居民消费影响因素论文篇（1）

doi : 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2012 . 10. 025

［中图分类号］ F224；F126 ［文献标识码］ A ［文章编号］ 1673 - 0194（2012）10- 0042- 03

1 引 言

居民消费水平是按国民收入或国内生产总值的使用总量中用于居民消费的总额除以年平均人口计算得到的，它反映一个国家或地区居民的一般消费水平。居民消费水平是GDP中的重要组成部分，是拉动经济增长的三驾马车之一，一直是经济学家关注的焦点和研究的热点。它是指一个国家一定时期内人们在消费过程中对物质和文化生活需要的满足程度。

改革开放以来，我国经济持续、高速发展，居民消费水平不断提高，城镇居民消费结构也在发生变化，对其消费水平进行研究，具有重要的经济意义。本文以我国城镇居民消费水平为研究对象，对其影响因素进行深入研究，建立城镇居民消费水平和影响因素之间关系的计量经济模型，运用1978－2009年间的数据进行实证分析，研究各影响因素对居民消费水平的影响效应，并对模型进行检验，验证模型的正确性。

2 城镇居民消费水平影响因素的选择

影响消费的因素有很多，比如居民的收入、物价水平、经济增长、个人消费偏好、利率水平、家庭财产状况、消费者年龄构成、风俗习惯等。收入是影响消费的最重要因素，本文考虑城镇居民的人均收入对消费水平的影响。商品价格对消费的影响也很重要，而居民消费价格指数是综合反映商品价格变动的相对数，所以应将城镇居民消费价格指数作为一个影响因素。国内生产总值是公认的衡量国家经济状况的指标，因此要选择人均国内生产总值作为居民消费水平计量分析的影响因素之一。同时，居民消费水平既受当前收入水平影响之外又受前期消费水平的影响，因此前一期居民消费水平也作为影响因素进行研究。

综上所述，本文以分析我国城镇居民消费水平的影响因素为目的，选择了1978－2009年的数据为样本。城镇居民消费水平作为解释变量（Y）。城镇居民人均收入（X1）、城镇居民消费价格指数（X2）、人均国内生产总值（X3）、上一期居民消费水平（X4）。

3 数据的搜集与模型的建立

3．1 城镇居民消费水平的多因素分析

利用Eviews 6．0软件进行分析，采用最小二乘法进行回归分析和统计检验。由散点图观察变量间的关系，可以看出自变量和因变量间呈线性关系，因此，设定模型为：

y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+εi（1）

式中，x4为上一期城镇居民消费水平，为被解释变量滞后一期生成；εi为随机误差项。运用最小二乘法估计模型参数，得到的回归方程如式（2）。

y=-21.068+0.231x1-0.395x2+0.115x3+0.299x4

从回归结果可知，可决系数R2=0.999 9，拟合优度非常高。F统计量＝56 663．52，模型总体显著。解释变量x2的t统计量没有通过检验，初步判断方程中存在着多重共线性。

3．2 模型的修正

采用逐步回归法消除多重共线性。将被解释变量分别与每一个解释变量进行回归分析，结果如下：

（1）y=-169.467+0.591x1

（－3．155） （69．671）此处数据为对应参数的t统计量数值，以下相同。R2=0.993 8，F＝4 854．184。

（2）y=-1 708.702+14.306x2

（－13．561） （39．549） R2＝0．981，F＝1 564．149。

（3）Y=326.718+0.360x3

（4．643） （48．098） R2=0.987，F＝2 313．399。

（4）y=25.327+1.109x4

（0．677） （97．894） R2=0.997，F＝9 583．372。

上述4个一元一次方程中，可决系数从大到小依次为x4，x1，x3，x2，说明对于被解释变量城镇居民消费水平而言，上一期城镇居民消费水平对其影响最大，其次为城镇居民人均收入、人均国内生产总值、居民消费价格指数。因此，以上一期城镇居民消费水平为基础，依次加入其他因素后可以获得最终回归方程，形式如下，具体参数见表2。

y=22.240+0.294x4+0.249x1+0.115x3

从回归结果可知，可决系数R2=0.999 9，拟合优度非常高。F统计量＝73 543．18，模型总体显著。各解释变量的t统计量在α=0.05时均通过检验，模型有效。

由数据分析结果可知：上一期城镇居民消费水平增长1元，城镇居民消费水平平均增长0．294元。城镇居民人均收入每增长1元，城镇居民消费水平平均增长0．249元。人均国内生产总值每增长1元，城镇居民消费水平平均增长0．115元。这说明增加居民人均收入、人均国内生产总值对拉动居民消费水平作用明显。

4 模型的检验

4．1 检验变量的平稳性

经典计量经济学理论是建立在时间序列平稳的基础上的，因此要对时间序列的平稳性进行检验。采用ADF检验方法对各变量进行单位根检验，结果如表3所示。

注：（C，T，K）表示ADF检验式是否包含常数项、时间趋势项以及滞后期数。

单位根检验结论表明，解释变量和被解释变量的时间序列均存在单位根，2次差分后在1％的显著性水平上通过ADF平稳性检验，因此各变量为二阶单整过程。

不平稳的时间序列不能直接进行回归分析，要先对变量进行协整检验，观察变量间是否存在协整关系，没有协整关系的单整变量的回归为伪回归。协整检验要求被解释变量的单整阶数要小于或者等于解释变量的单整阶数，有两个或两个以上的解释变量的时候，解释变量的单整阶数要相同。如表3所示，被解释变量Y和解释变量X1、X2、X3、X4单整阶数相同，因此可以做协整检验。

4．2 协整检验

本文采用约翰逊协整检验对解释变量城镇居民消费水平和解释变量人均国民收入、人均国内生产总值之间是否存在协整关系进行检验。检验结果如表4、5所示。

由表4、5可知，在5％的显著性水平下，最大特征根检验和特征根迹检验都拒绝原假设，说明解释变量和被解释变量之间存在着协整关系。因此，本文建立的回归模型不存在伪回归问题。

4．3 模型的评价

从检验结果可知，本文所建立模型通过了初步检验，解释变量系数符号符合经济理论和预期，解释变量和截距项的系数在5％的显著性水平下均通过了t检验，说明本文所考虑的解释变量对被解释变量具有非常明显的影响。拟合优度为0．999 9，表明变量间相关程度非常高，方程拟合效果好。最终模型形式表明，前一期的居民消费水平、人均国民收入和人均国内生产总值对居民消费水平的影响非常显著，其中对前一期的居民消费水平影响最大。

5 结 论

本文对我国城镇居民消费水平影响因素进行了计量分析，居民消费水平受很多因素的影响。实证检验结果表明，对我国城镇居民消费水平影响最大的因素是前一期的居民消费水平，其次为人均国民收入和人均国内生产总值。因此，应大力发展生产力，提高居民整体收入水平，提升我国国内生产总值整体水平，改变居民消费观念，刺激消费，挖掘更多潜在可实现的消费，促进经济健康快速协调发展。

主要参考文献

［1］储德银，经庭如.我国城乡居民消费影响因素的比较分析［J］.中国软科学，2010（4）：99－105．

［2］程松柏.我国居民消费水平影响因素的计量分析与政策建议［J］.商业时代，2010（35）.

居民消费影响因素论文篇（2）

[DOI]10.13939/ki.zgsc.2015.23.013

1 引 言

从《2014年统计公报》中看当前的经济形势，我国居民消费结构中发展型和享受型消费占比提高，消费结构持续完善，初步估算最终消费对经济增长的贡献率超过50%，可见消费水平的提高对推动经济的发展起着至关重要的作用，因此发展经济必须密切关注消费。此外，当前中国居民消费不足，对经济形势的发展不利，因此对居民消费行为的研究很有必要。而在中国，关于影响居民消费水平因素的分析有许多文章都在陈述，在关于预期对居民消费水平研究的文献中大部分都是在基于预期理论的基础上得出的结论，譬如预期会对家庭消费的时机选择产生影响等结论，但都缺乏实际考察。而本文的撰写主要基于前期对中国居民家庭预期意识的调查，将理论联系实际得出预期对居民消费水平的影响。

在本文撰写的前期做了大量的实践调查，制作了一份基于中国居民预期意识状况调查的问卷，通过对青海玉树、福建泉州、海南陵水以及四川成都这四座城市的城镇居民家庭为单位，对年收入在10万元以下的家庭做了近两百份的小范围问卷调查，调查数据统计：基本上有近41.7%的人具有预期意识，并在日常生活中对未来有做过预期。通过比较分析得出了结论：虽然两地收入水平存在一定的差距，并且储蓄与消费倾向不大相同，但在日常经济生活中人们偶尔会有预期意识，但这并不是一个经常性的行为。由此说明，对于消费主体来说，对未来物价的预期意识也构成了影响他们消费行为的一个因素，因此我们在考虑影响居民消费行为的因素中，不仅要考虑收入等关键性的影响因素，从微观个体上来看，居民个人的消费预期意识也应该考虑进去，但这个影响因素对我国居民消费水平的影响究竟有多大，国家在制定相关政策时是否应该将其考虑进去呢？因此有必要对此做实证分析。接下来将会对影响居民消费行为的因素进行计量分析，并着重研究居民个体的预期意识在影响消费行为时对居民支出有多大影响。

2 实证分析

通过收集2005年第一季度年至2014年第三季度这十年间的季度数据，运用Eviews软件，建立计量经济模型进行定量分析，对影响居民消费水平的因素进行分析和研究。

2.1 数据收集与变量选取

本文以分析居民消费水平为目的，主要检验居民预期对居民消费水平的影响程度。而影响居民消费水平的因素比较多，考虑到样本数据的一致性和可收集性，以及本文主要以研究居民预期对消费水平的影响为主要方向，因此只考虑几个关键变量进行模型构建。凯恩斯在《就业利息和货币通论》（1936）一书中提出了著名的消费函数理论：总消费是总收入的函数。这一思想用线性函数形式表示为：Ct=a+bxYt式中C表示总消费，Y表示总收入，下标t表示时期；a、b为参数。参数b称为边际消费倾向，其值介于0与1之间。凯恩斯的这个消费函数仅仅以收入来解释消费，被称为绝对收入假说。因此居民可支配收入是影响居民消费水平的一个主要因素应选人模型当中。本文重点讨论居民预期意识对消费水平的影响，因此用未来物价预期指数来反映居民的预期意识，该变量作为解释变量引入模型中。将居民的现金支出即消费水平作为被解释变量，引入居民可支配收入及居民未来物价预期指数对模型进行回归分析。其中城镇居民家庭人均现金消费支出、城镇居民人均可支配收入一累计值的数据来源于中国统计局官网，未来物价预期指数来源于中国人民银行每季度公布的数据，未来物价预期指数是由央行每个季度在全国50个城市对20000名城镇储户进行问卷调查得到的，调查的内容主要包括居民对当前经济形式的总体判断、居民物价感受情况、收入感受情况、就业感受情况、储蓄、投资和消费意愿以及房价预期与购买意愿等，调查问卷得到的数据主要是定性数据，央行通过采用扩散指数法将这些数据进行量化得出居民对未来物价预期指数及居民通胀预期指数。

2.2 单位根检验

由于建模采用的是2005-2014年的季度数据，因此在建模之前应对三组序列进行季节调整，采用Eviews软件中的Census X12的季节调整方法将序列中的季节变动要素去除，并对季节调整后的序列取对数后进行后续分析，这样处理能使实证结果的经济含义更加清晰，即解释变量前的系数表示相应变量的弹性。

对于时间序列，首先检验其平稳性。将居民消费水平、居民家庭可支配收入、居民对未来物价预期指数季节调整后取对数的序列分别进行检验，序列命名分别为LNY、LNX1、LNX2，利用Eviews软件并基于ADF的检验结果表明，居民消费水平、居民家庭可支配收入、居民对未来物价预期都是一阶积整即I （1）（见表1）。

2.3 协整检验

由上述检验可知各变量都是一阶积整，不能使用OLS回归，针对多个变量之间的协整关系，我们采用Johansen与Juselius提出的极大似然法进行检验，即Johansen检验。以此来估计居民家庭可支配收入、居民对未来物价预期指数与居民消费水平之间的长期关系（见表2）。结果显示，居民消费水平、居民家庭可支配收入与居民对未来物价预期指数之间存在协整关系，也就是说变量间存在3个协整关系。

从模型检验结果（见表3）中，可得到协整方程：

LNY=0.89LNXl +0.01LNX2

该式表明，居民家庭可支配收入每上升1%，将会导致居民消费水平即消费支出上升0.89%；居民对未来物价预期指数每上升1%，将会导致居民消费水平即消费支出上升0.01%。

2.4 结论分析

利用计量经济学的基本方法，通过将城镇居民人均可支配收入、居民物价预期指数对城镇居民家庭人均现金消费支出的建模分析，发现变量居民物价预期指数对因变量的作用不可忽视，是一个不能从模型中剔除的变量。因此通过实证分析发现，居民预期意识对其消费水平的影响是显著的，因此，我国居民预期意识理论与实际一致。

居民消费影响因素论文篇（3）

一、序言

消费模型是宏观经济学中最基本的研究对象之一。在现实生活6中， 由于影响居民消费的因素很多，如收入水平、商品价格水平、消费者偏好、家庭财产状况、消费信贷状况、风俗习惯等， 所以出现了多种消费理论。国际上比较流行的消费理论有： 绝对收入消费理论、相对收入消费理论、生命周期消费理论 、持久收入消费理论等。

本文基于1978-2008年中国历年城乡居民人均全年消费水平、人均全年收入水平、财产收入以及CPI等数据，实证分析中国城乡居民人均消费水平与人均收入水平之间的动态关系及城乡差异。

二、数据来源及说明

本文分析采用的样本取自1978-2008年的中国经济数据， 源于历年的中国统计年鉴。用中国城镇居民人均全年消费性支出、人均全年可支配收入分别反映城镇居民消费水平和收入水平。 用中国农村居民人均全年生活消费支出、人均全年纯收入分别反映农村居民消费水平和收入水平。用人均存款余额近似替代财产性收入，用城市和农村CPI指数表示物价水平。

三、模型建立及估计

本文要从城市和农村两个区域研究影响消费的因素。对于定性变量，可以引入虚拟变量D（I）。

农村与城市边际消费相同，惯性影响相同，然而，自发消费城市是农村的三倍左右。

模型2较模型1能更好的反应影响消费的因素。首先，可拟优度比较高；其次，惯性消费从经济意义上来看，也是消费的影响因素之一；最后，著名经济学家杜森贝利提出的相对收入消费理论是本模型的佐证。

四、结论

本文运用计量经济学分析方法对中国城乡居民消费进行研究， 得出以下结论：

中国城镇居民人均收入和消费水平始终高于农村居民收入和消费水平， 且均呈上升趋势。近年来，中国城镇居民生活水平提高较快， 而农村居民生活水平增长缓慢， 农村居民与城镇居民生活水平差距有扩大趋势。

中国城乡消费的主要影响因素为当期收入和惯性消费（上期消费）。每收入1元，平均消费0.42元，同时上一期消费平均每增加1元对本期消费所带来的惯性影响为0.47元。

中国城市人口自发消费是农村的3倍左右。城市自发消费为129.43元，但农村仅仅为43.75元。（作者单位：西安财经学院）

居民消费影响因素论文篇（4）

在现代经济计量分析中，利用模型进行回归分析是应用比较广泛的一种数量分析技术。一般回归分析中变量都是定量变量，这是因为模拟回归需要样本数据。但实际中有时模型仅考虑定量变量是不够的。因为经济现象不仅受一些定量因素的影响，还可能受到一些定性因素的影响。比如，不同时期的不同政策、战争、自然灾害等非常时期，人的不同性别、文化程度、婚姻状况等。如果某一应变量的确存在这种定性影响，那么仅用定量变量对被解释变量进行解释显然是不够的，利用虚拟变量技术可以解决此类问题。所谓虚拟变量技术就是把定性变量虚拟化，并把它作为解释变量或者是自变量纳入回归模型的一种方法。在这里，定性变量就是虚拟化的变量，即虚拟变量。一般可根据定性因素的二分特性进行人工赋值，即0和1，其中“1”表示具备某种属性或受到某种因素影响，而“0”则表示不受某种因素影响或不具备某种属性。定性变量虚拟化后就可以纳入回归模型，从而进行模拟分析或预测。

假如我们知道变量X和变量Y存在着显著的线性相关关系，其中变量Y是由定量变量X来解释的，则可以建立一个简单的双变量模型，并采集样本数据进行拟合。但如果进一步观察到还有一个定性因素对Y的变动也起作用，这时可以建立一个包含一个定量变量和一个虚拟变量的回归模型：

Yt=B1+B2D1t+B3X+Ut （1）

模型可以直观地解释为：在不考虑定性因素影响的情况下，常数项或者说模型的截距为B1，而在定性因素有显著影响的时候，则为B1+B2。但模型（1）仅考虑定性变量的固定影响，而实际中由于定性变量的存在可能影响到定量变量，从而使应变量产生边际或变动影响，因此模型可以扩展为：

Yt=B1+B2Dt+B3Xt+B4(DtXt)+Ut（2）

此模型可以推广到多个定量变量和定性变量。

由于经济现象的复杂性，定性影响的因素也较多，其程度也不同，因此判断一般线性模型是否应加入虚拟变量。首先，必须运用正确的理论，对现象之间的关系进行分析；其次，对加入虚拟变量前后的模型模拟结果进行比较，如果加入虚拟变量后模拟回归的可决系数或估计标准误差等效果更好，则可考虑增加虚拟变量。

二、虚拟变量技术在我国居民消费研究中的应用

研究居民消费的计量方法较多，消费函数是其中应用比较广泛的一种。消费函数是研究消费其影响因素之间关系的数学模型，由于居民消费受到多种因素的影响，因此根据不同因素与消费之间的关系，可以建立多种回归模型，典型的消费函数模型有绝对收入假设模型、相对收入假设模型、持久收入假设模型、生命周期假设模型以及随机游走模型等，这些模型都是基于一定的理论假设，从不同的角度反映了居民的消费行为及其变化。本文采用凯恩斯的绝对收入假设模型，并加入我国政策变化这一虚拟变量来对居民消费行为进行分析。根据凯恩斯理论，居民消费主要受当前收入的影响，其模型为：

式中Ct为消费，Yt为当前收入，这是通过模拟计算居民的边际消费倾向来反映居民总体消费选择行为，由于我国社会的二元结构，故在实际模拟时分别选择农村与城镇居民两种不同的收入水平，又考虑到我国长期以来计划经济的影响，我国居民在相当长的时间内并不具备真正意义上的消费选择行为，故选择1980年以来的相应数据分别进行模拟，结果如下：

农村居民：

（2.96） （54.06）

R2=0.993S.E=51.70 F=2922

城镇居民：

Ct=99.92+0.779Yt（5）

（5.51） （146.04）

R2=0.999 S.E=53.73 F=21328

以上结果可以看出：当前收入对消费的解释度非常高，各种检验比较显著，这表明我国居民消费受当前收入影响较大。从消费与当前可支配收入关系来看，在此期间农村居民与城镇居民的平均边际消费倾向比较低，分别只有0.738、0.779，这的确在一定程度上反映了我国居民的消费现状。但同时需要注意的是，这种结果是假定在此期间居民消费与收入之间的关系没有受到其他因素的显著性影响，也就是说它们之间的关系没有发生结构性改变。如果此间两者之间的关系受到别的因素影响，则这种结果就可能是毫无意义的。从我国实际情况来看，自九十年代中期以来，随着市场化改革的进一步深入，我国陆续推出与居民日常消费直接相关的系列改革措施，如住房商品化、就业、高等教育市场化、公费医疗制度改革等，所有这些都是在我国社会保险制度还不完善的情况下进行的，这样势必给居民未来的收入与支出增加不确定性。根据生命周期理论、预防性储蓄理论消费假说，当不确定性增加时，居民就会从更长时间的角度安排消费支出模式，其消费特征可能发生变化。因此，可考虑对（3）式增加政策性因素作为虚拟变量。具体以1992年为界限，以前假定不受此因素影响，而以后则相反。这时消费函数可设定为：

Ct=B1+B2Dt+B3Yt+B4DtYt+?着t （6）

其中Dt为虚拟变量。1992年以前取0，1992年以后取1。利用（6）式对所有数据进行再次模拟，结果为：

农村居民：

-0.238(DtYt) （7）

（-0.80）（3.78）（12.50）（-3.21）

R2=0.996 S.E=41.68 F=4648

城镇居民：

-0.086(DtYt) （8）

（0.90）（2.48）（25.01）（2.41）

居民消费影响因素论文篇（5）

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：

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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

居民消费影响因素论文篇（6）

上海市作为我国的经济、金融、贸易和航运中心，其经济发展状况对于整个国家的宏观经济来说十分重要。本文基于1990年—2010年上海市居民消费的有关情况，运用计量经济学分析影响上海市居民消费需求各因素的作用，并依此制订促进需求的政策，引导和培育消费热点，以促进上海经济持续、快速的发展。

一、消费理论简介

（一）绝对收入理论

凯恩斯的绝对收入假说认为在短时间内，消费者的消费目标取决于其收入的多少，其收入的增加会导致其消费的增加，但消费者的消费增长会低于其收入的增长，边际消费会逐步呈现递减的形式。

（二）相对收入理论

该假说认为，消费支出不仅受当前收入的影响，而且也受过去收入和消费水平的影响；消费者的消费支出不仅受到其相关收入的影响，也会受到其身边人的消费行为的影响，就是消费的示范性。

（三）生命周期理论

莫迪利安尼认为，人们的现期以及将来计划的消费是现期收入加上预期收入和积累的财产的函数，消费者按其一生中可动用的总资源，在各个时期进行大体均匀的消费支出。

（四）持久收入理论

持久收入假说把消费者的收入分为暂时性收入及持久性收入两部分，认为居民的消费支出是由它们的持久性收入来决定的，而不是由不稳定的暂时性收入来决定。

二、影响上海市居民消费因素的定性分析

（一）居民人均可支配收入

收入决定消费，当前可支配收入水平是决定消费的核心因素，因此选择人均可支配收入。但总体而言，城镇人均可支配收入的增加还是会拉动消费性支出的增加。

（二）前一期的居民人均消费支出

由于消费行为具有连续性，根据杜森贝里的相对收入理论，消费者在当期的消费决策中会受自己过去的消费习惯影响。因而将上一期的消费量引入模型中， 它与当期消费量呈正相关关系。

三、影响上海市居民消费因素的计量分析

（一）模型建立与样本选择

基于以上分析，本文建立模型所选用的因变量是上海市居民人均消费支出水平（C1），自变量分别是：居民人均可支配收入(Y)，前一期的居民人均消费支出（C0）。各指标原始数据来源是相关年份的《上海市统计年鉴》。将上海市居民人均消费性支出理论函数模型概括为：

C1 = f ( Y ，C0 ，C ，u )

（二）参数估计

用EVIEWS软件对数据进行OLS估计， 得到结果如下：

C1 = 0.633016 Y + 0.476862 C0–0.648481

t = (3.975711) (3.170815) (-0.526542)

（三）检验

1.经济意义检验

模型估计结果说明，居民人均可支配收入和前一期人均消费支出都与当期居民人均消费支出正相关，这与理论分析和经验判断一致。所以，该模型通过了经济意义上的检验，系数符号均符合经济意义。

2.相关统计检验

（1）拟合优度检验

由于，说明总离差平方和的99. 6392%被样本回归直线解释，仅有不足1%未被解释，表明模型对样本数据的拟合优度很高。

（2）显著性检验

当n＝21，＝0.05时，t检验值为2.831，由回归模型知，Y和C0的t检验值的绝对值均大于2.831，所以通过t检验，即Y和C0均显著。

F＝2485.331，符合F检验，因而，居民人均可支配收入、居民前一期的人均消费支出两个解释变量对上海市居民人均消费支出的99.9%的离差做出解释，即解释变量联合起来对被解释变量有显著影响。

即该模型通过了统计意义上的检验。

3.异方差检验

用EVIEWS软件对以上回归做white检验，得出结果如下：

n = 8.814253 < (5)=11.07

所以，模型不存在异方差性。

四、经济学意义及相关政策建议

上海市居民人均消费水平的增长主要源于收入水平的增加。因此，政府的收入分配政策将直接影响居民的消费能力。政府在收入政策上应更多关注中低收入群体的权益，稳定、提高中低收入群体的可支配收入水平和消费能力。

前一期的消费行为一定程度上影响着当期的消费决策。基于这一点，为增加居民消费水平，应稳定居民收入的预期，建立居民收入稳定增长机制。特别是在当前全球性金融危机的大环境下，要改善就业结构，不断提高居民的持久性收入。价格上涨因素刺激了上海市居民的消费水平的提高。货币收入不变时，物价的提高，消费者要维护原来的生活水平，将扩大消费性支出。政府应适当动用货币和财政政策将通货膨胀率保持在一个适宜、稳定的幅度内，一定程度上可以刺激消费性支出的增加。

五、结束语

通过对影响上海市居民消费支出的因素进行研究和分析，发现收入是影响居民消费最直接的因素。从长远来看，促进上海市居民消费水平的健康提升，需要打造一个有利于促进消费的消费环境，上海市进入“十二五”之后，要想真正提高居民消费，需要一个全局性的政策组合。

参考文献：

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居民消费影响因素论文篇（7）

一、中国居民消费水平影响因素的选择

实际经验以及之前的研究表明，GDP以及人均居民收入对于消费水平具有显著的解释效力，很多情况下这两大要素被作为直接因素考虑，一般来说，GDP较高的国家说明其有较强的经济实力，因此居民消费水平相应较高；而人均收入则直接体现一个人的财富，正如凯恩斯的消费函数所体现的，收入对于消费具有重大

的影响。

除去这两个因素之外，从理论上直接分析，常见的因素还可能有以下几个：

（一）人口增长率

在财富一定的情况下，人口增长率越高，则财富将在更多的人之间进行分配，由此会降低居民的消费水平。同时人口增长率可以一定程度上反映人口结构，而不同的人口结构消费习惯不同，必然导致消费水平的变化，人口增长率较高说明年轻群体在人口中占据主体，则必然导致消费水平的提升。

（二）通货膨胀

通货膨胀使居民日常生活必需品价格普遍上涨，这意味着城镇和农村居民的人均可支配收入不同程度缩水。通货膨胀使居民的实际收入减少，降低了居民的消费能力。另外，通货膨胀对居民的消费预期也产生影响。居民消费价格持续上涨，一定程度上削弱了城市居民的消费欲望。预期未来收入水平下降，表现最明显的就是恩格尔系数提高，对消费结构产生影响。本文采用居民消费价格指数描述通

货膨胀。

（三）居民储蓄

居民的消费和储蓄互相影响。一方面储蓄增加，现实的消费就会减少，而储蓄减少，现实的消费就会增加。另一方面高储蓄往往对应着高投资，银行可以作为中介将财富进行转移，而投资规模的扩张又可以提升居民的消费水平。我国居民储蓄率一直保持较高水平。20世纪90年代以来，城乡居民储蓄存款持续增长，其对于消费的影响也是值得探究的。

二、研究设计与实证分析

（一）研究目标

首先我们将根据1978C2014年的居民消费水平（Y）；1978C2015年的GDP（X1）；1978C2015年人均可支配收入（X2）；1978C 2015年人口自然增长率（%） （X3）；1978C 2015年居民消费指数（%） （1978年作为基期=100）（X4）；1978C2014年居民储蓄（X5）这些数据，分别对以上六个因素与消费水平进行一元线性回归分析，确定这六个因素是否都如之前的理论分析一样显著影响消费水平。之后会将显著影响的因素与消费水平进行多元回归分析，剔除可能存在的共线性情况，最后得到一个较为完美的模型。

（二）模型设定。

1.一元线性回归模型：

Yi=α0+α1Xki+μi（k=1，2，…，5）

分别建立五个一元线性回归模型，α0和α1表示待估参数，通过EVIEWS软件进行回归分析。得到相关统计结果如表1：

综合上表可以发现，五个因素都可以解释居民消费水平，但解释程度不相同。GDP、人均可支配收入、居民储蓄在模型拟合程度、对Y的解释能力方面都特别强，而人口自然增长率以及消费物价指数对于Y的解释相对较弱。尤其人口自然增长率显著性不是很强。相比较之前的理论分析可以看到：在我国人口基数大的基本国情下，人口自然增长率对于消费水平的影响是负向的，即人口增长率增加1%，居民消费水平下降988.2012元。另一方面储蓄与消费水平是正向的关系，这与我国发展中国家的基本国情也是符合的，我国最近几十年处速发展阶段，人民生活水平不断提高，消费提升的同时储蓄也有增加，人民生活水平还有很大的提升空间。

2.多元线性回归模型：（假设上述的五个解释变量都可以显著解释居民消费水平）

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

建立一个多元回归模型，β0到β5表示待估参数，通过EVIEWS软件进行回归分析。得到如图1所示结果：

该模型的拟合优度检验：

R2=0.999077，R2=0.998928

说明模型的拟合程度非常好，同时F统计值6709.099非常大，对应P-value值为0。整个模型是显著的，但是当α=0.05时，X2与X3的t检验并不显著，这与之前一元线性回归的结果有较大出入，说明可能存在比较严重的多重共线性情况。因此需要进一步的筛选变量。在表一中，我们首先选取R2最大的X2作为基础变量，逐步加入其它变量。根据赤池信息准则和施瓦茨信息准则以及加入的变量可以提高R2这三个准则，我们发现X2与X4这两个变量之间存在较明显的共线性情况，往往不能同时满足这两个变量同时显著的情r，故这里我们放弃以X2为基础变量的想法，选择X1为基础变量，当再加入X4、X5这两个变量时有：

R2=0.998956

这样修正后的可决系数大于考虑每个变量时的t值，而且各个变量都是显著的，都可以在95%的概率下对模型有显著解释能力，整体上F值等于11481.17，整个模型也是显著的，因此我们这里不再增加变量，原有的X2、X3剔除出模型之外，则可得最终的回归方程：

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

三、小结

通过一系列的数据分析，我们最终发现，当单独研究时，国民生产总值、居民人均收入水平、人口自然增长率、消费物价指数、居民储蓄都可以显著解释居民消费水平，其中国民生产总值、居民人均收入、居民储蓄的解释能力非常强；而当综合考虑多元线性回归模型时，由于共线性的问题，只将GDP、消费物价指数、居民储蓄列入模型之中。

从其影响因素来看，GDP、消费物价指数对于居民消费水平来讲更多的是一种被动影响，并不能真正反映居民生活水平的改善，而随着近几年来我国GDP增速放缓，我们需要更多地依赖一些主动的刺激性措施来提升居民消费水平，进而提升居民生活质量。一方面面对社会老龄化趋势，政府放开了二胎政策，这对于社会年龄结构的改变具有重大意义，而年轻群体的增加将带来切实的消费水平改善；另一方面随着可支配收入的提高以及居民金融意识的提高，鼓励更合理的资金配置，促进社会实体投资、加强对于金融衍生产品的控制与监管将会成为推动居民消费的强大动力；最后提出的供给侧改革，从供给端提升生产水平，加大科技研发与科技创新，提高产品质量，将是提高居民消费水平的根本所在。

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居民消费影响因素论文篇（8）

中图分类号：F014.5 文献标识码：A 文章编号：1001-8409（2012）12-0026-06

Research on Rural Residents′ Consumption from the Perspective of Income Distribution

CHEN Qi，ZHAO Min-juan

（School of Economics and Management， Northwest A&F University，Yangling 712100）

Abstract：On the basis of previous research on the consumption of rural residents influence factors， this paper considers consumption habits、income、housing construction expenditure、education and medical uncertainty expenditure and income gap， and uses 30 different regions panel data from 2000 to 2009 to analyze the factors above which effect rural dwellers′ consumes. Result shows that consumption habits， income and the income gap between urban and rural residents are important factors affecting the consumption of rural residents； expectant income and housing consumption expenditure of rural residents has affected， but to a lesser extent； due to its uncertainty， education and health expenditure have strong effect on the rural dweller consumes； though the interest plays a part in dweller comsume， it is not significant.

Key words：rural dweller consume；uncertain expectation；income gap

0 引言

随着改革开放的不断深入，我国经济实现了快速增长，1979～2010年GDP年均增长率都在10%左右。但是，我国经济增长目前依然主要依靠投资拉动，而消费对经济的拉动作用明显不足，由此导致的总消费需求与经济发展严重脱节，阻碍了经济的高效增长。根据国家统计局的资料，2001年后，我国最终消费率一直低于60%，远远低于世界70%～80%的平均水平，此外，历年的数据说明我国的消费率呈现逐年下降的态势。由现阶段的状况来看，消费不足的重要根源在于农村消费需求的不足，近几年来城乡居民的人均消费情况如图1所示。

从图1可以看出，城镇居民不仅消费起点远远高于农村居民，而且从2000～2009年农村居民的人均消费曲线比较平缓，说明其每年的消费额增长很小，而城镇居民的消费曲线相对来说比较陡峭，这十年中城镇居民的人均

消费额增长了7000元左右，而农村居民仅仅增长了大概2000元。

另外，2000～2009年，农村居民人均消费水平年均增长10.2%，城镇居民消费水平年均增长10.5%，农村居民消费水平增长低于城镇居民消费水平的增长。

我国农村人口占全国总人口的60%左右，如此众多的人口在生产生活中的消费量应该是相当巨大的，但其消费额却只占社会消费总量的46%，由此看来，农村市场的消费潜力还未得到充分的开发利用，它对整个社会消费需求的拉动作用不容小觑。对于上述问题，学术界已有很多研究，其中包括收入对消费的影响、收入分配的差距对收入的影响等，但大部分研究都基于城镇居民，对农村居民的研究过少，或者只把农村居民当作对照组。此外，很多文献都只针对某个影响因素进行分析研究，很少有文献同时考虑多个因素对消费的综合影响，且一般理论分析较多，定量分析较少。本文基于以上考虑，除了传统的收入、消费习惯、利率以及物价以外，还将预期收入、收入差距和不确定性预期纳入考虑范畴，并利用2000～2009年我国30个省市自治区的面板数据分析以上因素对农村居民消费的综合影响。本文所用数据均来自《中国统计年鉴》和《中国农村统计年鉴》。

1 收入分配视角下的农村居民消费模型的理论框架

1.1 国外关于收入分配对消费需求的研究

（1）凯恩斯的绝对收入假说

绝对收入假说是1936年凯恩斯（Keynes）在《就业、利息和货币通论》中提出的。他认为消费是实际收入的稳定函数，收入分配是影响消费倾向的重要客观因素。之后的学者也大都以其边际消费倾向递减理论为依据来研究收入分配与消费之间的关系。但凯恩斯理论最大的缺点是太过于主观，缺乏实际经验的论证，主要体现在绝对收入假说只是个即期模型，以心理分析为基础，很大程度上是一种主观推测，没有合适的微观基础，从而缺乏坚实的基础，所以自诞生之日起就注定了凯恩斯“绝对收入假说”只能是一个过渡性的学说。后来的经济发展实践证明边际消费递减规律是不存在的，平均消费倾向与边际消费倾向基本相等，并由此产生了“消费函数之谜”。

（2）杜森贝利的相对收入假说

相对收入假说是1949年杜森贝利（J.Duesenberry）在其《收入、储蓄和消费者行为理论》中提出来的。他认为消费者当期的消费并不取决于现期的绝对收入水平，而是相对决定的，受到自己过去的消费习惯和周围消费水平的影响。该理论包括示范效应和棘轮效应，示范效应是指家庭消费决策主要参考其他同等收入水平家庭，即消费有模仿和攀比性；棘轮效应是指家庭消费既受本期绝对收入影响，更受以前消费水平的影响。收入变化时，家庭宁愿改变储蓄以维持消费稳定。

（3）生命周期假说和持久收入假说

生命周期假说与持久收入假说分别由莫迪利安尼（Modigliani）在1954年和弗里德曼（Friedman）在1957年提出的。生命周期假说认为，人一生的收入决定他的消费，在长期中收入与消费的比例是稳定的。这就是说决定人们消费的是收入，但这种收入不是现期的绝对收入水平，而是一生中的收入与财产。这种理论认为，人是理性的，希望实现一生中效用最大化，所以人们根据自己一生中所能得到的劳动收入与财产来安排一生的消费，以实现一生中各年的消费基本相等。持久收入假说认为消费取决于持久收入，持久收入是稳定的，消费也是稳定的。也就是说，消费取决于收入，消费者不会对所有的收入变化做出同样的反应。如果收入的变动看起来是永久性的，那么人们就有可能会消费所增加的大部分收入；如果收入的变动具有明显的暂时性，那么所增加的收入大部分会被储蓄起来。以上两种假说在本质上是一致的，结论也大同小异，都认为当期消费和当期收入之间的联系是很脆弱的，但弗莱文（Flavin）在后来的研究中发现，消费与本期收入具有明显的正相关关系，并把这种现象称为消费的“过度敏感性”。

（4）霍尔随机游走假说

霍尔（Hall）在1978年，根据卢卡斯（Robert Lucas）的思想，将理性预期方法引入消费理论，提出了随机游走假说，将消费理论由确定性条件推进到不确定性条件。其主要结论为，消费是一个随机游走过程，不能根据收入的变化来预测消费的变化，即消费的变化是不可预见的。然而，大多数的实证检验不支持这一假说，所以该假说的现实解释力不强。

（5）预防性储蓄理论

存在风险时，消费者在决定消费路径时不仅要考虑持久收入的多少，还要考虑持久收入的变化（风险）。卡贝里罗

（Caballero，1990）认为，风险主要体现为劳动收入的变化。如果消费者不在乎风险，那么他会根据持久收入的变化决定消费的变化，这时不存在过度平滑性。但如考虑到风险，消费者必须同时进行预防性储蓄以规避风险，表现出过度平滑性。扎德斯（Zeldes，1989）发现，在CRRA函数下，消费者有明显的预防性储蓄动机，特别是金融资产少，劳动收入不稳定的群体。这些消费者明显对预测到的收入变化反应过敏，而对未预测到的收入反应迟钝（平滑）。然而，布郎宁和卢萨迪（Browning和Lusardi，1996）指出，就象许多人不受流动性约束影响一样，许多公众由于有足够的资产或由于社会保障制度的完善使得预防性储蓄动机不那么重要。

此外，还有扎得斯（Zeldes，1989）的流动性约束假说（Liquidity Constraints Hypothesis），希（Shea，1995）的损失厌恶假说（Loss Aversion Hypothesis），以及坎贝尔和曼昆（Campbell和Mankiw，1991）的λ假说。在如此之多的理论研究中，仍然没有哪个理论能够很好地阐释所有的消费现象，关于消费理论的体系框架也未有达成一致的结论，所以消费理论有待进一步的研究发展。

1.2 国内关于收入分配对消费需求的研究

孙江明、钟甫宁探究了收入水平、收入差距与消费需求的关系，分别建立了收入与消费的回归模型和平均消费倾向与收入、收入差距以及物价的双对数模型，分析说明提高收入对扩大农村居民的生活消费具有十分重要的作用，而缩小收入分配的差距对扩大消费需求的作用可能更加明显；任国强、夏立明利用1981～1999年中国城镇居民收入分配与消费需求的相关数据进行实证分析，结果表明城镇居民消费需求与其收入分配差距和地区收入差距之间具有负相关关系；臧旭恒、张继海利用城镇居民的消费和收入数据，检验了城镇居民收入分配基尼系数与消费倾向之间的关系，从而得出改善收入分配状况会提高居民的平均消费倾向；张东辉、司志宾构建了一个用以检验农村居民收入差距与农村居民生活消费支出之间关系的模型，实证研究表明目前中国农村居民收入差距对农村居民消费支出呈现趋于负面的影响，但这种影响并不显著；何磊、王宇鹏分析了1992～2007年16年间我国国民收入在企业、政府和居民三部门之间分配格局的变化，结果说明：经济转型以来我国居民消费需求低下的原因在于居民收入水平低，而居民收入水平低的根本原因在于长期以来国民收入分配格局的不合理，使居民的收入被政府和企业所挤占，从而抑制了居民消费需求；祁毓分别构建了2002～2008年和1997～2008年全国30个省份的面板数据，实证研究了不同来源的收入对城乡居民消费的影响，结果表明：对于城市居民而言，工薪收入的消费效应最大，对于农村居民而言，虽然家庭经营收入的消费效应最大，但是工资收入对消费的影响在逐渐提高；刘灵芝、马小辉借鉴坎贝尔和曼昆的λ假说理论所运用的分类研究方法，运用2002～2008年分阶层的收入和消费数据，dylw.net 研究了农村居民收入分配的阶层结构和平均消费倾向。研究发现，在整个农村经济内部，收入分配状况比较稳定；农村的总体收入水平和消费层次低下，但平均消费倾向较高；农村中等收入户、中高收入户、高收入户的平均消费倾向与收入分配效应下的平均消费倾向比较相近，提高中低收入阶层的收入分配地位，抑制高收入阶层的收入分配地位，有利于促进农村居民消费增长；吴迪、霍学喜利用VEC模型验证了城乡居民生活消费差距和城乡居民生活收入差距的关系。结果显示，城乡居民消费差距引起城乡居民收入差距，而城乡居民收入差距不能引起城乡居民消费差距，表明了我国农村居民消费是被动消费；魏君英、何蒲明以城乡居民收入差距指数为自变量，分析了其对城乡居民消费差异指数、城乡居民平均消费倾向之比和农村居民平均消费倾向三个指标的影响。结果表明，随着城乡居民收入分配差距的扩大，城乡居民消费差异也在扩大，而且农村居民平均消费倾向在下降，农村居民的相对消费越来越少；田青利用1998～2008年全国30个省（市）的相关数据分析消费习惯、收入、收入分配差距、教育和医疗支出的不确定性以及房价、利率等因素对消费的影响。实证结果表明：消费习惯、收入、房价、利率和不确定性对居民消费都有显著影响；收入、收入分配差距是影响居民消费的主要因素，利率和购房支出对居民消费有正向影响，但影响不大；教育和医疗等体制改革导致的居民对未来支出预期的不确定性是影响城镇居民消费的重要因素。

上述研究都运用实证方法从不同角度验证了收入分配对居民消费的影响，但大部分是以城镇、城乡居民为研究对象，或者是以农村居民作为对照组研究，很少将农村居民作为独立的研究对象进行分析，并缺乏对农村内部因素的研究。因此，本文拟在这方面进行尝试，进一步探究影响农村居民消费的因素，不仅考虑收入、收入分配对消费的影响，同时也将一些预期不确定性因素纳入考察范围，这对改善农村居民消费现状，扩大我国居民消费需求具有一定的现实意义。

2 变量的选取与模型的建立

对于农村居民来说，由于其特殊性，在消费方面与城市居民存在很大的差异，所以影响其消费的因素也和城市居民有所不同。首先，根据凯恩斯绝对收入假说，一个家庭的收入是影响其消费的重要因素，所以应第一个纳入考虑，但一般文献研究只考虑了当期的收入，并未考虑一个家庭的预期收入对消费的影响。因此，本文将收入分为当期收入和未来预期收入，当期收入用农村居民的人均纯收入表示，预期收入考虑用储蓄的变化量来衡量；其次，根据相对收入假说，居民的消费具有滞后性，即当期的消费受到以往消费习惯的影响，这里选取农村居民前一期实际消费性支出来表示消费习惯。

本文另外加入对不确定性预期的考虑，关于不确定性预期对消费的影响，国内外研究大都用预防性储蓄理论对其进行解释。国外研究通常采用失业率或者收入的变动来度量不确定性的大小。对于我国而言，由于市场机制还不健全，农村居民社会保障制度尚不完善，加之对于农村居民的失业率也难以衡量，所以住房、医疗等不确定性支出对农村居民的消费有很大影响，本文拟采用支出预期变量作为不确定性的替代变量。根据经验，当前我国农村居民消费中，住房建筑、教育和医疗支出变动较大，另外，政府的相关政策也属于不确定性因素，比如说利率的调整在较大程度上影响着居民的投资与消费，因此本文选取房屋建设、教育和医疗支出费用预期以及存款利率作为具体的不确定性预期的变量。

根据相关文献的研究成果和经验，农村居民内部收入分配差距对其消费没有显著的影响，而城乡居民之间的收入差距对农村居民的消费有较大影响，所以本文选取城乡居民之间的收入差距作为收入分配的替代变量。对于居民收入差距的衡量通常都采用基尼系数表示，但由于基尼系数一般是对总体居民收入差距进行衡量，

目前也没有一个统一的计算标准，

而这里是要单独对城乡居民的收入差距进行准确度量，这就导致研究结论存在偏差。所以本文引入一种新的度量收入差距的指标，采用在收入对比中引入单位货币效用的形式来衡量收入差距，即从农村居民收入和城镇居民收入中分别剔除对货币的评价这一因素的影响，得到各自对自己收入的满足程度，从而以这种满足程度的对比来衡量收入差距。

本文在综合了西方消费理论和国内相关研究成果的基础上，构建如下理论消费模型：

Ct=β0+β1Ct-1+β2Yt+β3Xt+εt（1）

其中，Ct表示t期的消费额，Ct-1表示上一期的消费额或称消费惯性，Yt代表t期的收入，Xt代表上述其他影响消费支出的因素，εt为随机误差项。

鉴于在实证研究中，双对数模型有较好的拟合效果而且便于得到各项弹性系数，此外取对数在一dylw.net 定程度上有利于克服异方差的问题，所以本文将理论模型（1）中除了预期收入、利率和收入差距以外的变量都取对数，则模型进一步扩展为式（2）的形式：

ln（Cit）=β0+β1ln（Cit-1）+β2ln（Yit）+β3AYit+β4ln（Bit）+β5ln（EMit）+β6iit+β7DYit+εit（2）

其中，i表示不同省份，t表示不同年份；Cit代表我国农村居民人均消费性支出；Cit-1代表居民消费习惯，用前一期农村居民实际消费性支出来表示；Yit代表农村居民的人均纯收入，以上三者为剔除价格因素的影响，均用当年各省的CPI平减得到；AYit代表预期收入，用储蓄变化量来表示；Bit代表房屋建设造价，以每年新建房屋的价值来表示（元/平方米）； EMit代表农村居民教育和医疗支出预期，因为是二者综合指标，这里采用比的形式，即用二者支出的和占农村居民人均纯收入的比重来表示；iit代表一年期存款利率，由一年期存款名义利率减去当年通货膨胀率计算得到；DYit代表收入分配差距；εit为随机干扰项。

2.1 变量选取说明

（1）预期收入的衡量。人们的消费观念并非能够完全理性地取决于收入与消费，因为人们的心里存在着预期收入，所以本文将收入预期纳入农村居民消费的影响因素中。关于预期收入的衡量有不同的方法，本文采用储蓄的变化量替代预期收入变量，若居民预计明年的收入会增加，那么当年的储蓄就会减少，消费自然会相对增加；若预期下年收入会减少，那么居民就会增加当年的储蓄，以维持其消费的平滑性。储蓄的变化量就作为收入的预期，计算如下：

AYit=Sit-1-Sit-2

其中，Sit-1是上一年的储蓄额，Sit-2是上上一年的储蓄额。

（2）教育和医疗支出的预期。由于我国教育和医疗体制还在不断改革和完善的过程中，所以还存在相当多的问题，特别是在农村地区，医疗和教育得不到很好的保障，造成了农村居民上学难、就医难等问题，在教育和医疗方面的支出不断增加。同时，调查走访显示，由于农村医保制度实行力度不够，农民并没有得到应有的优惠。

本文用30个省市自治区农村居民医疗保健和教育文娱支出占农村人均纯收入的比重来表示教育和医疗的不确定性预期支出，计算如下：

EMit=EDUit+MDCitYit

其中，EDUit表示教育文娱支出，MDCit表示医疗保健支出，Yit表示农村居民人均纯收入。

（3）收入差距的衡量。关于收入差距的计算，本文引入一种新的指标，其计算形式如下：

DYit=VIit/VCitUIit/UCit

其中，DYit是本文新引入的收入差距衡量指标，VIit和UIit分别指农村和城镇居民收入的绝对数，VCit和UCit分别指农村和城镇居民的一般性支出，这个一般性支出也反映了农村居民和城镇居民的消费水平；VIitVCit反映出了农村居民的收入满足程度，而UIitUCit则反映出城市居民的收入满足程度，二者之比即单位货币效用的替代量。

2.2 模型的估计与实证检验

由于本文采用的是面板数据，其中含有时间序列项，为了避免其非平稳性造成的伪回归，在构建模型之前对各个变量都进行了单位根检验，检验方法选择了相同根检验法LLC和不同根检验法ADF-Fisher，PP-Fisher。检验结果如表1。

单位根检验结果表明，模型（1）中的变量ln（Cit）、ln（Yit）、ln（Bit）、ln（EMit）、DYit均为一阶单整，AYit与iit是平稳的，符合建模要求。观察模型（1），注意到方程右边的解释变量中含有被解释变量的滞后项，因此可能会导致内生性问题，此时若仍然用传统的OLS估计法进行估计，就会造成估计系数有偏差且不一致。为解决内生性问题，本文采用广义矩法（GMM）对模型进行估计。GMM估计的工具变量选择的是因变量以及内生解释变量的二阶滞后值，即lnCit（-2）、lnYit（-2）、AYit（-2）、lnEMit（-2）和DYit，以及外生解释变量的水平值，即lnBit和iit，因为房屋造价和存款利率不是由这个经济体系内部所决定的变量，但是对该经济体系中的其他变量有影响，所以是外生的。根据以上结果，对模型的估计如下：

lnCit=0.376lnCit-1+0.501lnYit+0.000082AYit+0.039lnBit+0.139lnEMit+0.11iit-0.781DYit（3）

为了验证所选工具变量的有效性，采用Sargan检验，结果Sargan检验的p值为0.759，表明在5%的显著水平下，不能拒绝工具变量的过度识别是有效的原假设，即工具变量的过度识别限制有效，所选工具变量比较合理。

3 影响农村居民消费因素的实证分析

依据以上模型估计结果，得出以下主要结论：

（1）收入习惯对我国农村居民消费的影响比较显著，其弹性系数高达0.396。和城镇居民的消费研究结果不同，消费习惯对城镇居民的消费也有影响，但影响不大，这说明城镇居民和农村居民的消费状况有所不同。与农村居民相比较而言，城镇居民处于多变的城市环境，各种增加收入和消费的机会较多，使得消费更具有不确定性，所以他们很少会按照前期消费来支配本期的消费行为。而农村居民每年的收入和支出都鲜有明显的变化，基本上都会遵循上一期的消费来计划本期的消费行为，相对来说变化幅度较小。

（2）和其他文献研究相同，收入对消费的影响仍然是最主要的，但与城市相比，影响程度要低一些，其弹性系数为 0.501，而收入对城镇居民的消费影响弹性系数一般在0.8左右dylw.net 。这是因为城镇居民的收入变化快、幅度大，新增的那部分收入就会用来增加消费，消费的变化比较明显；而农村居民每年的收入变化幅度不大，新增的那部分收入可能不会用来扩大消费，或用于消费的部分相当少。也就是说农村居民的收入在满足最基本消费后所剩余的部分比较少，根本无力用来再扩大消费。总体来说，提高收入必然会对消费产生极大的促进作用。

（3）预期收入对农村居民的消费影响系数虽然是显著的，但影响力很小。预期收入每变化一个单位，消费会相应变化0.000082个单位。预期收入增加，表明本年度会降低储蓄，那么收入中用于消费的部分会相对增加，但就其影响程度来看，预期收入对农村居民的消费影响力系数非常小，说明对于农村居民而言，是否有根据预期收入来安排本期消费的观念还值得探究。另外一方面，用储蓄的变化量来衡量预期收入是否合理，用其他指标来衡量是否能得到不同的结果，还有待进一步探讨。

（4）住房建设对农村居民的消费有一定的拉动作用，而且其影响系数与相关文献研究中关于城镇购房支出对城镇居民的消费影响系数基本一致，为0.039，即住房建筑费用每增加1%，农村居民消费支出将会提高0.039%。但农村居民建设新房屋和城镇居民购买新房的目的不尽相同，城镇居民购买住房一方面是为了满足居住需求，另一方面是为了投资需求，近几年不断高涨的房价使得购买住房越发成为了一种投资手段。而对于农村居民来说，建新房基本是为了满足自己的居住需要。根据农村的传统，不仅每家每户都要建新房，而且大部分人还会承担起给自己的儿女建新房的责任，住房建筑支出在农村家庭消费中占有很大比重，同时也带动了与住房相关的一系列消费，能够在一定程度上带动农村居民的消费需求。

居民消费影响因素论文篇（9）

0引言

幸福是什么？

美国经济学家保罗·萨缪尔森（Paul A. Samuelson）在《经济学》一书中从经济学角度给出幸福方程式：幸福=效用/欲望。该公式说明，幸福程度与效用成正比，与欲望成反比。效用一定，欲望越小，或欲望一定，效用越大，人们感到越幸福。因此，幸福取决于效用与欲望的相对大小，获取幸福的途径有两条:增加效用或减少欲望。经济学利用实证数据分析收入对幸福的影响。美国经济学家伊斯特林（Easterlin）在1974年发表的《经济增长可以在多大程度上提高人们的快乐》中提出“伊斯特林悖论”，即经济增长不一定导致快乐增加。在收入水平非常低的时候，收入与快乐之间关联度较高，但是当收入超过一定水平后，这种相关性就会弱化甚至消失。除此之外，经济学还试图研究其他影响幸福的因素，如结婚与否、是否是独生子女、学生干部等。

近年来，我国政府越来越关注民生，注重提升人民幸福感受。十七届五中全会指出：“要坚持扩大内需战略，着力保障和改善民生。”那么，从消费角度来看，什么样的消费才是幸福的消费？立足于幸福的消费初衷，居民消费时会受哪些因素的影响？本研究以家电为例，从幸福的视角分析安徽省居民的消费情况，以期更深入了解居民的真实需求，完善居民消费模式，提高居民的幸福水平。

1实证分析

1.1研究对象及过程

1.1.1 调查对象

在安徽合肥、六安、滁州等地区随机抽取了479户城乡居民进行调查，并对典型个人进行了深入访谈，完成有效问卷343份、访谈记录15份。本次调查中，男性占总样本的56.3%，女性占43.7%。年龄在20岁以下的有26人，占7.6%；20至30岁的有111人，占32.4%，所占比重最大；30至40岁的有62人，占18.1%；40至50岁的有92人，占26.8%；50岁以上的有52人，占15.2%。受教育程度为小学及其以下的占17.6%，初中及高中的占49.4%，大专及其以上占33.3%。家庭人口为有3～6人占到85%以上；家庭年收入为10000元以下的占总样本12.4%，10，000至50，000元的占71.2%，50，000至80，000元的占9.4%，80，000元以上的占7.0%。

1.1.2 调查过程

根据幸福经济学理论和居民消费理论设计了“安徽居民消费行为研究”的调查问卷，其内容包括家庭信息、消费现状、消费心理及消费预测等多个方面。经过培训，2010年安徽师范大学历史与社会学院“安徽居民消费行为研究”调查团队深入安徽合肥、六安、滁州等地选取343名居民进行实证调查。调查过程中，对初中及以上文化程度的居民当场发放问卷由居民自己填答并及时回收，对于初中以下文化程度的居民由调查人员逐一口述每个项目及选项，被试做出口头选择后，再由调查人员帮助填写答案，最后利用SPSS11.0对343份有效问卷的数据进行统计分析。

1.2研究结果

1.2.1 幸福消费理念分析

根据幸福方程式，当效用和欲望的比例达到最优时，个人幸福感达到最大。对众多居民来说，适度消费是适当、合理的消费，其消费数量和质量通常能达到个人欲望和实际购买力的平衡，消费行为带来的效用和个人被满足的欲望形成的比例在此平衡上容易达到最优。因此在通常情况下，适度消费能给居民带来最大化的效用，即最大化的幸福感。在对消费理念的调查中，选择适度消费、保守消费、超前消费的被试分别占78.1%、19.3%、2.6%。大多数居民的消费偏好受传统理念和客观经济水平的影响，无法接受超前消费，但随着收入水平的提高也反对滞后消费。居民在长期的消费实践中形成了适度消费的偏好，认为其最符合自己家庭消费的实际，也最能满足自身消费欲望，达到了客观实际情况下的最大效用。

1.2.2 幸福消费动机分析

1）内部诱导因素分析

（1）物质基础动机

对于不同收入水平的居民来说，相同消费所带来的效用是不同的，因而消费产生的幸福感也会不同。以购买促销产品为例，居民对待促销产品的态度不一。图1所示，居民对促销产品需求量上，中等收入水平的较大，高收入和低收入的较小，其中高收入的需求量最小，基本无需求。一般而言，促销产品能使居民在收入水平有限的情况下获得性价比较高的产品，实现效用最大化，获得较强幸福感，因此中等收入水平的居民愿意购买促销产品，且需求量较大。而对于低收入的居民来说，促销产品不一定是必需品，由于收入水平的限制可能无力购买；对高收入的居民来说，购买促销产品所带来的幸福感边际递减，这部分居民对产品的外观、档次等方面有更高的要求，为追求消费效用最大化，可能会放弃对促销产品的购买。

（2）情感需要动机

消费行为由居民的物质基础动机和情感需要动机共同促成。居民的情感需要因人而异，产品能否满足差异化的个人情感需要，是影响居民消费决策的重要因素。如图2所示，在购置家电的幸福感来源的问题上，认为幸福感来源于使用需要满足的居民占67.8%，家电质量、服务好的占16.7%，和谐家庭氛围的占13.7%，获得同事友人赞扬羡慕的占1.8%。数据表明，只有满足居民差异化的情感需要才能使其产生最满意的幸福感。

（3）特殊需要动机

居民消费过程中除了考虑物质基础与情感需要外，有时还追求某些特殊的需要。攀比和炫耀消费动机作为较为常见的特殊需要动机，通常是为了保持相较于外界的优越感。对少部分居民而言，能满足其攀比和炫耀的心理会使他们获得较大的心理满足。

攀比和炫耀心理对居民消费的影响程度到底有多大？图3所示，选择较小和非常小的分别占34.7%和20.7%，而选择非常大和较大的仅占2.9%和11.7%。这说明绝大多数居民是理性人，宁愿退而求其次也不愿消费超出自己能力承受范围的产品。但对于少部分居民来说，奢侈品在某种程度上已经异化为一种地位象征。由于职业需要、工作环境影响或其他原因，他们认为必须消费一部分高端或奢侈品来维护自己的外在形象，对他们来说消费奢侈品会产生更大效用，别人的赞誉比实用品更能带来幸福感。

2）外部刺激因素分析

（1）产品本身的影响

消费行为决策主要根据产品自身的特征。家电等耐用品具有单位价值高、购买频率低、使用时间长等特点，因此居民消费时会衡量产品能否最大化满足自身需求。表1数据显示，居民消费受价格、品牌、质量等多种因素共同影响。从影响程度来看，选择价格、品牌、质量、售后服务影响大的居民所占比例都超过50%，其中认为质量影响大的占85.9%，而广告和促销的影响则相对较小。这说明了居民最看重产品的质量，其次品牌、售后服务、价格等也是重要的影响因素。居民的消费观念、消费行为是受产品整体影响的结果，不局限于产品的某一特征，综合满意才能最大限度的影响居民的消费行为。

（2）相关群体分析

人们通常会根据心理距离远近将周围的群体从影响最大到最小依次分类，然后选取影响最大群体的意见，结合与自己相似或期望达到的人为参照点去评估一个结果。表2数据显示，在影响居民消费的相关群体中，家人占73.6%，亲戚占8.7%，朋友、同事、同学分别占7.8%、3.6%、1.5%，另外有钱人、明星、专家等相关群体共占2.1%。可见人们消费时通常参照与自己心理距离最近的家人亲友的意见，结合与自己相似或接近的群体习惯做出决策，此类消费评估的结果多为积极的幸福体验，有利于消费幸福感的增加。 转贴于

（3）优惠政策影响

当居民产生消费欲望时，如有相应的优惠政策作为外部刺激，居民通常容易迅速做出消费决定并因此获得最大限度的满足。目前国家为刺激消费，特别是农村市场的消费，实施了“家电下乡”、“以旧换新”等优惠政策。研究发现虽然这些政策会影响消费，但是居民普遍认为其具体实施效果一般。在对“家电下乡”政策的态度上，34.2%的居民认为影响一般，49.7%的居民认为影响较小；在对“以旧换新”政策的态度上，31.2%的居民认为影响一般，51.0%的居民认为影响较小。由此可见，居民希望政策能给自己的消费带来优惠，从而获得额外的幸福附加值。但实际上政策带来的满足度较低，政府需要更贴近实际地为居民考虑，从多方面权衡政策对居民消费的影响，切实满足居民的消费欲望。

1.2.3 追求幸福消费的顾虑

由于客观环境和条件的限制，当幸福消费的目标不能最大限度满足自身欲望时，居民通常会退而求其次来规避可能遇到的问题。这些问题使居民产生顾虑，从而在消费过程中限制或降低了居民的消费幸福感。表2数据说明，居民在购买家电产品中的确存在一些顾虑因素，而最为主要的是家电产品的自身问题，其比例占总比重的38.9%。担心市场价格降低和家电政策变化为第二和第三大影响因素。同时调查也发现仍有部分居民存在社会保障和基础设施等方面的顾虑。因此政府应积极采取措施帮助居民消除这些顾虑，创造良好的消费环境让居民放心消费。

2结论及建议

通过对安徽省343份有效问卷的分析，本研究得出如下结论及相应建议：

2.1适度消费为主，适当鼓励超前消费。

适度消费是中国目前的主流消费理念，它倡导过一种理性的、合宜的物质生活，人们在这种消费方式下能获得欲望的满足与消费的平衡。但由于经济危机影响，中国需要通过消费拉动经济。在这种情况下，政府应适当鼓励超前消费，制定相应政策来刺激消费、扩大内需，从而使中国尽快摆脱经济危机的影响，促进经济进一步发展。

2.2消费需求多样，多层次开发产品才能满足居民幸福消费的不同需要。

幸福感受内部诱导因素与外部刺激因素的影响。由于物质基础、情感需要、相关群体等方面的差异，居民对幸福消费的目标定位不同，因而产生了不同层次的需要，只有针对居民不同需要开发不同层次的产品，才能满足人们日益多样化的需求。

2.3政府应改善客观消费环境，深入贯彻并适时调整优惠政策，增加居民消费的幸福附加值。

社会保障不健全、基础设施不健全等大环境问题会遏制居民消费欲望，影响居民的幸福程度，政府应采取改善基础设施建设、完善社会保障、加强对产品的监督等措施，从多方面对其进行调整从而造福于民。对于优惠于民的政策要贴近实际、适时调整，以适应人们时刻变化的需要。

参考文献

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[3] 王国聘，郭兆红.构建面向节约型社会的消费观[J].南京林业大学学报(人文社会科学版)，2010(3):9-12.

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[5] 苗元江.影响幸福感的诸因素[J].社会阅览，2004(4):20-23.

[6] 张映芹，魏鹏.幸福经济学的发展轨迹探析[J].经济社会体制比较，2010(3):183-188.

[7] 陈景秋，唐宁玉，王方华，C.K.Hsee.从幸福学角度对和谐消费的阐释[J].心理科学进展，2010:1081-1085.

[8] 王芳，陈福国.主观幸福感的影响因素[J].中国行为医学科学，2005(6):575-576.

居民消费影响因素论文篇（10）

一、前言

二十一世纪以来，我国的经济得到了迅速发展，人们的生活水平逐年提高，人们在满足自身基本的物资生活条件以后，开始追求精神生活的享受，而进行体育消费正是满足人们精神享受的有效方法。因此，笔者通过量化的研究方式，调查温州市居民的体育消费现状，探寻影响温州居民体育消费的因素，为促进温州市体育产业的发展提供理论依据。

二、研究对象和研究方法

1、研究对象

本文根据分类抽样的原则，确定鹿城区、龙湾区、瓯海区18岁以上70岁以下的居民为研究对象，随机抽取1200人作为样本。

2、研究方法

2.1文献资料法。通过查阅相关书籍和文献资料，并以此作为本文的理论依据。

2.2问卷调查法。笔者在查阅相关资料的基础上，设计了《温州市居民体育消费现状的调查问卷》。共发放问卷1200份，回收问卷1098份，回收率为91.5%。

2.3访谈法。笔者通过对鹿城、龙湾、瓯海三地城市居民的访谈，了解了三地居民的经济收入水平、居民对体育消费的认识、居民选择的体育消费场所等几个方面的情况。

2.4数理统计法。对回收的问卷进行数理整理，并对整理出的问卷进行统计分析。

三、研究结果与分析

1、被调查者的基本情况

此次被调查的1098人中，鹿城区占被调查总数的36%；龙湾区占被调查总数的31%；瓯海区占被调查总数的33%。

2、居民体育消费意愿程度的调查研究

居民对体育消费的意愿程度反映了居民对体育消费的认识，居民对体育消费的认识越深其对参加体育消费的意愿程度越强。

从表1我们可以看出，63.5%的居民对参加体育消费的意愿还是比较强烈的，但是有7.6%的居民对体育消费的意愿不强烈，这说明人们在对体育消费的认识上还存在着不足。

3、居民体育消费动机的调查研究

居民每进行一定的行为都是从动机开始的，动机是居民从事一切活动的重要驱动力。体育消费动机是在需要的指导下产生的，受消费观念影响和制约，并指导着消费行为。[1]居民的体育消费动机越强烈，其实施体育消费行为的积极性就越高。在调查居民体育消费动机指标时，我们设立了“您参加体育消费的动机是”这一问题。

从表2我们可以看出，温州市居民参加体育消费的动机排第一位的是强身健体（78.3%），排第二位的是丰富业余文化生活（65.7%），排第三位的满足个人爱好（59.8%）。从表1我们还可以看出，极少数居民参加体育消费的动机是为了消磨时间，这也说明部分居民岁对进行体育消费的动力不足。

4、居民体育消费场所的调查研究

居民的体育消费场所可以分为免费的体育消费场所、低档体育消费场所和高档体育消费场所。

表3反映出居民选择免费体育消费场所的人数最多，一方面是低收入人群还是较多，另一方面是现在免费体育消费场所也基本能达到满足人们进行简单锻炼的要求。

5、影响居民体育消费因素的调查研究

居民的体育消费受经济因素和其他一些非经济因素的影响和制约，其中非经济因素主要是指居民的消费习惯、消费观念、消费价值判断等因素。通过对温州部分居民进行调查研究，影响温州居民体育消费的因素主要有以下四个方面。

5.1经济收入水平。居民的经济收入水平是影响居民进行体育消费的主要因素，经济收入对居民的消费有很大的制约作用。对于我国目前的情况来看，大多数居民的经济收入水平都较低，所以居民的经济收入水平将成为影响其体育消费的最主要因素。

5.2体育消费价值观念。居民的体育消费价值观念也是影响居民进行体育消费的一个主要因素。居民的体育消费价值观念是居民对体育消费的认识、态度和看法，体育消费价值观念强的居民进行体育消费意愿强烈并且积极性高。

5.3余暇时间。居民的余暇时间在某种程度上是与社会进步和社会生产力水平高低相联系的，所以余暇时间是居民进行体育消费的必要条件。居民余暇时间越多，其选择进行体育消费的时间越多。

5.4兴趣爱好。居民的兴趣爱好也影响居民的体育消费，喜欢运动、喜欢体育的居民，其进行体育消费的积极性高，而对体育没有任何兴趣的居民，其几乎不进行体育消费。

四、结论

1、多数居民对进行体育消费意愿比较强烈，居民已经认识到了进行体育消费的重要性。

2、居民进行体育消费的动机最主要的是强身健体、丰富业余文化生活、满足个人爱好，多数居民的体育消费动机是正确的。

3、居民的体育消费场所主要以免费的体育消费场所为主，选择高档体育消费的人群高于选择低档体育消费的人群。

4、居民的经济收入水平、体育消费价值观念、余暇时间、兴趣爱好是制约温州居民体育消费的主要因素。

参考文献：

[1] 齐威，钟华，祁鸿雁.吉林省城市居民体育消费观念与行为调查分析[J].商场现代化，2009，（567）：161-162