論和我國的實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況。

3.2.2統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

（1）擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

由表1.2得到樣本可決系數(shù)為R2=0.999190

修正樣本可決系數(shù)為R=0.998974 。

計(jì)算結(jié)果表明，估計(jì)的樣本回歸方程很好地?cái)M合了樣本觀測值。

（2）F檢驗(yàn)

提出檢驗(yàn)的原假設(shè)為Ho：β1=β2=β3=β4=0

對立假設(shè)為H1：至少有一個(gè)βi不等于零

由表1.2得F統(tǒng)計(jì)量為F=4623.967，對于給定的顯著性水平α=0.05，查表可得F0.05（4，15）=3.06。因?yàn)镕=4623.967>3.06，所以否定Ho，總體回歸方程是顯著的，即我國的消費(fèi)支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民可支配收入、居民儲(chǔ)蓄以及居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間存在顯著的線性關(guān)系。

（3）t 檢驗(yàn)

提出檢驗(yàn)的原假設(shè)為Ho：βi=0，i=1，2，3，4

對立假設(shè)為H1：βi不等于零

由表1.2得t統(tǒng)計(jì)量為β1的t統(tǒng)計(jì)量t1=2.4927 ；β2的t統(tǒng)計(jì)量 t2=10.0419；β3的t統(tǒng)計(jì)量t3=―2.2190；β4的t統(tǒng)計(jì)量為t4=―3.5022。對于給定的顯著性水平α=0.05，查表可得t0.05/2（15）=2.13。

因?yàn)楦鱰值或其絕對值均大于t0.05/2（15）=2.13，所以否定Ho，β1、β2、β3和β4均顯著不等于零，即可以認(rèn)為我國國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民可支配收入、居民儲(chǔ)蓄以及消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對居民消費(fèi)支出都有顯著的影響。其中可支配收入和價(jià)格指數(shù)的影響更為顯著。因此，這些提高我國居民消費(fèi)水平時(shí)這些變量必須首先得到重視。

4.政策評價(jià)與建議

4.1國內(nèi)生產(chǎn)總值與最終消費(fèi)支出有著嚴(yán)格的正相關(guān)關(guān)系。國內(nèi)生產(chǎn)總值的提高將帶動(dòng)了人民生活水平的提高，進(jìn)一步促進(jìn)了消費(fèi)需求的擴(kuò)大，而消費(fèi)、投資、凈出口是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三駕馬車”。消費(fèi)作為需求力量，對經(jīng)濟(jì)的增長起著拉動(dòng)作用。這樣就形成了消費(fèi)需求與經(jīng)濟(jì)增長之間的良性循環(huán)。因此，要增加消費(fèi)，關(guān)鍵是促進(jìn)國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長，以增加人民的收入。為此國家應(yīng)該堅(jiān)定不移地大力發(fā)展生產(chǎn)力，以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心，積極采取相應(yīng)措施促進(jìn)經(jīng)濟(jì)又好又快的發(fā)展。同時(shí)還應(yīng)配合相關(guān)政策培育和引導(dǎo)居民形成正確的消費(fèi)意識，樹立健康、科學(xué)和綠色的消費(fèi)觀念。

4.2提高居民收入是關(guān)鍵。經(jīng)濟(jì)理論和居民消費(fèi)模型都表明，要刺激消費(fèi)，最重要的是提高居民收入水平，尤其是增加居民的可支配收入，從而增加人們對未來的信心。提高居民人均可支配收入，首先要建立完善的勞動(dòng)報(bào)酬形成機(jī)制，大幅度提高勞動(dòng)報(bào)酬在初次分配中的比重。其次，在再分配環(huán)節(jié)中要通過縮小城鎮(zhèn)居民內(nèi)部之間、城鄉(xiāng)之間、行業(yè)之間的收入差距，增加政府財(cái)政在公共產(chǎn)品領(lǐng)域的支出，改善社會(huì)保障和社會(huì)福利體系，增加政府的轉(zhuǎn)移支付等措施來提高居民在再分配環(huán)節(jié)中的收入。只有居民人均可支配收入增加才能促進(jìn)居民的人均消費(fèi)支出，才能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長，也才能最終調(diào)整經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)構(gòu)。

4.3正確處理好消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的關(guān)系，只有讓儲(chǔ)蓄和消費(fèi)保持平衡和協(xié)調(diào)的關(guān)系，經(jīng)濟(jì)才能實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定。如果人們把過多的資金用于儲(chǔ)蓄，在一定程度上會(huì)抑制消費(fèi)的增加，但是鼓勵(lì)消費(fèi)并不是意味著不儲(chǔ)蓄，還是需要保持適當(dāng)?shù)膬?chǔ)蓄，以備日后的各種資金需要。所以這就需要國家采取積極有效的措施來引導(dǎo)居民形成科學(xué)的消費(fèi)習(xí)慣和合理的儲(chǔ)蓄行為。

4.4由此模型可以看出居民價(jià)格消費(fèi)指數(shù)CPI成為居民消費(fèi)支出的重要影響因素，所以要想增加消費(fèi)，就必須防止過度的通脹，維持物價(jià)穩(wěn)定。隨著市場體系的不斷完善和經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變，兩者間的相互影響和相互作用日益增強(qiáng)。因此，防止物價(jià)過快上漲，探討影響物價(jià)上漲的各種國內(nèi)外因素，并盡可能實(shí)現(xiàn)重要因素的可控可測。同時(shí)政府尤其要減少物價(jià)過快上漲對低收入居民家庭生活的負(fù)面影響，切實(shí)將改善民生落到實(shí)處，要在價(jià)格上漲幅度較大、對低收入群體生活影響較多時(shí)，及時(shí)采取調(diào)整社會(huì)保障標(biāo)準(zhǔn)、發(fā)放臨時(shí)補(bǔ)貼等措施，確保低收入群體生活水平不因價(jià)格上漲而降低。

參考文獻(xiàn)：

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篇2

【關(guān)鍵詞】城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平 影響因素 回歸分析

一、研究背景及意義

改革開放以來，我國居民消費(fèi)水平不斷提高，消費(fèi)一直以來都是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重點(diǎn)任務(wù)之一。2015年政府工作報(bào)告中指出，應(yīng)通過加快培育消費(fèi)增長點(diǎn)，大力鼓勵(lì)大眾消費(fèi)，使其成為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的強(qiáng)勁動(dòng)力。在我國經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)的背景下，提高居民消費(fèi)水平，對于我國調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，避免“中等收入陷阱”等問題意義重大。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平對整體消費(fèi)水平具有帶動(dòng)作用，因此，及時(shí)把握城鎮(zhèn)居民消費(fèi)變動(dòng)趨勢，分析城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響因素，對于提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展的速度與質(zhì)量具有重要意義。

二、文獻(xiàn)綜述

查閱文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響因素已有很多角度的研究。李洋等（2014）通過建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額是影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的顯著因素。羅世超（2012）從消費(fèi)水平價(jià)格指數(shù)、可支配收入、人口增長率和城鎮(zhèn)居民工資水平出發(fā)研究影響我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的因素。吳錕等（2014）則基于財(cái)富效應(yīng)視角，研究了收入、財(cái)富、利率對居民消費(fèi)水平的影響。

除了對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的縱向研究，一些學(xué)者著重分析了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)差異及成因。袁軍江（2012）研究了我國各省域和城鎮(zhèn)內(nèi)部居民消費(fèi)水平的差異，郝東陽（2011）則按整體、收入、家庭收入角度對城鎮(zhèn)居民進(jìn)行分類，并建立年齡效應(yīng)模型，分析城鎮(zhèn)居民戶主年齡與家庭消費(fèi)行為之間的關(guān)系。

盡管眾多學(xué)者對影響我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的因素做了大量研究，但是較多側(cè)重收入研究。當(dāng)今社會(huì)影響消費(fèi)的因素很多，應(yīng)合理加入其它變量，才能更好地?cái)M合消費(fèi)函數(shù)。本文選取了幾項(xiàng)重要解釋變量，以1984～2014年的數(shù)據(jù)建立模型并優(yōu)化，以明確影響城市居民消費(fèi)水平的因素。

三、模型設(shè)定

（一）變量選擇的現(xiàn)實(shí)及理論依據(jù)

現(xiàn)實(shí)生活中，收入、物價(jià)等會(huì)影響居民消費(fèi)水平。理論方面，絕對收入假說指出消費(fèi)水平主要取決于收入；生命周期假說認(rèn)為邊際消費(fèi)傾向會(huì)因人口構(gòu)成比例變化；消費(fèi)品存量調(diào)整假說認(rèn)為現(xiàn)期消費(fèi)依存于現(xiàn)期收入等因素。本文以絕對收入假說為基礎(chǔ)，選取以下變量：城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)、城鎮(zhèn)人口、國內(nèi)生產(chǎn)總值、個(gè)人所得稅。

（二）確定模型形式

1.相關(guān)系數(shù)分析。相關(guān)系數(shù)矩陣顯示，有4個(gè)解釋變量與被解釋變量的相關(guān)系數(shù)超過0.9，屬于高度相關(guān)，應(yīng)為線性相關(guān)關(guān)系。

2.模型形式確定。

模型形式為：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6 +μ

X1為城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（元）、X2為城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（上年=100）、X3為城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)（%）、X4為城鎮(zhèn)人口（萬人）、X5為國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）、X6為個(gè)人所得稅（億元），Y為城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平（元）。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)。只有平穩(wěn)序列才能建立模型，本文采用ADF檢驗(yàn)考察變量平穩(wěn)性。一階差分未通過的情況下對各變量進(jìn)行二階差分，結(jié)果顯示各變量均在1%的顯著性水平上通過了檢驗(yàn)。各變量均為二階單整，回歸可能是偽回歸，需進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用EG法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。首先，對變量進(jìn)行回歸，得到殘差項(xiàng)；第二步，對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為-4.257139，小于臨界值，因此，殘差序列為平穩(wěn)序列，各變量與Y存在協(xié)整關(guān)系。

四、模型估計(jì)和優(yōu)化

（一）初步OLS估計(jì)

OLS法估計(jì)顯示，X1、X3、X6通過了t檢驗(yàn)；■2及F檢驗(yàn)顯示模型的擬合優(yōu)度很好，解釋變量對Y的聯(lián)合影響效果顯著。

但模型存在明顯問題：X4系數(shù)符號與預(yù)期不符，X2、X4、X5未通過t檢驗(yàn)，模型需要優(yōu)化。

（二）多重共線性檢驗(yàn)與處理

1.多重共線性的檢驗(yàn)。多重共線程度可由膨脹因子判定，本模型平均膨脹因子為777.51，存在較為嚴(yán)重的多重共線。

2.多重共線的處理。逐步回歸法：各變量分別對Y回歸后，選定最大R2的方程為基礎(chǔ)方程，按R2排序依次加入各變量，得到方程：■=1471.460+1.063060X1-28.02823X3-0.769347X6對X2、X4、X5進(jìn)行剔除。理由如下：①加入X2后系數(shù)不顯著，可能是各變量包含了價(jià)格因素②X4的系數(shù)沒有通過t檢驗(yàn)，可能是城鎮(zhèn)人口為相對不重要變量③加入X5后系數(shù)符號與預(yù)期不符，X1與X5之間存在多重共線。

（三）引入滯后變量

按照相對收入假說，收入變化在消費(fèi)反應(yīng)上表現(xiàn)的較為遲鈍。因此，在模型中引入X1的滯后變量，并采用阿爾蒙法估計(jì)。

在模型中引入X1的滯后變量，模型的R2有所提高，并■=1888.82 -0.81X1t+0.35X1（t-1）-0.11X（t-2）-34.43X3-0.66X6并且滯后期為2時(shí)效果最好，引入滯后變量的形式：

（四）自相關(guān)的檢驗(yàn)與處理

1.自相關(guān)的檢驗(yàn)。

（1）D.W.檢驗(yàn)：對模型進(jìn)行D.W.檢驗(yàn)，D.W.值為1.36，n=29，k=6，查D.W.檢驗(yàn)上下界表，得dL=1.05，du=1.84。由于：dL=1.05

五、結(jié)論與建議

城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平與城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入呈正相關(guān)，與城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)和個(gè)人所得稅呈負(fù)相關(guān)。可支配收入、生活水平的提高及個(gè)人所得稅的降低有利于提高城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平。具體應(yīng)采取以下措施：

（一）提高城鎮(zhèn)居民人均可支配收入

以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心，保持經(jīng)濟(jì)在新常態(tài)下的中高速發(fā)展；調(diào)整國民收入分配格局，提高勞動(dòng)報(bào)酬占國民收入的比重；加速促進(jìn)中小企業(yè)發(fā)展，提供更多就業(yè)機(jī)會(huì)；加大知識和技術(shù)普及力度，以實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)者高質(zhì)量就業(yè)。

（二）提高城鎮(zhèn)居民生活水平

擴(kuò)大社保覆蓋面，保障居民基本生活水平；加大對醫(yī)療、養(yǎng)老等方面的投入，減少消費(fèi)者支出負(fù)擔(dān)；倡導(dǎo)積極的娛樂方式，鼓勵(lì)健康的精神消費(fèi)；穩(wěn)定物價(jià)水平，使居民的生活水平穩(wěn)步提高。

（三）完善個(gè)人所得稅改革

積極進(jìn)行稅制改革與創(chuàng)新。國家應(yīng)適當(dāng)提高個(gè)人所得稅費(fèi)用起征點(diǎn)和免征額，同時(shí)，盡快實(shí)行綜合制個(gè)人所得稅，這樣不僅有利于公平課稅，又可以刺激消費(fèi)，從整體上提升居民消費(fèi)水平。

參考文獻(xiàn)

[1]李洋，劉美爽.我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析[J].商業(yè)時(shí)代，2015（34）：6-8.

[2]羅世超，謝蕊霞.影響我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的主要因素分析[J]，商場現(xiàn)代化，2012（9）.

篇3

關(guān)鍵詞：中國居民消費(fèi)水平；計(jì)量分析；EVIEWS8；影響因素

一、中國居民消費(fèi)水平影響因素的選擇

實(shí)際經(jīng)驗(yàn)以及之前的研究表明，GDP以及人均居民收入對于消費(fèi)水平具有顯著的解釋效力，很多情況下這兩大要素被作為直接因素考慮，一般來說，GDP較高的國家說明其有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力，因此居民消費(fèi)水平相應(yīng)較高；而人均收入則直接體現(xiàn)一個(gè)人的財(cái)富，正如凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)所體現(xiàn)的，收入對于消費(fèi)具有重大

的影響。

除去這兩個(gè)因素之外，從理論上直接分析，常見的因素還可能有以下幾個(gè)：

（一）人口增長率

在財(cái)富一定的情況下，人口增長率越高，則財(cái)富將在更多的人之間進(jìn)行分配，由此會(huì)降低居民的消費(fèi)水平。同時(shí)人口增長率可以一定程度上反映人口結(jié)構(gòu)，而不同的人口結(jié)構(gòu)消費(fèi)習(xí)慣不同，必然導(dǎo)致消費(fèi)水平的變化，人口增長率較高說明年輕群體在人口中占據(jù)主體，則必然導(dǎo)致消費(fèi)水平的提升。

（二）通貨膨脹

通貨膨脹使居民日常生活必需品價(jià)格普遍上漲，這意味著城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的人均可支配收入不同程度縮水。通貨膨脹使居民的實(shí)際收入減少，降低了居民的消費(fèi)能力。另外，通貨膨脹對居民的消費(fèi)預(yù)期也產(chǎn)生影響。居民消費(fèi)價(jià)格持續(xù)上漲，一定程度上削弱了城市居民的消費(fèi)欲望。預(yù)期未來收入水平下降，表現(xiàn)最明顯的就是恩格爾系數(shù)提高，對消費(fèi)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。本文采用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)描述通

貨膨脹。

（三）居民儲(chǔ)蓄

居民的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄互相影響。一方面儲(chǔ)蓄增加，現(xiàn)實(shí)的消費(fèi)就會(huì)減少，而儲(chǔ)蓄減少，現(xiàn)實(shí)的消費(fèi)就會(huì)增加。另一方面高儲(chǔ)蓄往往對應(yīng)著高投資，銀行可以作為中介將財(cái)富進(jìn)行轉(zhuǎn)移，而投資規(guī)模的擴(kuò)張又可以提升居民的消費(fèi)水平。我國居民儲(chǔ)蓄率一直保持較高水平。20世紀(jì)90年代以來，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款持續(xù)增長，其對于消費(fèi)的影響也是值得探究的。

二、研究設(shè)計(jì)與實(shí)證分析

（一）研究目標(biāo)

首先我們將根據(jù)1978C2014年的居民消費(fèi)水平（Y）；1978C2015年的GDP（X1）；1978C2015年人均可支配收入（X2）；1978C 2015年人口自然增長率（%） （X3）；1978C 2015年居民消費(fèi)指數(shù)（%） （1978年作為基期=100）（X4）；1978C2014年居民儲(chǔ)蓄（X5）這些數(shù)據(jù)，分別對以上六個(gè)因素與消費(fèi)水平進(jìn)行一元線性回歸分析，確定這六個(gè)因素是否都如之前的理論分析一樣顯著影響消費(fèi)水平。之后會(huì)將顯著影響的因素與消費(fèi)水平進(jìn)行多元回歸分析，剔除可能存在的共線性情況，最后得到一個(gè)較為完美的模型。

（二）模型設(shè)定。

1.一元線性回歸模型：

Yi=α0+α1Xki+μi（k=1，2，…，5）

分別建立五個(gè)一元線性回歸模型，α0和α1表示待估參數(shù)，通過EVIEWS軟件進(jìn)行回歸分析。得到相關(guān)統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1：

綜合上表可以發(fā)現(xiàn)，五個(gè)因素都可以解釋居民消費(fèi)水平，但解釋程度不相同。GDP、人均可支配收入、居民儲(chǔ)蓄在模型擬合程度、對Y的解釋能力方面都特別強(qiáng)，而人口自然增長率以及消費(fèi)物價(jià)指數(shù)對于Y的解釋相對較弱。尤其人口自然增長率顯著性不是很強(qiáng)。相比較之前的理論分析可以看到：在我國人口基數(shù)大的基本國情下，人口自然增長率對于消費(fèi)水平的影響是負(fù)向的，即人口增長率增加1%，居民消費(fèi)水平下降988.2012元。另一方面儲(chǔ)蓄與消費(fèi)水平是正向的關(guān)系，這與我國發(fā)展中國家的基本國情也是符合的，我國最近幾十年處速發(fā)展階段，人民生活水平不斷提高，消費(fèi)提升的同時(shí)儲(chǔ)蓄也有增加，人民生活水平還有很大的提升空間。

2.多元線性回歸模型：（假設(shè)上述的五個(gè)解釋變量都可以顯著解釋居民消費(fèi)水平）

Yi=β0+β1Xi1+β2Xi2+β3Xi3+β4Xi4+β5Xi5+μi

建立一個(gè)多元回歸模型，β0到β5表示待估參數(shù)，通過EVIEWS軟件進(jìn)行回歸分析。得到如圖1所示結(jié)果：

該模型的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：

R2=0.999077，R2=0.998928

說明模型的擬合程度非常好，同時(shí)F統(tǒng)計(jì)值6709.099非常大，對應(yīng)P-value值為0。整個(gè)模型是顯著的，但是當(dāng)α=0.05時(shí)，X2與X3的t檢驗(yàn)并不顯著，這與之前一元線性回歸的結(jié)果有較大出入，說明可能存在比較嚴(yán)重的多重共線性情況。因此需要進(jìn)一步的篩選變量。在表一中，我們首先選取R2最大的X2作為基礎(chǔ)變量，逐步加入其它變量。根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則和施瓦茨信息準(zhǔn)則以及加入的變量可以提高R2這三個(gè)準(zhǔn)則，我們發(fā)現(xiàn)X2與X4這兩個(gè)變量之間存在較明顯的共線性情況，往往不能同時(shí)滿足這兩個(gè)變量同時(shí)顯著的情r，故這里我們放棄以X2為基礎(chǔ)變量的想法，選擇X1為基礎(chǔ)變量，當(dāng)再加入X4、X5這兩個(gè)變量時(shí)有：

R2=0.998956

這樣修正后的可決系數(shù)大于考慮每個(gè)變量時(shí)的t值，而且各個(gè)變量都是顯著的，都可以在95%的概率下對模型有顯著解釋能力，整體上F值等于11481.17，整個(gè)模型也是顯著的，因此我們這里不再增加變量，原有的X2、X3剔除出模型之外，則可得最終的回歸方程：

Yi=-1666.105+0.013Xi1+3.194Xi4+0.015Xi5+μi

三、小結(jié)

通過一系列的數(shù)據(jù)分析，我們最終發(fā)現(xiàn)，當(dāng)單獨(dú)研究時(shí)，國民生產(chǎn)總值、居民人均收入水平、人口自然增長率、消費(fèi)物價(jià)指數(shù)、居民儲(chǔ)蓄都可以顯著解釋居民消費(fèi)水平，其中國民生產(chǎn)總值、居民人均收入、居民儲(chǔ)蓄的解釋能力非常強(qiáng)；而當(dāng)綜合考慮多元線性回歸模型時(shí)，由于共線性的問題，只將GDP、消費(fèi)物價(jià)指數(shù)、居民儲(chǔ)蓄列入模型之中。

從其影響因素來看，GDP、消費(fèi)物價(jià)指數(shù)對于居民消費(fèi)水平來講更多的是一種被動(dòng)影響，并不能真正反映居民生活水平的改善，而隨著近幾年來我國GDP增速放緩，我們需要更多地依賴一些主動(dòng)的刺激性措施來提升居民消費(fèi)水平，進(jìn)而提升居民生活質(zhì)量。一方面面對社會(huì)老齡化趨勢，政府放開了二胎政策，這對于社會(huì)年齡結(jié)構(gòu)的改變具有重大意義，而年輕群體的增加將帶來切實(shí)的消費(fèi)水平改善；另一方面隨著可支配收入的提高以及居民金融意識的提高，鼓勵(lì)更合理的資金配置，促進(jìn)社會(huì)實(shí)體投資、加強(qiáng)對于金融衍生產(chǎn)品的控制與監(jiān)管將會(huì)成為推動(dòng)居民消費(fèi)的強(qiáng)大動(dòng)力；最后提出的供給側(cè)改革，從供給端提升生產(chǎn)水平，加大科技研發(fā)與科技創(chuàng)新，提高產(chǎn)品質(zhì)量，將是提高居民消費(fèi)水平的根本所在。

參考文獻(xiàn)：

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[3]程松柏.我國居民消費(fèi)水平影響因素的計(jì)量分析與政策建議[J].商業(yè)時(shí)代，2010（35）.

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[5]任逸佳.中國居民消費(fèi)水平的影響因素研究[J].管理觀察，2015（16）.

篇4

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平 影響因素 對數(shù)多元回歸

消費(fèi)活動(dòng)是可以量化的需求，也是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的真正和持久的拉動(dòng)力。改革開放以來，我國整個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)生了巨大變化，人們的消費(fèi)理念、消費(fèi)行為也發(fā)生了很大的變化。因此，探討、分析社會(huì)消費(fèi)水平的規(guī)律，對政府制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長具有十分重要的意義。

對于消費(fèi)水平的研究，經(jīng)濟(jì)學(xué)中有著名的凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論，即消費(fèi)是可支配收入的線性函數(shù)。本文通過建立城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，基于凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論，對于影響消費(fèi)水平變動(dòng)的因素及影響程度進(jìn)行探究，并對模型進(jìn)行分析評價(jià)。

模型設(shè)定

研究城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平，需要考慮以下幾個(gè)方面：

城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的衡量。對于消費(fèi)水平，常用城鎮(zhèn)家庭平均每人全年消費(fèi)性支出、城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)水平等變量去衡量。其中，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)水平能更準(zhǔn)確、全面的反映城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平。為了消除價(jià)格變動(dòng)因素對城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)水平的影響，不宜直接采用現(xiàn)在城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)水平的數(shù)據(jù)，而需要用城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整后的1978年可比價(jià)格計(jì)量的城鎮(zhèn)居民實(shí)際人均消費(fèi)水平的數(shù)據(jù)做回歸分析。所以選用“城鎮(zhèn)居民實(shí)際人均消費(fèi)水平”作為被解釋變量去衡量城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平。

數(shù)據(jù)的選擇。本文研究改革開放以來，我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響因素以及變化趨勢，因此選擇1978-2009年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。同時(shí)為了減小價(jià)格因素的影響，采用對數(shù)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。

影響因素的分析。根據(jù)凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論，消費(fèi)取決于可支配收入。因此以城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入表示的可支配收入水平，是必須要考慮的主要影響因素。

除此以外，根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論，還有眾多因素可能影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平：城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)是衡量居民消費(fèi)水平最重要的指數(shù)，是對一個(gè)固定的消費(fèi)品籃子價(jià)格的衡量。它主要反映消費(fèi)者支付商品和勞務(wù)的價(jià)格變化情況，也是一種度量通貨膨脹水平的工具;人均國內(nèi)生產(chǎn)總值代表我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。我國經(jīng)濟(jì)的增長主要是由投資需求的擴(kuò)張與消費(fèi)需求的增長帶動(dòng)的。但是，為了減小價(jià)格因素的影響，不宜直接采用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，而需要用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)進(jìn)行調(diào)整后的1978年可比價(jià)格計(jì)的實(shí)際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析;城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年增加額、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額是人民財(cái)富、社會(huì)總資產(chǎn)增加的最直接表現(xiàn)形式，是擴(kuò)大再生產(chǎn)的必然要求。固定資產(chǎn)投資的增加會(huì)直接帶動(dòng)國民經(jīng)濟(jì)各行業(yè)的發(fā)展，從而帶動(dòng)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的增加;失業(yè)率可以判斷一定時(shí)期內(nèi)全部勞動(dòng)人口的就業(yè)情況，反映整體經(jīng)濟(jì)狀況，從而影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平。

因此，本文將“城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入X2”、“城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)X3”、“實(shí)際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值X4”、“城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年增加額X5”、“城市登記失業(yè)率X6”和“城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額X7”作為模型的解釋變量。

模型形式的設(shè)計(jì)。本文基于凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論設(shè)計(jì)模型，考慮到數(shù)據(jù)間的差距較大，所以對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平（Y）與城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入（X2）、城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（X3）、實(shí)際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（X4）、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年增加額（X5）、城市登記失業(yè)率（X6）、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額（X7）進(jìn)行回歸分析，并將方程形式設(shè)定為一次對數(shù)回歸模型。

數(shù)據(jù)來源

本文獲取1978-2009年各指標(biāo)的數(shù)據(jù)，如表1所示。

模型的估計(jì)與調(diào)整

（一）城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平對各影響因素的回歸分析

根據(jù)本文建立的模型：

InYt=β1+β2InX2t+β3InX3t+β4InX4t+β5InX5t+β6InX6t+β7InX7t+ut

用EViews的最小二乘法進(jìn)行回歸估計(jì)，得到回歸方程：

（二）模型檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)。模型估計(jì)結(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入每增長1%，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平就會(huì)增長0.376138%;在假定其他變量不變的情況下，城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每增長1%，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平就會(huì)增長0.014395%;在假定其他變量不變的情況下，實(shí)際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值可支配收入每增長1%，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平就會(huì)增長0.292557%;在假定其他變量不變的情況下，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年增加額每增長1%，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平就會(huì)減少0.019675%;在假定其他變量不變的情況下，城市登記失業(yè)率每增長1%，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平就會(huì)減少0.022774%;在假定其他變量不變的情況下，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額每增長1%，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平就會(huì)增長0.118284%。解釋變量系數(shù)的符號與預(yù)期相同，這與理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷相一致。

統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)。擬合優(yōu)度：從回歸結(jié)果看R2=0.998564 R2=0.998219，說明模型對樣本的擬合很好。

t檢驗(yàn)。給定α=0.05，查t分布表，在自由度為25時(shí)得臨界值2.060。其中，InX3、InX4、InX5、InX6系數(shù)t統(tǒng)計(jì)量的絕對值小于臨界值，說明“城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)X3”、“實(shí)際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值X4”、“城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年增加額X5”、“城市登記失業(yè)率X6”對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平?jīng)]有顯著影響。InX2、InX7系數(shù)t統(tǒng)計(jì)量的絕對值大于臨界值，說明“城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入X2”、“城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額X7”對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平有顯著影響。

F檢驗(yàn)。給定α=0.05，在F分布表中的自由度為6和25的臨界值約為3.05，由表中得到F=2896.829大于臨界值，說明回歸方程顯著，即“城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入X2”、“城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)X3”、“實(shí)際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值X4”、“城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年增加額X5”、“城市登記失業(yè)率X6”、“城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額X7”聯(lián)合起來對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平有顯著影響。

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)。多重共線性檢驗(yàn)。由回歸結(jié)果看出，該模型可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗(yàn)顯著，但是當(dāng)α=0.05時(shí)，X5、X6系數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著，這表明可能存在多重共線性。計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，得到相關(guān)系數(shù)矩陣。由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，部分解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實(shí)確實(shí)存在多重共線性。采用逐步回歸的辦法，分別做lnYt對lnX2t、lnX3t、lnX4t、lnX5t、lnX6t、lnX7t的一元回歸，回歸結(jié)果表明lnX3t、lnX5t、lnX6t引起多重共線性，應(yīng)予剔除。最后修正多重共線性影響的回歸結(jié)果為：

異方差檢驗(yàn)。Goldfield-Quanadt檢驗(yàn)。分別按照解釋變量lnX2t、InX4t、lnX7t的遞增型排序，構(gòu)造樣本容量n=12的子樣本區(qū)間，用OLS法得到結(jié)果后，定義樣本區(qū)間為21-32，用OLS法得到結(jié)果，根據(jù)結(jié)果計(jì)算F統(tǒng)計(jì)值，分別為1.185597、1.758101和1.778105，在α=0.05下，各F統(tǒng)計(jì)值均小于臨界值F0.05（8，8）=3.44，所以不拒絕原假設(shè)，表明模型不存在異方差。

White檢驗(yàn)。用EViews作White檢驗(yàn)，輔助回歸模型中有交叉項(xiàng)，得到檢驗(yàn)結(jié)果。由White檢驗(yàn)知，在α=0.05下，查χ2分布表，得到臨界值χ20.05（6）=12.5916，比較計(jì)算的χ2統(tǒng)計(jì)量與臨界值，因?yàn)閚R2=5.748802小于χ20.05（6）=12.5916，表明模型不存在異方差。

自相關(guān)檢驗(yàn)。圖示檢驗(yàn)法。用EViews作殘差圖，如圖1所示。從殘差圖中可以看出模型中存在自相關(guān)，故模型中t統(tǒng)計(jì)量和F統(tǒng)計(jì)量的結(jié)論不可信。DW檢驗(yàn)。從回歸結(jié)果得到DW=1.126316，n=32，k=3，取顯著性水平α=0.05，查DW統(tǒng)計(jì)表可知dL=1.24，dU=1.65，模型中dL

采用廣義差分法對模型進(jìn)行修正，使用Yt進(jìn)行滯后一期的自回歸，得到Y(jié)t=0.3364805Yt-1，可知ρ=0.364805，對原模型進(jìn)行廣義差分，得到廣義差分方程：

對廣義差分方程進(jìn)行回歸，由回歸結(jié)果可得回歸方程為：

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。

由于使用了廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本容量減少了1個(gè)，為31個(gè)。查5%顯著水平的DW統(tǒng)計(jì)表可知dL=1.23，dU=1.65，模型中DW=1.638179

由回歸結(jié)果可得新的回歸方程為：

由于使用了廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本容量再減少了1個(gè)，為30個(gè)。查5%顯著水平的DW統(tǒng)計(jì)表可知dL=1.21，dU=1.65，模型中DW=1.775741>dU，說明廣義差分模型中已不存在自相關(guān)，不必再進(jìn)行迭代。同時(shí)可見，R2、t、F統(tǒng)計(jì)量也均達(dá)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，我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平模型的最終結(jié)果為：

lnYt=6.296653+0.937636lnX2t+

0.648733lnX4t+0.481782lnX7t

協(xié)整檢驗(yàn)。用EViews對lnX2t序列、InX4t序列、InX7序列和lnY序列做ADF檢驗(yàn)，結(jié)果表明，均存在單位根，是非平穩(wěn)序列，對InX2t的一階差分序列、InX4t的一階差分序列、InX7t的一階差分序列和InY的一階差分序列做ADF檢驗(yàn)，結(jié)果表明，均不存在單位根，是平穩(wěn)序列。繼續(xù)檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性，對ut序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到結(jié)果如下：在5%的顯著性水平下，τ檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為-4.821812，小于相應(yīng)臨界值，從而拒絕H0，表明回歸殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說明InX2t、InX4t、InX7t和InY之間存在協(xié)整關(guān)系。建立誤差修正模型把消費(fèi)水平的短期行為與長期變化聯(lián)系起來：

InYt=β1+β2InX2t+β4InX4t+β7InX7t+γut-1+εt

用OLS法估計(jì)誤差修正模型，最終得到誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果：

上述結(jié)果表明，模型中存在自相關(guān)，會(huì)夸大所估計(jì)參數(shù)的顯著性，但誤差項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)量不顯著，說明城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平不取決于上一期消費(fèi)水平對均衡水平的偏離，系統(tǒng)不存在誤差修正機(jī)制。

結(jié)論

本文分析表明，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平不斷提高，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平不僅受城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入的影響，還受到城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額等因素的影響。

城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平確實(shí)存在影響，這是基于凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論。本文研究結(jié)果同樣反映城鎮(zhèn)家庭實(shí)際人均可支配收入對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響最大。政府可以通過增加低收入者、無勞動(dòng)能力者和離退休人員的收入來提高居民消費(fèi)水平。人均國內(nèi)生產(chǎn)總值反映了我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平越高。通過增加城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額，可以帶動(dòng)國民經(jīng)濟(jì)各行業(yè)的發(fā)展，從而提高城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平。

本文未從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度證明城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年增加額、城市登記失業(yè)率對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響，模型檢驗(yàn)結(jié)果表明這種影響可能過于間接而被剔除。雖然模型的建立在理論上來講是合理的，但是還有貧富差距、人口結(jié)構(gòu)等因素沒有考慮，所以城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平模型還有待完善。

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作者簡介：

篇5

近年來，我國的經(jīng)濟(jì)在迅速的發(fā)展，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）也在增長。居民的收入和消費(fèi)也都在增加。2001年我國的居民消費(fèi)水平在3887萬億元，直到2010年，我國居民消費(fèi)水平增加到了9969萬億元。居民的消費(fèi)水平是指居民在物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的消費(fèi)過程中，對滿足人們需求生存、發(fā)展和享受需求方面所達(dá)到的程度。一般，通過消費(fèi)的物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量反映出來的。居民的消費(fèi)水平在很大程度上受整體的經(jīng)濟(jì)狀況影響國民生產(chǎn)總值是用于衡量一國總收入的一種整體的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期，居民收入穩(wěn)定，GDP也高，居民用于消費(fèi)的支出較多，消費(fèi)水平較高；反之，經(jīng)濟(jì)收縮時(shí)，收入下降，GDP也低，用于消費(fèi)的支出較少，消費(fèi)水平隨之下降。消費(fèi)問題一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)界研究的重點(diǎn)和熱點(diǎn)， 國內(nèi)許多專家學(xué)者從收入、消費(fèi)支出、物價(jià)、貧富差異、地區(qū)和行業(yè)等因素入手研究了我國消費(fèi)結(jié)構(gòu)。因此，為了更加了解我國的消費(fèi)水平，保持我國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長，對影響居民消費(fèi)水平的因素進(jìn)行大量的實(shí)證研究。

二、理論綜述

1、凱恩斯的絕對收入理論。凱恩斯將消費(fèi)函數(shù)表達(dá)為：C=f（Y），并將此式改寫為C=bY，表明如果其他條件不變，則消費(fèi)C隨收入Y增加而增加，隨收入Y減少而減少。他強(qiáng)調(diào)實(shí)際消費(fèi)支出是實(shí)際收入的穩(wěn)定函數(shù)，這里所說的實(shí)際收入是指現(xiàn)期、絕對、實(shí)際的收入水平，即本期收入、收入的絕對水平和按貨幣購買力計(jì)算的收入。

凱恩斯認(rèn)為，消費(fèi)是限期可支配收入的函數(shù)，消費(fèi)與可支配收入之間存在著以下的關(guān)系：

（1）在短期無論可支配收入多少，是否等于零，消費(fèi)支出總是大于零?？芍涫杖氲扔诹銜r(shí)的消費(fèi)支出，來源于從前的儲(chǔ)蓄或現(xiàn)在的借債，這部分的消費(fèi)支出與可支配收入無關(guān)，稱為自發(fā)消費(fèi)；

（2）隨著可支配收入的增加，消費(fèi)支出也增加。隨著可支配收入的變動(dòng)而變動(dòng)的消費(fèi)叫引致消費(fèi)；

（3）消費(fèi)支出的增加量少于可支配收入的增加量。

假定消費(fèi)函數(shù)為線性，則凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)可表述為

C=C0+cYd

其中，C為消費(fèi)支出，Yd為可支配收入，C0與c均為常數(shù)，且C0>0，0

2、杜森貝的相對收入理論。杜森貝提出消費(fèi)并不取決于現(xiàn)期絕對收入水平，而是取決于相對收入水平，這里所指的相對收入水平有兩種：相對于其他人的收入水平，指消費(fèi)行為互相影響的，本人消費(fèi)要受他人收入水平影響，一般稱為“示范效應(yīng)”或“攀比效應(yīng)”。相對于本人的歷史最高水平，指收入降低后，消費(fèi)不一定馬上降低，一般稱為“習(xí)慣效應(yīng)”。

3、莫迪利安尼的生命周期理論。莫迪利安尼提出消費(fèi)不取決于現(xiàn)期收入，而取決于一生的收入和財(cái)產(chǎn)收入，其消費(fèi)函數(shù)公式為：C=a·WR+b·YL，式中WR為財(cái)產(chǎn)收入，YL為勞動(dòng)收入，a、b分別為財(cái)產(chǎn)收入、勞動(dòng)收入的邊際消費(fèi)傾向。他根據(jù)這一原理分析出人一生勞動(dòng)收入和消費(fèi)關(guān)系：人在工作期間的每年收入YL，不能全部用于消費(fèi)，總有一部分要用于儲(chǔ)蓄，從參加工作起到退休止，儲(chǔ)蓄一直增長，到工作期最后一年時(shí)總儲(chǔ)蓄達(dá)最大，從退休開始，儲(chǔ)蓄一直在減少，到生命結(jié)束時(shí)儲(chǔ)蓄為零。還分析出消費(fèi)和財(cái)產(chǎn)的關(guān)系：財(cái)產(chǎn)越多和取得財(cái)產(chǎn)的年齡越大，消費(fèi)水平越高。

4、弗里德曼的持久收入理論。弗里德曼認(rèn)為居民消費(fèi)不取決于現(xiàn)期收入的絕對水平，也不取決于現(xiàn)期收入和以前最高收入的關(guān)系，而是取決于居民的持久收入，即在相當(dāng)長時(shí)間里可以得到的收入。他認(rèn)為只有持久收入才能影響人們的消費(fèi)，消費(fèi)是持久收入的穩(wěn)定函數(shù)，即：CL=bYL，表明持久收入YL增加，持久消費(fèi)（長期確定的有規(guī)律的消費(fèi)）CL也增加，但消費(fèi)隨收入增加的幅度取決于邊際消費(fèi)傾向b，b值越大CL增加越多，b值越小CL增加越少。持久收入理論和生命周期理論相結(jié)合構(gòu)成現(xiàn)代消費(fèi)理論，這兩種收入理論不是互相排斥的，而是基本一致的，互相補(bǔ)充的。

三、模型的設(shè)定

1、消費(fèi)的影響因素

（1）農(nóng)村居民人均可支配年收入。按照經(jīng)典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，收入是影響消費(fèi)的主要因素，如果收入為0時(shí)，居民的消費(fèi)支出是最低的，隨著收入的增加，人們才會(huì)拿出多余的錢買奢侈品，去娛樂。但是根據(jù)凱恩斯的宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，真正對居民消費(fèi)水平有影響的是居民的收入水平。在考慮到這個(gè)因素的情況下，我們選擇居民人均收入（X2）作為解釋變量。

（2）農(nóng)村居民的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。對于價(jià)格需求彈性低的商品（生活必需品）來說，商品價(jià)格的變動(dòng)基本上對商品的需求量沒有什么影響，而對于價(jià)格需求彈性高的商品（奢侈品）來說，物價(jià)的微小變動(dòng)會(huì)引起對消費(fèi)品需求的大幅度波動(dòng)，因此消費(fèi)品的價(jià)格水平對居民的消費(fèi)水平也有一定的影響。文章利用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（x1）來代表消費(fèi)品的價(jià)格水平，將其作為解釋變量。

（3）農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)。恩格爾系數(shù)是衡量一個(gè)國家和地區(qū)人民生活水平的狀況，一個(gè)國家或家庭生活越貧困，居民儲(chǔ)蓄越少，恩格爾系數(shù)就越大；反之，生活越富裕，居民儲(chǔ)蓄越多，恩格爾系數(shù)就越小，這一項(xiàng)也是需要被列為影響因素即為解釋變量。

（4）其他因素1）體制因素。隨著市場經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，使得居民收入分配越來越與其勞動(dòng)成果和市場不確定狀態(tài)結(jié)合起來。在這種情況下，一方面，居民必須為下崗與再就業(yè)之間的各項(xiàng)支出，另一方面，我國勞動(dòng)就業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療、教育、住房等，使得居民必須為某些活動(dòng)而消費(fèi)。如果在體制方面進(jìn)行制度創(chuàng)新，其中有些不必要的消費(fèi)很難用數(shù)值來衡量，故歸為其他因素。2）人口結(jié)構(gòu)因素。根據(jù)生命周期模型可得出，一國人口結(jié)構(gòu)年輕化，該國消費(fèi)將會(huì)減少，當(dāng)進(jìn)入老年化時(shí)，消費(fèi)比例將會(huì)增加，但是由于數(shù)據(jù)收集原因，也歸為其他因素.其他因素在本文中用隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)來表示。

2、模型的設(shè)定

Y：農(nóng)村居民消費(fèi)水平

X1：農(nóng)村居民的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)

X2：農(nóng)村居民人均可支配收入

X3：農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)

基于以上數(shù)據(jù)，初步建立模型

3、數(shù)據(jù)的收集

本文收集了我國1991-2010年居民消費(fèi)水平的相關(guān)數(shù)據(jù)

四、模型的估計(jì)與調(diào)整

1用最小二乘法，利用Eviews軟件可得估計(jì)結(jié)果如下

2）檢驗(yàn)多元回歸模型：

給定顯著性水平 為0.05

注：以上數(shù)據(jù)來源各年份中國統(tǒng)計(jì)年鑒。

報(bào)告形式：

擬合優(yōu)度檢驗(yàn)： =0.9983接近1，表明模型對樣本數(shù)據(jù)擬合程度高。

F檢驗(yàn)（回歸方程顯著性檢驗(yàn)）：F=3194.401 ，表明模型線性關(guān)系很顯著，或解釋變量農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)x1和農(nóng)村居民人均可支配收入x2和農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)X3聯(lián)合起來對被解釋變量農(nóng)村居民消費(fèi)水平Y(jié)有顯著影響。

T檢驗(yàn)（解釋變量顯著性檢驗(yàn)）：農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)回歸系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量絕對值為0.6090 表明居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對Y沒有顯著影響；農(nóng)村居民人均可支配收入回歸系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量絕對值為37.8879 表明農(nóng)村居民人均可支配收入對Y有顯著影響。農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)回歸系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量絕對值為1.8333

表明家庭恩格爾系數(shù)對Y有沒有顯著影響。

3）模型經(jīng)濟(jì)意義：假設(shè)其他解釋變量不變，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每增長1%，被解釋變量農(nóng)村居民消費(fèi)水平就增加1.7884元；

假設(shè)其他解釋變量不變，農(nóng)村居民人均可支配收入每增長1元，被解釋變量人農(nóng)村居民消費(fèi)水平就增加0.7215元。

假設(shè)其他解釋變量不變，農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)每增長1%，被解釋變量人農(nóng)村居民消費(fèi)水平就減少8.007元。

計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)：

多重共線性檢驗(yàn)：由于選擇的影響因素過多，所以估計(jì)模型之前，應(yīng)先分析各個(gè)因素與被解釋變量之間的關(guān)系，以及因素之間的相關(guān)程度，利用COR命令進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，得相關(guān)系數(shù)矩陣為：cor y x1 x2 x3通過計(jì)算表明，各解釋變量都與被解釋變量農(nóng)村居民消費(fèi)水平相關(guān)，且解釋變量之間也是兩兩高度相關(guān)的。先按照逐步回歸原理建立回歸模型。

1）建立一元回歸模型

根據(jù)理論分析，農(nóng)村居民可支配收入應(yīng)是農(nóng)村居民消費(fèi)水平的主要影響因素，相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)也表明，農(nóng)村居民可支配收入與農(nóng)村居民消費(fèi)水平的相關(guān)性最強(qiáng)。所以，以Y=a+bX+

Ls y c x2

2）建立二元回歸模型

以一元回歸模型為基礎(chǔ)建立二元回歸模型

Ls y c x2 x1 Ls y c x2 x3

3）建立三元回歸模型

Ls y c x2 x3 x1

將其余的變量逐個(gè)引入模型，估計(jì)結(jié)果列入下表（第二行為t檢驗(yàn)值）

經(jīng)過以上的逐步引入檢驗(yàn)過程，最終確定農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)為

Y= 529.0466 + 0.7277x2 - 6.5794x3

（237.3581） （0.0173） （3.8978）

T = （2.2289） （42.1161） （-1.6880）

統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)：

判定系數(shù)：R2=0.9982 接近于1，表明模型對樣本數(shù)據(jù)擬合優(yōu)度高。

F檢驗(yàn)：F=4891.113，大于臨界值4.41， 其P值0.000000也明顯小于

，說明各個(gè)解釋變量對農(nóng)村居民消費(fèi)水平Y(jié)有顯著影響，模型線性關(guān)系顯著影響。

T檢驗(yàn)：農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)的t值小于2 ，表明農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)對農(nóng)村居民消費(fèi)水平（Y）沒有顯著影響，其他各參數(shù)的t值的絕對值均大于2，表明其他各參數(shù)對農(nóng)村居民消費(fèi)水平（Y）有顯著影響。

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)：

1）自相關(guān)檢驗(yàn)：給定顯著性水平0.05，查DW表，當(dāng)n=20 ，k=2時(shí)，得下限值dL=1.100上限值dU=1.537

因?yàn)镈W統(tǒng)計(jì)量為1.0281小于dL dU所以無法判斷是否存在自相關(guān)性。

偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)：

作異方差的White檢驗(yàn)如下表所示。檢驗(yàn)知Obs*R-squared=13.81344，表明不存在異

從White 檢驗(yàn)知Obs*R-squared=13.81344明顯大于自由度為3，顯著性水平為為0.05的 值為9.48773，表明不存在異方差性。

所以本文的最終模型估計(jì)結(jié)果為：

該模型表示，當(dāng)農(nóng)村居民人均可支配收入增加1元時(shí)，農(nóng)村居民消費(fèi)水平隨之增加0.7277元，。當(dāng)農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)上升1%，農(nóng)村居民消費(fèi)水平隨之減少6.5794元。

篇6

隨著中國社會(huì)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，綜合國力的不斷增強(qiáng)，人們越來越關(guān)注自身的生活質(zhì)量。居民生活水平的提高，需要國家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和國家惠民政策的實(shí)施，研究居民消費(fèi)水平，以此為切入點(diǎn)通過相關(guān)財(cái)政政策和貨幣政策的調(diào)整來改善居民的生活水平，這樣來看的話，對居民消費(fèi)水平的研究就顯得非常重要，正是基于這樣的一個(gè)認(rèn)識，本文才圍繞居民消費(fèi)水平作研究，希望通過研究問題的過程，得出有價(jià)值的結(jié)論。

本文以河北省為例，淺要分析河北城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響因素，找到提高居民消費(fèi)水平的動(dòng)力。從而為相關(guān)政府部門決策提供合理化建議，為河北省經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)進(jìn)步、人民生活水平提高注入新動(dòng)力。

二、河北省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的實(shí)證分析

本文采用2012年―2015年河北省城鎮(zhèn)居民低收入戶、中等偏下收入戶、中等收入戶、中等偏上收入戶、高收入戶的人均可支配收入和人均消費(fèi)支出作為研究的變量。本文的所有數(shù)據(jù)均來自于河北統(tǒng)計(jì)年鑒。

由上表可知，中等偏上收入戶和高收入戶高于平均自發(fā)消費(fèi)水平，低收入戶、中等偏下收入戶和中等收入戶低于平均自發(fā)消費(fèi)水平。自發(fā)消費(fèi)水平最高的是中等偏上收入戶，其余由高到低依次是高收入戶、低收入戶、中等偏下收入戶和中等收入戶。低收入戶，中等偏下收入戶和中等收入由于收入低于河北省城鎮(zhèn)居民的收入水平因此平均自發(fā)消費(fèi)水平低于河北省平均水平。中等偏上收入戶和高收入戶由于收入較高，對于消費(fèi)也高于河北省平均水平。

收入等級對城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)影響明顯，處于不同收入等級的消費(fèi)者消費(fèi)傾向不同。α*i值隨收入等級上升而逐級上升可以看出，就消費(fèi)的絕對量而言，收入等級越高消費(fèi)傾向越高。這說明我國消費(fèi)者的總體消費(fèi)水平不高。低收入者由于對未來預(yù)期的原因，消費(fèi)欲望不強(qiáng)，更愿意多儲(chǔ)蓄以備未來消費(fèi)之需。高收入者一般收入較為穩(wěn)定，無后顧之憂，消費(fèi)欲望較強(qiáng)。這說明低收入者的消費(fèi)增長與收入增長之比超過了高收入者消費(fèi)增長與收入增長之比，低收入者的消費(fèi)欲望更強(qiáng)，提高低收入者的收入對消費(fèi)的刺激作用更為明顯。當(dāng)前的收入政策應(yīng)立足于提高低收入者收入，縮小貧富差異。

從時(shí)間因素來看，γt的估計(jì)值逐年遞增，但在2015年大幅度下滑，說明近幾年來，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平有所提高，但還不穩(wěn)定。河北省整體的經(jīng)濟(jì)雖然有所提高，但不同區(qū)域還存在差異，整體的經(jīng)濟(jì)水平在全國排名還比較靠后。當(dāng)前河北省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)收入的彈性還是相當(dāng)高的，收入政策只要運(yùn)用得當(dāng)，應(yīng)該能夠很好地促進(jìn)消費(fèi)，從而拉動(dòng)內(nèi)需。

三、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

雖然河北省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)有了明顯的改善，但在某些方面仍存在著一些問題，我們可以發(fā)現(xiàn)河北省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)中存在的問題如下：

第一，基本物質(zhì)生活支出仍占主要地位，但比重呈逐年下降趨勢，食品、衣著類消費(fèi)是城鎮(zhèn)居民生活消費(fèi)支出的主要方面。隨著居民收入的增加，生活水平的提高，居民的基本物質(zhì)生活支出總額一直不斷增加，但其在消費(fèi)總支出中所占的比重卻在逐年下降；從相對指標(biāo)來看，恩格爾系數(shù)呈下降趨勢，這反映出我省城鎮(zhèn)居民生活水平正在逐漸提高，是符合恩格爾定律的。衣著類人均實(shí)際支出上升，但其消費(fèi)支出比重卻下降。

第二，發(fā)展性、享受性消費(fèi)持續(xù)升溫但其所占比重仍相對較低。近幾年來，我省居民在醫(yī)療保健、交通通信和教育文化娛樂服務(wù)等方面的支出比重逐年上升。這表明隨著知識經(jīng)濟(jì)時(shí)代和信息時(shí)代的到來，城鎮(zhèn)居民開始重視享受性、服務(wù)性消費(fèi)，將其作為消費(fèi)支出中必不可少的一部分。

第三，家庭設(shè)備用品支出比重呈現(xiàn)先急劇上升后下降的趨勢。這與我國消費(fèi)政策的合理調(diào)整和市場經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展是分不開的。從消費(fèi)支出比重來看，城鎮(zhèn)居民家庭設(shè)備用品及服務(wù)消費(fèi)支出比重呈現(xiàn)先上升后下降的變化過程，反映了城鎮(zhèn)居民在優(yōu)先滿足了家庭設(shè)備用品等基本消費(fèi)需求后，開始轉(zhuǎn)向更高層次的消費(fèi)。

第四，居住消費(fèi)支出比重增長比較穩(wěn)定從總量和相對指標(biāo)來看，居住消費(fèi)實(shí)際支出和居住消費(fèi)支出比重均呈直線上升趨勢。這種變化主要受我國住房體制改革的影響，總體來說，隨著居民收入水平的提高，消費(fèi)內(nèi)容變得更加豐富，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)不斷出現(xiàn)新熱點(diǎn)，我省大部分居民生活總體上達(dá)到了小康水平，開始向富裕生活邁進(jìn)。

（二）建議

結(jié)合河北省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀與存在的問題，就促進(jìn)我省城鎮(zhèn)居民合理消費(fèi)，優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)，提出如下建議：

1、擴(kuò)大河北省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求。一方面調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并進(jìn)行產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的升級，進(jìn)一步完善消費(fèi)環(huán)境，創(chuàng)造潛在的消費(fèi)需求；另一方面要制定合理的消費(fèi)政策，減少不合理收費(fèi)，以利于交通和通訊的發(fā)展。

2、增加城鎮(zhèn)居民的可支配收入，提高消費(fèi)水平?，F(xiàn)階段河北省城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)能力主要受可支配收入的限制，提高居民的收入水平，可以促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)性更合理的方向發(fā)展。就河北省各地區(qū)而言，尤其是第三類城市需要增加該地區(qū)居民的可支配收入，這將有助于河北省總體消費(fèi)水平的提高。經(jīng)營食品、衣著、家電的企業(yè)應(yīng)根據(jù)市場需求的變化，以滿足不同層次消費(fèi)者的需求。

3、合理調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，適應(yīng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級河北省城鎮(zhèn)居民的生活水平總體上已達(dá)到小康，并開始向富裕水平邁進(jìn)。為了與居民不斷變化的物質(zhì)文化需要相適應(yīng)，河北省應(yīng)合理調(diào)整產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，在穩(wěn)定發(fā)展第一產(chǎn)業(yè)的同時(shí)，重點(diǎn)調(diào)整第二產(chǎn)業(yè)，加快發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的加速升級。

4、積極培育新的消費(fèi)熱點(diǎn)，大力發(fā)展交通通信事業(yè)。在大力推廣和發(fā)展這些熱點(diǎn)的同時(shí)，還應(yīng)積極培育新的熱點(diǎn)。隨著互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)的興起，持卡消費(fèi)、網(wǎng)上購物、電話電視購物等新型消費(fèi)方式即將進(jìn)入城鎮(zhèn)居民的日常生活，我省相關(guān)部門應(yīng)以此為契機(jī)，大力發(fā)展交通和通信事業(yè)，帶動(dòng)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級換代。

（作者單位：河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)）

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【關(guān)鍵詞】居民消費(fèi) 消費(fèi)能力 經(jīng)濟(jì)動(dòng)力

一、我國居民消費(fèi)的現(xiàn)狀及發(fā)展特點(diǎn)

隨著世界經(jīng)濟(jì)危機(jī)的消退，我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，消費(fèi)能力實(shí)現(xiàn)回暖，但是與國際先進(jìn)國家相比我國居民消費(fèi)能力仍然處于較低的位置，居民消費(fèi)所占比例較小，國內(nèi)需求市場沒有得到全面開發(fā)國內(nèi)需求力量沒有完全釋放，我國居民消費(fèi)水平偏低，居民消費(fèi)所占比例較低，不能實(shí)現(xiàn)全新的發(fā)展和提高，居民消費(fèi)水平在很大程度上不能滿足國家經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展動(dòng)力要求。根據(jù)世界銀行的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)我國居民消費(fèi)的能力只是處于世界先進(jìn)國家行列的70年代水平，這跟我國長期保持的傳統(tǒng)消費(fèi)觀念有著緊密的聯(lián)系，中國老百姓喜歡存款和儲(chǔ)蓄而國外資本主義社會(huì)的居民熱衷于先消費(fèi)享受而后還款，大多數(shù)國外居民沒有存款，但是擁有穩(wěn)定工作的居民可以享受到銀行的充分資金支持與貸款服務(wù)，進(jìn)入21世紀(jì)以來我國的消費(fèi)能力和居民平均消費(fèi)率也相應(yīng)下降，但是國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展整體規(guī)模與實(shí)力卻在提升，這就說明越來越多的居民選擇了存款和儲(chǔ)蓄而不是把錢拿出來選擇消費(fèi)，另一方面的原因是由于越來越多的物價(jià)上升問題的出現(xiàn)，導(dǎo)致了我國居民消費(fèi)的惶恐心理，尤其是在房價(jià)與車價(jià)的選擇上價(jià)格越來越高，導(dǎo)致了消費(fèi)者的為難心理，越來越多的人選擇了持幣待購，造成了流動(dòng)性陷阱的產(chǎn)生。我國消費(fèi)能力的弱化，自2007年開始就走向了低估，2008年奧運(yùn)會(huì)，2009年世界經(jīng)濟(jì)危機(jī)，發(fā)展過程中都顯示出了居民消費(fèi)能力的不足，降低了居民消費(fèi)價(jià)值觀和居民消費(fèi)平均價(jià)值取向，從改革開放后期到2010年的消費(fèi)數(shù)據(jù)顯示我國的消費(fèi)能力從1952年的78.6%下降到了1978年的63.5%，又下降到了2010年的45.6%，居民消費(fèi)的觀念是越來越保守，對我國促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和擴(kuò)大內(nèi)需帶來了障礙。

二、影響居民消費(fèi)水平的因素分析

（一）收入影響因素

影響居民消費(fèi)水平的因素有很多，其中最主要的影響因素就是收入，這也是體現(xiàn)居民消費(fèi)水平的最直接因素。隨著我國經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，居民的收入水平得到了明顯提高，不像改革開放以前，人們的收入普遍較低，基本的生活消費(fèi)都很難保障，更不要提其他的消費(fèi)活動(dòng)了，現(xiàn)在我國居民收入水平普遍提高的同時(shí)，消費(fèi)水平也隨之不斷提高，收入越高，消費(fèi)能力也就越強(qiáng)。尤其是中產(chǎn)階級，他們的收入較高并且穩(wěn)定，所以是國家的主要消費(fèi)群體，在三十年代的大蕭條中，美國也是靠著不斷壯大的中產(chǎn)階級才逐漸走出困境。目前，我國的中產(chǎn)階級也在不斷地壯大，總體消費(fèi)能力在整個(gè)國民消費(fèi)中占主導(dǎo)地位，是帶動(dòng)消費(fèi)、加快我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要?jiǎng)恿Α?/p>

（二）消費(fèi)習(xí)慣影響因素

如果收入水平一定的話，影響消費(fèi)水平的主要因素就是消費(fèi)習(xí)慣，每個(gè)人都有自己的喜好，所以對消費(fèi)也就產(chǎn)生了不同程度的偏好。一般情況下，消費(fèi)習(xí)慣主要是指人們的儲(chǔ)蓄心理，有些人就喜歡即期消費(fèi)，有些人則偏好于遠(yuǎn)期消費(fèi)。在我國，居民的總體消費(fèi)觀念都偏好于儲(chǔ)蓄，支出有度，總有結(jié)余。而美國卻正好與我國相反，他們的消費(fèi)觀念更偏向于即期消費(fèi)，甚至是借錢消費(fèi)，所以在爆發(fā)次貸危機(jī)后，很多人面臨破產(chǎn)的危機(jī)，而在美國的華人就沒有因此而受到很大的影響。雖然儲(chǔ)蓄在一定程度上會(huì)限制居民的消費(fèi)能力，但從長遠(yuǎn)來看，只要政府采取相應(yīng)的方式進(jìn)行引導(dǎo)，這部分儲(chǔ)蓄資金會(huì)增加人們的遠(yuǎn)期消費(fèi)能力，總體來說還是有利的。

（三）個(gè)人生活保障水平影響因素

只有在生活得到了很好的保障之后，人們才會(huì)有較強(qiáng)的消費(fèi)意識，一個(gè)除了工資之外沒有任何保障和保險(xiǎn)的人，即使工資水平較高，那他的消費(fèi)能力也會(huì)大打折扣，所以個(gè)人生活保證水平也是影響消費(fèi)水平的其中一個(gè)因素。而社會(huì)保障水平比較高的國家如北歐國家，甚至歐美國家，人們消費(fèi)能力和消費(fèi)水平就比較高，因?yàn)閮?chǔ)蓄的意義相對就減弱很多，消費(fèi)才能提高自己的生活水平。而我國居民之所以更加偏好于儲(chǔ)蓄，就是因?yàn)樯鐣?huì)保障水平較低，人們?yōu)榱四軌蚴棺约航窈蟮纳钣兴Ｕ?，就?huì)在有能力賺錢的時(shí)候大量儲(chǔ)存資金，而減少了即期消費(fèi)。所以，目前我國面臨的重大課題就是如何提高人們的生活保障水平，從而提高居民的消費(fèi)意識。

（四）社會(huì)對個(gè)人消費(fèi)品的滿足程度影響因素

個(gè)人僅有消費(fèi)意愿，但社會(huì)無法滿足個(gè)人的消費(fèi)需求也不能促進(jìn)消費(fèi)。也許有人可能提出異議，目前是商品供過于求的階段，怎么可能出現(xiàn)不能滿足需求的問題。我想說，目前我國僅僅是低端產(chǎn)品的供過于求，而目前我國消費(fèi)能力最強(qiáng)的人群是中產(chǎn)階級，但中產(chǎn)階級通常都是較為小資的人，買東西追求品牌更甚于價(jià)格和質(zhì)量，喜歡國外品牌勝過國內(nèi)品牌，偏愛純進(jìn)口貨強(qiáng)于國產(chǎn)貨。而目前我國制造業(yè)的主要品牌和產(chǎn)品幾乎都被國外品牌壟斷，中國最具消費(fèi)能力的人群消費(fèi)的卻是外國貨，中國的制造業(yè)無法滿足這部分人的消費(fèi)需求。

三、加強(qiáng)居民消費(fèi)能力的戰(zhàn)略思考

（一）最大幅度地創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會(huì)，改善居民收入現(xiàn)狀

擴(kuò)大居民收入是提高居民消費(fèi)的一個(gè)直接動(dòng)力，也只有消費(fèi)者手中擁有了更多的錢才會(huì)考慮提高日常消費(fèi)的數(shù)目，提高消費(fèi)預(yù)期的金額。國際先進(jìn)國家的居民消費(fèi)能力強(qiáng)的主要是因?yàn)橄冗M(jìn)國家人均收入較高，福利較好，社會(huì)保障比較全面，居民根本不需要存太多的錢去考慮養(yǎng)老和醫(yī)療的問題，這些全部由政府為老百姓解決，居民自然會(huì)拿所賺的工資去消費(fèi)，工資越高消費(fèi)的金額就越多，所以我國應(yīng)該學(xué)習(xí)國外的發(fā)展環(huán)境的建設(shè)，要不斷創(chuàng)造更多的就業(yè)機(jī)會(huì)給年輕人，提高居民工資與福利待遇，改善居民收入的整體狀況，提高居民消費(fèi)的預(yù)期，提高消費(fèi)數(shù)額。政府不斷加強(qiáng)創(chuàng)業(yè)和就業(yè)人數(shù)，扶持創(chuàng)業(yè)發(fā)展，可以有助于地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展改善收入水平，并讓一部分人保持樂觀的心態(tài)，出臺(tái)一些有助于本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策，提供更多的創(chuàng)業(yè)貸款，幫助企業(yè)渡過艱難時(shí)期，穩(wěn)定員工的心態(tài)，穩(wěn)定工資待遇和福利，改善失業(yè)人群的就業(yè)，并提供就業(yè)發(fā)展的指導(dǎo)，在最后還要完善最低工資制度和勞動(dòng)保障制度，保障最低工資的人群擁有一定的扶持和優(yōu)惠政策，要確保這類居民群體也擁有一定的消費(fèi)能力，實(shí)現(xiàn)全新的發(fā)展。另外，要將這種就業(yè)的政策與發(fā)展現(xiàn)狀努力維持，建立一種統(tǒng)一、有序、規(guī)范的勞動(dòng)力就業(yè)市場，整合勞動(dòng)力就業(yè)市場的各項(xiàng)制度與規(guī)范，解決勞動(dòng)力就業(yè)問題，實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，還要減少勞動(dòng)力市場設(shè)施的重復(fù)建設(shè)，節(jié)省資源，積極提供公共就業(yè)服務(wù)，幫助更多的人獲得收入。

（二）改善民生環(huán)境，減輕消費(fèi)者負(fù)擔(dān)

居民消費(fèi)需求，是由其手中可支配收入的多少來決定的，其消費(fèi)能力取決于家庭人均可支配收入的高低。中國內(nèi)需難以啟動(dòng)，老百姓無力消費(fèi)，除了前面所言高房價(jià)引發(fā)的掠奪性貸款；另一個(gè)重要?dú)⑹质牵焊咚巸r(jià)?！翱床≠F”已成為壓在中國民眾頭上的一座大山。公立醫(yī)院實(shí)行“統(tǒng)收統(tǒng)支”，不僅是傳統(tǒng)社會(huì)主義的一項(xiàng)基本原則，也是發(fā)達(dá)市場經(jīng)濟(jì)國家普遍實(shí)行的制度。資料顯示，發(fā)達(dá)國家對公共醫(yī)療財(cái)政投入占GDP近8%；而我國從90年代下半年至今，對全部醫(yī)療支出的政府財(cái)政投入所占GDP比重不到1%。在衛(wèi)生負(fù)擔(dān)公平性方面，中國位居世界倒數(shù)第四位。其中居民個(gè)人支出部分占60.6%，為世界之最，而這一比例在發(fā)達(dá)國家是27%，轉(zhuǎn)型國家為30%。政府財(cái)政投入嚴(yán)重不足的直接后果和政策導(dǎo)向，導(dǎo)致醫(yī)院方向發(fā)生改變，從以“救死扶傷”為職責(zé)，變?yōu)橐宰非笫找孀畲蠡癁樽谥肌?/p>

四、結(jié)束語

綜上所述，我國居民消費(fèi)能力尚處于弱勢，消費(fèi)能力較低，不能擴(kuò)大我國內(nèi)需，提高我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力?，F(xiàn)階段必須加緊改革消費(fèi)環(huán)境和工資待遇的福利政策，提高居民收入，改善消費(fèi)環(huán)境，降低物價(jià)，降低樓價(jià)，提高各項(xiàng)政策的扶持力度，增強(qiáng)居民的消費(fèi)能力。

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[2] 韓曉燕.提高我國消費(fèi)率關(guān)鍵要提高居民消費(fèi)能力.赤峰學(xué)院學(xué)報(bào)：自然科學(xué)版，2011(2):90-92.

篇8

【關(guān)鍵詞】居民醫(yī)療保健消費(fèi)；影響因素；地區(qū)差異

一、我國居民醫(yī)療保健消費(fèi)的現(xiàn)狀

隨著我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展、醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)水平的不斷提高，人民的健康意識開始轉(zhuǎn)變，城鄉(xiāng)居民的健康行為有了很大改善，人們開始從傳統(tǒng)的尋醫(yī)問藥轉(zhuǎn)向更加注重養(yǎng)生保健，醫(yī)療保健消費(fèi)需求隨之?dāng)U大，并且向多元化、多層次發(fā)展。有調(diào)查顯示，醫(yī)療保健消費(fèi)已成為我國居民家庭生活消費(fèi)的熱點(diǎn)，成為推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的增長點(diǎn)之一。

本文通過描述我國醫(yī)療保健消費(fèi)的現(xiàn)狀，分析影響我國居民醫(yī)療保健消費(fèi)的主要因素和地區(qū)之間的差異，為合理引導(dǎo)我國居民的醫(yī)療保健消費(fèi)提供相關(guān)信息和理論依據(jù)，這將有助于居民形成良好的醫(yī)療保健消費(fèi)習(xí)慣，避免盲目消費(fèi)而造成醫(yī)療衛(wèi)生資源的浪費(fèi)。

二、我國居民醫(yī)療保健消費(fèi)影響因素的定性分析

（一）收入

收入對居民醫(yī)療保健消費(fèi)起著決定性的作用，收入水平的高低不僅能影響醫(yī)療保健消費(fèi)水平，也會(huì)對消費(fèi)結(jié)構(gòu)的改善有顯著的作用。同樣，醫(yī)療保健消費(fèi)作為一種特殊的消費(fèi)也受到收入水平的影響，收入水平越高的居民，其醫(yī)療保健消費(fèi)的邊際傾向越大，對醫(yī)療保健消費(fèi)的需求也會(huì)相應(yīng)提高，消費(fèi)水平也會(huì)不斷提升，消費(fèi)結(jié)構(gòu)也會(huì)更加合理。但我國地域遼闊，各個(gè)地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，城鄉(xiāng)居民人均可支配收入差距不斷擴(kuò)大，這加劇了區(qū)域之間和區(qū)域內(nèi)部居民醫(yī)療保健水平的差異。有研究結(jié)果表明，居民收入分配差距過大會(huì)對整體消費(fèi)能力造成一定的影響。

（二）價(jià)格

醫(yī)療保健作為一種福利性事業(yè)由國家提供，在一定程度上存在著壟斷現(xiàn)象。由于藥品和醫(yī)療服務(wù)作為必需品的特性，存在一定的剛性需求，其需求缺乏彈性，價(jià)格的變化不會(huì)對需求產(chǎn)生較大的影響。滋補(bǔ)藥品、保健器具和醫(yī)療器具需求彈性較大，自身價(jià)格的波動(dòng)會(huì)引起需求的顯著變化。隨著居民健康素養(yǎng)的提高和保健意識的增強(qiáng)，更加注重疾病預(yù)防和日常保健，對于滋補(bǔ)保健品和保健器具的需求逐漸增多，對于藥品和醫(yī)療服務(wù)的消費(fèi)漸趨合理。

（三）受教育水平

教育水平的高低對醫(yī)療保健消費(fèi)具有間接的影響，教育水平的高低對于城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保健消費(fèi)的影響具有顯著的差異。城鎮(zhèn)居民受教育水平較高的人，接受的醫(yī)療保健知識更為全面，健康意識也隨之提高，注重健康的生活方式和行為，身心更為健康，這有助于減少城鎮(zhèn)居民的醫(yī)療保健消費(fèi)支出。農(nóng)村居民由于受經(jīng)濟(jì)條件和健康意識的限制，小病扛、大病拖的問題仍然存在，通過教育，可以提高農(nóng)村居民的健康意識，促進(jìn)農(nóng)村醫(yī)療保健事業(yè)的健康發(fā)展。

（四）人口年齡結(jié)構(gòu)

醫(yī)療保健消費(fèi)作為普通消費(fèi)的一部分，更能體現(xiàn)生命周期假說，然而醫(yī)療保健消費(fèi)又區(qū)別于其他消費(fèi)，老年人口對醫(yī)療保健消費(fèi)的影響較大，主要由于老年人身體素質(zhì)下降，慢性病患病率較高，其醫(yī)療保健需求更加突出。人口年齡結(jié)構(gòu)的改變，也會(huì)使醫(yī)療保健消費(fèi)支出發(fā)生顯著的變化。

（五）地方財(cái)政醫(yī)療衛(wèi)生支出

完善的醫(yī)療保險(xiǎn)制度，會(huì)減少居民醫(yī)療保健消費(fèi)的個(gè)人支出，減輕疾病經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，從而刺激人們的醫(yī)療保健消費(fèi)。不同地區(qū)由于各自在政策實(shí)施上的差異而出現(xiàn)發(fā)展不平衡的狀況，地區(qū)之間的醫(yī)療保險(xiǎn)制度的完善程度存在著較大差異，這也是東中西部地區(qū)居民醫(yī)療保健消費(fèi)存在差異的原因之一。

三、結(jié)論

（一）我國居民醫(yī)療保健消費(fèi)支出增長速度雖然較快，但是整體水平偏低

2000-2014年，我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的醫(yī)療保健消費(fèi)支出都呈現(xiàn)快速上升的趨勢，但是人均醫(yī)療保健消費(fèi)支出占家庭總消費(fèi)支出的比重偏低，并且不同收入等級之間居民醫(yī)療保健消費(fèi)占家庭總消費(fèi)的比重有顯著差異，城市和農(nóng)村之間也明顯不同。

（二）東、中、西部地區(qū)居民醫(yī)療保健消費(fèi)支出存在著差異

對于城市居民醫(yī)療保健消費(fèi)支出而言，地區(qū)之間的差異大于地區(qū)內(nèi)部，并且東部地區(qū)內(nèi)部差異大于中、西部地區(qū)；對于農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費(fèi)支出而言，地區(qū)之間的差異同樣大于地區(qū)內(nèi)部，中部地區(qū)內(nèi)部差異要小于東、西部地區(qū)。

（三）東、中、西部地區(qū)居民醫(yī)療保健消費(fèi)的地區(qū)差異影響因素不同

社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素是影響我國居民醫(yī)療保健消費(fèi)的主導(dǎo)因素，影響東部地區(qū)居民醫(yī)療保健消費(fèi)的主要因素是人均可支配收入和受教育年限；人均可支配收入、受教育年限和老年嵫比對中部地區(qū)的影響較大；人均可支配收入、地方財(cái)政醫(yī)療保健消費(fèi)支出和城鄉(xiāng)收入比是影響西部地區(qū)的主要因素。

四、建議

（一）提高收入的公平性

收入是影響醫(yī)療保健消費(fèi)水平和結(jié)構(gòu)的重要因素，從本研究可以看出，居民醫(yī)療保健消費(fèi)支出隨著收入水平的提高而增加，但是人均醫(yī)療保健消費(fèi)支出占人均總支出的比重隨著收入等級的升高而降低，即收入等級越低，用于醫(yī)療保健消費(fèi)支出的比重越高。因此要促進(jìn)醫(yī)療保健消費(fèi)的穩(wěn)定健康發(fā)展，必須要保證城鄉(xiāng)居民收入的穩(wěn)定增長。

（二）加快培養(yǎng)醫(yī)療保健服務(wù)專業(yè)人才

由于健康服務(wù)涉及諸多學(xué)科，對專業(yè)人才的要求較高，在社會(huì)上出現(xiàn)供不應(yīng)求的現(xiàn)象，醫(yī)療保健服務(wù)專業(yè)人才的缺失，使服務(wù)水平和能力受到很大的限制，這也制約著健康服務(wù)業(yè)的發(fā)展，這也是居民看病難的一個(gè)重要原因。因此要積極開展健康服務(wù)人員的培訓(xùn)，鼓勵(lì)教育培訓(xùn)機(jī)構(gòu)和職業(yè)院校進(jìn)行此類人才的培養(yǎng)，形成品牌。吸收城市下崗職工和引導(dǎo)農(nóng)村富余勞動(dòng)力進(jìn)行專業(yè)培訓(xùn)，經(jīng)考核合格后進(jìn)入養(yǎng)老機(jī)構(gòu)就業(yè)，在解決這些人員就業(yè)的同時(shí)，為社會(huì)提供服務(wù)。

（三）鼓勵(lì)社會(huì)資本舉辦民營醫(yī)療保健機(jī)構(gòu)

鼓勵(lì)和引導(dǎo)社會(huì)資本舉辦民營醫(yī)療保健機(jī)構(gòu)，近年來，國家出臺(tái)一系列政策措施來降低社會(huì)資本進(jìn)入民營醫(yī)療機(jī)構(gòu)的門檻，鼓勵(lì)和支持社會(huì)辦醫(yī)，并進(jìn)行分類管理。在新增醫(yī)療衛(wèi)生資源和制定區(qū)域衛(wèi)生規(guī)劃時(shí)要優(yōu)先考慮社會(huì)資本，適度向非公立醫(yī)療機(jī)構(gòu)傾斜；同時(shí)，還要?jiǎng)?chuàng)造良好的外部社會(huì)環(huán)境，吸引外資，簡化審批程序，加強(qiáng)制度管理。

參考文獻(xiàn)：

篇9

（鄭州大學(xué) 商學(xué)院，河南 鄭州 450001）

摘 要： 河南省作為中國的農(nóng)業(yè)大省，截止到2009年底，其農(nóng)業(yè)人口占全省總?cè)丝诒戎匾殉^57.6%，眾多的農(nóng)業(yè)人口，蘊(yùn)藏著巨大的消費(fèi)潛力.但河南省的廣大農(nóng)村消費(fèi)市場尚處于未開發(fā)，或是開發(fā)不足的狀態(tài)，農(nóng)村居民的消費(fèi)力普遍低于全國的平均水平.因此，本文從研究河南省農(nóng)村居民的消費(fèi)現(xiàn)狀入手，分析影響河南省農(nóng)村居民消費(fèi)的主要因素，最終提出促進(jìn)我省農(nóng)民消費(fèi)水平提升的政策、建議.

關(guān)鍵詞 ：農(nóng)村居民；消費(fèi)；現(xiàn)狀；影響因素

中圖分類號：F124.7 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1673-260X（2015）03-0079-03

1 河南省農(nóng)村居民消費(fèi)現(xiàn)狀

1.1 農(nóng)村居民消費(fèi)水平偏低

據(jù)相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，截止2012年底，我省農(nóng)村居民消費(fèi)水平為5608元，超過1990年生活消費(fèi)支出為413元的10倍多；同年，全體居民消費(fèi)水平為10380元，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平為17104元，農(nóng)村居民消費(fèi)水平剛剛超過全體居民消費(fèi)水平，不足城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的三分之一，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平相距甚大.從消費(fèi)支出占各自收入來看，到2012年底，我省農(nóng)村居民家庭人均純收入為7525元，生活消費(fèi)支出占家庭純收入比重為66.9%；城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入為20443元，消費(fèi)支出占家庭可支配收入的比重為67.2%.由此可見，與城鎮(zhèn)居民的各項(xiàng)消費(fèi)支出水平相比，我省農(nóng)村居民的各項(xiàng)消費(fèi)水平相對偏低.

1.2 農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)不合理

2012年，我省農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費(fèi)支出為5032元，其中，食品類支出為1702元，占消費(fèi)支出的構(gòu)成比重為33.8%，較2011年提高2.7個(gè)百分點(diǎn)，比2000年降低了15.9個(gè)百分點(diǎn)，2007—2011年平均每年以1.2%的速度遞減，2012年出現(xiàn)回升；居住類消費(fèi)支出為1061元，占消費(fèi)支出的構(gòu)成比重為21.1%，稍低于2007—2010年平均每年23.2%的構(gòu)成比重，較2011年上升1.5個(gè)百分點(diǎn)，與2000年相比提高5.4個(gè)百分點(diǎn)；衣著、家庭設(shè)備、用品及服務(wù)、醫(yī)療保健類支出分別為424元、362元、469元，所占消費(fèi)支出的構(gòu)成比重為依次為8.4%、7.2%、9.3%，自2007年起一直呈現(xiàn)出遞增趨勢，其年平均增長速度分別是4.6%、6.4%、9.4%；交通和通訊類支出為525元，占消費(fèi)支出的構(gòu)成比重為10.4%，明顯高于2000年的4.3%，自2007年起，其年均增長速度為1.1%；文化、教育、娛樂用品及服務(wù)類消費(fèi)支出為344元，占消費(fèi)支出的構(gòu)成比重為6.8%，該項(xiàng)支出雖然在絕對數(shù)上每年呈現(xiàn)出遞增趨勢，但它在農(nóng)村居民家庭平均每人生活支出比重構(gòu)成中所占比重逐年以5.3%的速度下降；其他商品和服務(wù)類支出為146元，占消費(fèi)支出的構(gòu)成比重為2.9%，自2007年起，平均每年以4.9%的速度增長（表1）.

2 影響河南省農(nóng)村居民消費(fèi)的因素

2.1 經(jīng)濟(jì)因素

2.1.1 收入水平

近幾年，我省農(nóng)村居民的消費(fèi)不足與收入增長緩慢緊密相關(guān).2000年以來，城鎮(zhèn)居民可支配收入平均年增速為13.0%，消費(fèi)支出平均增長率為11.3%；而農(nóng)村居民純收入平均年增長率僅為11.7%，農(nóng)村居民家庭人均生活消費(fèi)支出增長率為11.5%；城鄉(xiāng)居民在收入水平上的差距達(dá)1.3個(gè)百分點(diǎn)，在消費(fèi)支出水平上的差距僅為0.2個(gè)百分比.在2009年中期以后，農(nóng)村居民家庭的人均收入和生活消費(fèi)支出增長速度均稍高于城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入和消費(fèi)支出的增長速度，這在一定程度上是由于受國家近期采取“促內(nèi)需”，尤其是促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)政策的影響.總體而言，在城鄉(xiāng)居民收入差距大于消費(fèi)支出的差距的前提下，此種收入—消費(fèi)模式很大程度上抑制了農(nóng)村居民的消費(fèi)熱情.

2.1.2 利率因素

在我省，相對于城鎮(zhèn)居民的高收入、高消費(fèi)，農(nóng)村居民的相對低收入、低消費(fèi)，屬于低收入群體，應(yīng)該呈現(xiàn)出顯著地替代效應(yīng).但客觀現(xiàn)實(shí)并不像理論研究那樣，他們對利率高低變化并不敏感.當(dāng)前高通貨膨脹率，低存款儲(chǔ)蓄率的現(xiàn)實(shí)狀況，出現(xiàn)了較為嚴(yán)重的負(fù)利率，廣大農(nóng)村居民并沒有增加當(dāng)前消費(fèi)，而是繼續(xù)提高儲(chǔ)蓄比例.2011年7月7日，國家開始執(zhí)行金融機(jī)構(gòu)一年期存款基準(zhǔn)利率為3.5%，雖明顯高于去年同期水平，但相較于較高的通貨膨脹，仍然是較嚴(yán)重的利率，即使是這樣，不僅是我省農(nóng)村居民仍然繼續(xù)增加儲(chǔ)蓄，絲毫沒有調(diào)高當(dāng)前消費(fèi)的意識，城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄行為也是異常的顯著.從圖中可以看出，無論歷年金融機(jī)構(gòu)存款基準(zhǔn)利率①如何調(diào)高調(diào)低，城鄉(xiāng)居民的人民幣儲(chǔ)蓄存款年底余額一直持續(xù)、快速增長，儲(chǔ)蓄行為的慣性很強(qiáng)（圖1、圖2）.

2.1.3 價(jià)格水平

2012年，在我省農(nóng)村居民的日常生活中，在總體物價(jià)較2011年全面下降的前提下，食品、居住類的價(jià)格降低幅度顯著，均超過5個(gè)百分點(diǎn)；醫(yī)療保健和個(gè)人用品類、交通和通訊類的價(jià)格稍有超過0.3%的降低；煙酒及用品類、衣著類、家庭設(shè)備及維修服務(wù)類、娛樂、教育、文化用品及服務(wù)類的價(jià)格均有超過0.1個(gè)百分點(diǎn)的不同幅度提高；這說明，較2011年通貨膨脹率時(shí)期，省內(nèi)各類物品的價(jià)格均在不同程度上有所回降，其中與人民生活息息相關(guān)的基本保障性生活需求品的價(jià)格變化顯著，而醫(yī)療保健和個(gè)人用品價(jià)格的下降，應(yīng)該是由于相關(guān)政府部門的補(bǔ)貼或是安民措施的出臺(tái)，而這又為農(nóng)村居民的生活質(zhì)量的提高增加了一層保障.可見，我省農(nóng)村居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)趨于優(yōu)化，但仍需相關(guān)部門的繼續(xù)引導(dǎo).

2.1.4 收入分配差距

與2000年相比，我省城鄉(xiāng)居民的恩格爾系數(shù)的差距整體上都呈現(xiàn)降低趨勢，從2006年后，其走勢大致與城鄉(xiāng)居民人均收入差距的增長率一致，說明恩格爾系數(shù)的大小與收入密切相關(guān).自2006年后，我省城鎮(zhèn)居民家庭的人均恩格爾系數(shù)一直在34%左右徘徊，而農(nóng)村居民的人均恩格爾系數(shù)在2004—2006年間出現(xiàn)了急劇下降，之后一直在36%—38%之間浮動(dòng)，城鄉(xiāng)居民的恩格爾系數(shù)差距正逐漸縮小，到2012年底，城鄉(xiāng)居民間的恩格爾系數(shù)之差已經(jīng)低至0.2個(gè)百分點(diǎn)，這可以在一定程度上說明，隨著我省城鄉(xiāng)居民生活水平差距的縮小，他們之間的收入差距也正在逐漸縮小，但仍需繼續(xù)調(diào)整.

2.2 政策因素

2.2.1 農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策

農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格補(bǔ)貼和支持政策是我省近來使用較為頻繁的農(nóng)業(yè)政策，理應(yīng)對我省農(nóng)村居民消費(fèi)水平的提高起到一定的促進(jìn)作用，但是從國外一些發(fā)達(dá)地區(qū)的實(shí)踐證明這類做法并不利于農(nóng)業(yè)的長期發(fā)展，更不利于農(nóng)村居民收入和消費(fèi)水平的提高，這是因?yàn)殡m然此類政策在短期內(nèi)對提高農(nóng)民的收入效果十分顯著，但從長期來看，卻在市場和成本兩方面降低了農(nóng)民務(wù)農(nóng)的勞動(dòng)收入，進(jìn)而是收入的減少限制其消費(fèi)水平.除此以外，生產(chǎn)資料補(bǔ)貼、農(nóng)業(yè)領(lǐng)域基礎(chǔ)設(shè)施及科研推廣的投資也是常見的政策選擇，但這類做法同樣在運(yùn)用中面臨著農(nóng)民“增產(chǎn)不增收”的矛盾，這就使得增收效果受到局限，對農(nóng)村居民消費(fèi)水平的作用更是微乎其微.

2.2.2 農(nóng)村就業(yè)惠農(nóng)政策

理論研究及實(shí)踐的發(fā)展均表明，非農(nóng)就業(yè)對提高農(nóng)村居民收入水平的效果是顯著的，進(jìn)而對消費(fèi)影響也十分突出.由圖中可以看出，雖然目前，在我省農(nóng)村居民家庭人均純收入仍以家庭經(jīng)營性收入為主，但其所占比重正在逐年降低，而工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入、財(cái)產(chǎn)性收入等非農(nóng)收入所占比重正在逐年上升，而且其中，工資性收入以每年31.9%的速度在增長.工資性收入作為農(nóng)村居民非農(nóng)收入的標(biāo)志，預(yù)示著在日后，增加農(nóng)村居民的非農(nóng)就業(yè)將成為提高農(nóng)村居民收入的重點(diǎn).

總體看來，我省政府原來所采取的大多數(shù)政策都是以促進(jìn)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)、農(nóng)村居民增收為最終目標(biāo)的，但是從增加農(nóng)村居民收入，提高其消費(fèi)水平而言，上述政策是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的，需要提出一些針對性更強(qiáng)的公共政策.

2.3 制度因素

2.3.1 我省農(nóng)村金融體制不合理

目前，我省大多數(shù)農(nóng)村地區(qū)的金融部門主要由農(nóng)業(yè)銀行、農(nóng)村信用社和農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行組成.在2008年，臺(tái)資村鎮(zhèn)銀行開始逐漸入駐我省，但因處于入駐初期，只是在全省初步建立了30家試點(diǎn)分支機(jī)構(gòu)，覆蓋率不高，短時(shí)間內(nèi)其作用效果極其有限.因此，我省農(nóng)村地區(qū)缺乏真正意義上能夠?yàn)閺V大農(nóng)村居民服務(wù)的金融機(jī)構(gòu)體系，這致使我省農(nóng)村金融服務(wù)能力嚴(yán)重不足，農(nóng)民貸款比較難.另外，由于農(nóng)業(yè)開發(fā)、生產(chǎn)及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等項(xiàng)目資金需求量大、周期長、風(fēng)險(xiǎn)大、見效慢等特點(diǎn)，商業(yè)金融機(jī)構(gòu)一般不愿介入.

2.3.2 我省農(nóng)村養(yǎng)老醫(yī)療保障制度不健全

作為中國的人口大省，進(jìn)入21世紀(jì)以來，我省的人口老齡化問題日益突出，出現(xiàn)了較為嚴(yán)重的“未富先老”局面，這在一定程度上限制了我省農(nóng)村居民消費(fèi)水平的提高.老齡社會(huì)按照聯(lián)合國的傳統(tǒng)標(biāo)準(zhǔn)是一個(gè)地區(qū)60歲以上老人達(dá)到總?cè)丝诘?0%，新標(biāo)準(zhǔn)是65歲老人占總?cè)丝诘?%，即該地區(qū)視為進(jìn)入老齡化社會(huì).據(jù)第六次人口普查的數(shù)據(jù)顯示，男60歲以上，女55歲以上的總?cè)丝跀?shù)達(dá)到1482.5萬人，是1990年898.5萬人的將近2倍，占全省常住人口比重的12.7%.截止2011年底，我省總?cè)丝谶_(dá)到10489萬人，其中男性人口5417萬人，女性人口5072萬人，男60歲以上，女55歲以上所占我省常住人口比重達(dá)到17.3%.

2.4 其他因素

2.4.1 農(nóng)村居民的消費(fèi)觀念因素

在我省的農(nóng)村地區(qū)，很多農(nóng)村居民仍受傳統(tǒng)消費(fèi)思想的影響，消費(fèi)觀念很是陳舊，不良消費(fèi)風(fēng)氣盛行，給他們造成了不應(yīng)有的損失和經(jīng)濟(jì)浪費(fèi).集中表現(xiàn)在：一是炫富心理.隨著我省外出人口的逐年增加，外出返鄉(xiāng)的農(nóng)村居民中，逐波興起“蓋房熱”、“蘋果熱”、“豪車熱”等不正常消費(fèi)現(xiàn)象，而且大多數(shù)農(nóng)民并不考慮自身的實(shí)際情況，只是盲目追求奢華、講求排場、死要面子，滋生了嚴(yán)重不正之風(fēng).二是平時(shí)異常節(jié)儉，特殊節(jié)日過度消費(fèi).其實(shí)，我省廣大農(nóng)村居民受中原傳統(tǒng)文化的影響，在平時(shí)居家生活上十分節(jié)儉，“重積累，輕消費(fèi)”，但是在逢年過節(jié)的人情往來、婚喪嫁娶、新房上梁、喬遷新居、生日祝壽及孩子滿月、升學(xué)、封建迷信等方面則是不惜花費(fèi)大量錢財(cái)，有的更是為了爭面子互相攀比，造成極大地浪費(fèi).這些根深蒂固的傳統(tǒng)消費(fèi)觀念，不利于我省農(nóng)村居民新型、合理消費(fèi)觀念的形成.

2.4.2 農(nóng)村居民的消費(fèi)心理因素

由于我省農(nóng)村鄉(xiāng)鎮(zhèn)眾多、分布廣，農(nóng)村人口多，社會(huì)保障體系難以覆蓋全部農(nóng)村，另外，再加上社會(huì)保障體系自身的不健全，在一定程度上制約了農(nóng)村居民的即期消費(fèi).目前我省農(nóng)村居民的消費(fèi)現(xiàn)狀仍屬傳統(tǒng)型消費(fèi)，從傳統(tǒng)的消費(fèi)心理分析，農(nóng)村居民的家庭消費(fèi)動(dòng)機(jī)要立足于求實(shí)性、求廉性和儲(chǔ)備性，投資和娛樂消費(fèi)意識不強(qiáng)，特別是提前消費(fèi)的觀念尚未形成，不懂得“借錢消費(fèi)”理念的實(shí)用性.同時(shí)由于農(nóng)村居民的增收緩慢，出于預(yù)防動(dòng)機(jī)，其預(yù)期消費(fèi)支出壓力遠(yuǎn)大于城鎮(zhèn)居民，促使農(nóng)村居民的消費(fèi)心理更加謹(jǐn)慎，即使是在存款利率不斷降低等因素的刺激下，其增加儲(chǔ)蓄的預(yù)防意識也依然沒有轉(zhuǎn)變；農(nóng)村居民對于大件、耐用消費(fèi)品的需求仍需長期的資本積累，這就毋庸置疑的抑制了農(nóng)村居民的短期消費(fèi)，延緩了農(nóng)村家庭消費(fèi)品的流通速度，制約了農(nóng)村居民消費(fèi)需求的增長.

2.4.3 農(nóng)村居民的消費(fèi)環(huán)境因素

近幾年來，我省加快了城鎮(zhèn)化建設(shè)和新農(nóng)村建設(shè)的步伐，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)得到了極大地改善，但是仍然存在不少問題，主要表現(xiàn)在農(nóng)村電費(fèi)高，電網(wǎng)老化，電壓不穩(wěn)，電力供應(yīng)不足等，限制了農(nóng)村居民對大件電器的消費(fèi).另外，農(nóng)村道路條件差，甚至很多地方還沒有通公路，即使有的地方有公路，公路等級也很低，致使道路達(dá)不到完全暢通，居民所需要的一些消費(fèi)品不能順利運(yùn)達(dá)，即使可以運(yùn)達(dá)，也不能正常使用.雖然政府加大了對農(nóng)村電網(wǎng)、通訊、水利、道路等設(shè)施的改革力度，但基于成本原因，一些鄉(xiāng)鎮(zhèn)的電價(jià)仍存在未執(zhí)行和城市電價(jià)等同，甚至高于城市電價(jià)、有線信號仍為全面覆蓋、農(nóng)村居民用水不安全等問題依然存在.而且目前，我省農(nóng)村市場網(wǎng)絡(luò)化尚未真正形成，商業(yè)網(wǎng)點(diǎn)少，售后服務(wù)差，造成農(nóng)村居民購買不便等問題.

以上分別從經(jīng)濟(jì)、政策、制度及其他因素等方面，綜合分析了影響我省農(nóng)村居民消費(fèi)水平的限制性因素，但從理論上講，研究影響居民消費(fèi)因素的的實(shí)證分析需要建立計(jì)量的數(shù)學(xué)模型，理應(yīng)包括經(jīng)濟(jì)因素、政策因素、制度因素以及其他消費(fèi)觀念、消費(fèi)心理、消費(fèi)環(huán)境和文化傳統(tǒng)等非經(jīng)濟(jì)因素的分析，但在諸多影響消費(fèi)的諸多因素中，經(jīng)濟(jì)因素的影響起著至關(guān)重要的作用，因此，本文就主要從經(jīng)濟(jì)因素入手，建立影響我省農(nóng)村居民消費(fèi)因素的模型，進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)的實(shí)證分析.

注 釋：

①由于國家在有些年份中不斷地調(diào)整人民幣一年期存貸款利率，所以在有些調(diào)整次數(shù)多于一次的年份中，對人民幣一年期存貸款利率采用簡單算術(shù)平均數(shù)的值代替；而人民銀行并不是每年都公布的人民幣一年期存貸款利率，所以在統(tǒng)計(jì)年鑒中未出現(xiàn)年份的存貸款利率仍使用上一年份的存貸款利率.

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篇10

關(guān)鍵詞：居民消費(fèi)；影響因素；回歸分析

中圖分類號：F120.4 文獻(xiàn)識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）006-00000-01

一、引言

自1978年改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了近30年的高速增長，成功地從低收入國家跨越到中等收入國家。但是隨著生產(chǎn)的快速發(fā)展，經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長，我國從短缺經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向了過剩經(jīng)濟(jì)，經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)下行壓力較大。現(xiàn)階段我國正在進(jìn)行結(jié)構(gòu)性調(diào)整的改革，在此背景下，研究國內(nèi)居民的消費(fèi)因素，進(jìn)而擴(kuò)大國內(nèi)消費(fèi)，滿足需求側(cè)是促進(jìn)供給側(cè)改革，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的成功之路。本文以青島市為實(shí)例，探索影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響因素。

二、數(shù)據(jù)選取及實(shí)證檢驗(yàn)

（一）數(shù)據(jù)來源及初步處理

文章中的城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)支出、人均可支配收入及城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)等數(shù)據(jù)均來自青島市統(tǒng)計(jì)年鑒，其中城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)以2005年為基數(shù)。由于有些年份存款利率進(jìn)行了調(diào)整，文章中采用這一年中的最后一次作為此年利率水平，存款利率查詢于中國人民銀行官方網(wǎng)站。

（二）模型及回歸分析

根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)消費(fèi)的相關(guān)理論，影響城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)的因素有很多，由于受實(shí)際數(shù)據(jù)資料和其他各種條件的限制，這里選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)以及存款利率水平三個(gè)作為自變量，即解釋變量，依據(jù)相關(guān)經(jīng)濟(jì)模型，將消費(fèi)模型設(shè)定為多元回歸模型：

lnY=a+a1lnI+a2lnP+a3lnR+ε

其中，Y為城鎮(zhèn)居民年人均消費(fèi)支出，I為城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入，P為城鎮(zhèn)人均居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，R為各年存款利率，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

在SPSS中，用多元線性回歸分析，得到：

a. 因變量： lnY

即：lnY=-0.973+1.081lnI-0.269lnP-0.4lnR

三、模型檢驗(yàn)及修正

（一）經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

所求模型表明，在其他變量不變的情況下，青島市城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入的轉(zhuǎn)換變量lnI變動(dòng)一個(gè)單位，城鎮(zhèn)居民年人均消費(fèi)水平的轉(zhuǎn)換變量lnY就會(huì)變動(dòng)1.081個(gè)單位，且兩者具有正相關(guān)關(guān)系；同樣，假定其他變量不變的情況下，當(dāng)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)轉(zhuǎn)換變量lnP每變動(dòng)一個(gè)單位，城鎮(zhèn)居民年人均消費(fèi)水平轉(zhuǎn)換變量就會(huì)變動(dòng)0.269個(gè)單位；當(dāng)存款利率的轉(zhuǎn)換變量lnR每變動(dòng)一個(gè)單位，城鎮(zhèn)居民人均年消費(fèi)水平轉(zhuǎn)換變量就會(huì)變動(dòng)0.41個(gè)單位。

（二）統(tǒng)計(jì)意義檢驗(yàn)

第一，擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：R2=0.995，接近于1，說明設(shè)定的模型擬合度很高，即所求模型能很好的解釋樣本數(shù)據(jù)。第二，F(xiàn)檢驗(yàn)：H0：a1=a2=a3=0，顯著性水平α=0.05，在方差分析中，可以看出Sig值0.0000.05。以上數(shù)據(jù)表明，在控制其他變量的情況下，自變量中“城鎮(zhèn)居民人均可支配收入”對“人均消費(fèi)支出”有顯著影響，而城鎮(zhèn)居民的“消費(fèi)價(jià)格指數(shù)”和“存款利率”對青島市的“城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出影響都不具有顯著相關(guān)性。第四，多重共線性檢驗(yàn)，雖然R2的值比較高，但只有l(wèi)nI能通過t檢驗(yàn)，因?yàn)槟Ｐ椭写嬖诠簿€性，需要通過逐步回歸分析對剔除不必要的變量。結(jié)果仍只有l(wèi)nI可以通過t檢驗(yàn)，所以剔除lnP和lnR兩個(gè)變量，此時(shí)，模型應(yīng)該為：lnY=1.874+0.778lnI。第五，殘差獨(dú)立性和正態(tài)性檢驗(yàn)：D-W檢驗(yàn)，值為1.235

經(jīng)過上述檢驗(yàn)，可以最終得出的模型是：lnY=1.874+0.778lnI。表明，在2005-2015年期間，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對人均消費(fèi)支出的水平具有顯著影響，即正相關(guān)性。

四、結(jié)論

第一，從青島2005-2015年的實(shí)證可以看出，人均消費(fèi)支出與其可支配收入呈正相關(guān)。即隨著居民收入的逐年提高，消費(fèi)支出也是不斷增長的。

第二，產(chǎn)品或服務(wù)價(jià)格的上漲（即消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變化）對青島市的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出有一定的影響，但影響不是很大。

第三，存款利率水平對青島市城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出沒有顯著影響。