居民消费水平论文篇（1）

体育产业发展纲要（1995年～2010年）中指出我国体育产业包括三大类别。第一为体育主体产业类，指发挥体育自身的经济功能和价值的体育经营活动内容，如对体育竞赛表演、训练、健身、娱乐、咨询、培训等方面的经营；第二指为体育活动提供服务的体育相关产业类，如体育器械及体育用品的生产经营等；第三类指体育部门开展的旨在补助体育事业发展的其他各类产业活动。根据以上可以得知体育消费是指人们参与体育活动与观赏运动竞赛而对消费资料的使用与消耗。从狭义上讲即是直接的体育消费是指参与体育活动与观赏运动竞赛过程中对体育服务产品及与体育消费直接有关的实物产品、精神产品的消费。广义的体育消费指一切与体育活动有关系（联系）的个人消费行为。比如在观看体育比赛过程中购买饮料，去外地观看体育比赛的交通费、食宿费等等。归纳为两点就是实物消费和精神消费两大类。

1.实物消费

我国居民的体育消费中主要以实物消费为主，主要有运动服装鞋帽、健身器材设备、体育书刊杂志、食品饮料等。经调查表明以运动服装鞋帽等体育实物消费资料的比重占体育消费支出的81.5％，而用于观看比赛，参加娱乐活动的劳务性消费比重仅占体育消费支出的10％左右，体育书刊磁带占7.1％；其他消费品占2.4％。运动服装鞋帽等体育实物消费占到这么大的比重主要还是人们的消费心理没有改变，因为大部分人的经济水平决定了他们的消费结构还没有脱离传统，运动服装鞋帽兼具运动和日常穿着，是生活中的必需品。人们在进行体育消费的同时首先想到的就是对生活的改变，所以这种比例分成也就正好表明了现在我国居民体育消费的结构层次。停留在外表上的消费，因为去买这种运动服装鞋帽的人民未必会投入到真正的体育运动或锻炼中，那后续的一些带动消费就不存在。其次就是少数人购买小型的健身器材，为什么会选择这些小型健身器材，是因为这些器材占用地方小，人们在家中就可以进行锻炼，达到健身的目的，而省去了一些去场馆的费用。当然后者会比前者在体育消费上面的力度大。但是这些都只是前段消费层次。

2.精神消费

体育消费中的精神消费支出主要是指：观看体育比赛、表演、展览，体育文化资讯等，2008年北京奥运会的胜利召开，足以体现人民观赏体育赛事的热情，因为以往我们对于体育运动盛会的认识大部分人还是健身，为国争光的一种理念，但是通过这次的召开，人们发现了体育运动中给人们带来的不光是健身，为国争光，还有一种协作、高兴、放松的心情。这类消费相对实物消费而言层次较高，在物质生活水平日益提高的情况下，人们会追求精神享受，这类消费的增长于是发展比较快，在广州，人们用在观看体育消费占整个体育消费支出的12.4%。随着经济的发展，运动水平的提高，观赏型消费支出会增大。

上述外还有相关的延伸消费如体育和体育劳务消费，体育就不用论述了，体育劳务消费是指人们用货币购买各种与体育活动有关的体育劳务或服装的体育消费资料的消费，也称参与型体育消费，如为参加各种各样的体育活动、健身训练、体育健康医疗等所支付的各项费用，随着我国工作制度的不断改变，人们的闲暇时间相对增加，伴随着生活节奏的加快，人们为了追求更佳的生活质量，必将更加积极地投入到体育运动的实践中来，这类体育消费也具有很大的市场潜力。

二、影响体育消费的因素分析

满足体育消费的体育产品泛指能够满足人们参与、观赏各种竞技运动、健身运动需要的一切有形、无形的东西。花钱观看体育赛事,是一种兴趣的追求、情绪的宣泄、心理需要的满足。事精神层面的消费。如果一个消费者的这种心理与情感需要的满足程度越高,那他不断地产生这种特殊购买行为的可能性便越大。同样,当消费者花钱参与到体育锻炼或者购买与体育相关的服装及其器材时,他的这种购买行为让他或她得到的是什么呢?得到的是情感上的愉悦及对身体健康的希望。可见,体育产品的核心是它能满足人们的某些需要。中国人口数量多,对体育产品具有消费欲望的潜在消费者在中国人口中占有相当大的比重,因为获得“健康”、“活力”是人类永恒的追求,观赏竞技体育实现心理与情感的满足则日益成为当代一部分人的生活方式。造成我国体育消费水平低下的原因是多方面的,归纳起来有:

1.收入水平直接影响着人们对体育消费的投入

根据恩格尔定律,一个家庭收入越少,其收入中用于购买食物的支出所占的比率越大。随着民民收入的增加,在全部支出中用于食物支出所占的比重会下降,而用于文化娱乐(体育)消费方面的支出会逐渐上升。当较低层的需要初步得到满足以后，人们就会追求较高层次的需求，那么，体育需求是处于享受需求和发展需求阶段，它是满足人们精神文化生活和增进健康、增强体质的需求，所以，经济的发展和人们收入水平的提高对于扩大体育消费会起到积极的作用。2.体育场馆开放程度及服务水平对体育消费的影响

我国体育场馆和设施数量少，20世纪90年代初期，国家规定单位的体育场所要向社会开放，虽然这个规定给人们的健身提供了很多方便，但是，因为这些体育场所归各单位管理，场馆的管理维护、运转等投入由各单位负担，所以，为了场馆能正常运营，场馆的管理者就必须考虑到利益和效益，健身的价格又不能定得过高，会对人们的健身活动有影响，又不能解决场馆的日常开销问题，所以，有的场馆出租场地经营非健身项目以达到收支平衡，实际上用于健身的场地缩小了。现在我国在场馆建设和管理方面也加大了投入力度，在大的城市和地区设立比较大的健身中心和文体娱乐中心，从而弥补一些体育场馆不足的问题。那么，随着体育产业的不断发展，以及经营观念和经营模式的转变，体育消费市场存在着的问题会逐渐得到改善。

3.传统消费观念的根本改变及对体育功能的重新认识

长期以来，我国一直把体育当做社会主义的一项福利事业来认识，体育与文化、教育、卫生等都属于上层建筑的范畴，受国家经济发展水平所制约，体育的发展主要依靠国家财政拨款，而对于体育本身的经济功能，即：体育的产业性质缺乏足够的认识。这种体制带来但就是们对体育的认识始终局限在锻炼身体、培养意志、为国争光的观念中，而体育运动,以及赛事中的娱乐性没有体现。随着人们生活水平的提高，对精神生活追求的日益迫切，在体育消费过程所带来的快乐、成功与协作的感受会对人们传统的消费结构造成一定的冲击。体育消费结构以实物消费资料为主逐渐转向体育赛事及资讯等无形消费。

除了上述因素以外，影响我国居民体育消费的因素还有多方面的，其中有地区经济发展的不平衡、是否有闲暇时间等影响体育消费，因此，在人们生活水平达到一定程度时，进行全民体育教育，加强全民健身意识是扩大体育消费的主要措施。随着人们对健康和体育需求的提高，加上体育消费市场管理的不断完善，体育消费市场必将扩大和发展起来。

三、总结

居民消费水平论文篇（2）

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）

居民消费水平论文篇（3）

中图分类号：F014.4 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）15-0001-04

众所周知，要讨论收入差异和总消费的关系就必须在消费理论的框架内进行，但现有的消费理论并未给出二者之间关系的明确结论，一般来讲，这种关系隐含在消费函数逻辑推理的后面。在直觉上收入差异对消费水平确有影响，该命题的支持者往往借鉴于凯恩斯（Keynes，1936）消费理论中的“边际消费倾向递减”规律来说明，坎贝尔和曼昆（Campbell and Mankiw，1989；1990；1991）的λ假说的理论核心也是凯恩斯的“边际消费倾向递减”规律。本文将首先讨论收入差异的衡量方法，然后构建基于收入差异的消费函数并讨论两者之间的关系，最后用中国居民的收入和消费数据对此进行验证。

一、收入差异的衡量方法

居民收入的差异的衡量一直是国内外经济学家所关心的问题，基尼系数法是经济学界最常用的研究收入差异的方法。张平（2000）在《收入差异、利率与消费》一文中对收入差异的衡量采用的是样本中所有研究对象的最高最低收入比，并通过回归模型分析指出收入差异拉大、收入增长与平均消费倾向之间存在负相关性。和基尼系数相比，张平采用的最高最低收入比计算比较方便，更能直观地反映收入差异。

本文用以衡量个人收入差异的是收入差异率δi，即个人收入与总体平均收入的差距与总体平均收入的比率。如果以yi代表个人收入，以y代表总体居民即期平均收入，则收入差异率表示为δi=yi-y/y。若δi为正则说明个人收入高于总体平均收入，若δi为负则说明个人收入低于总体平均收入，δi的绝对值越大说明个人收入偏离平均收入的程度越大。另外，本文采用变异系数Vn= 来衡量总体居民的收入差异，其中，表示收入为yi的居民数pi占居民总数p的比例。当变异系数Vn=0时，说明居民收入分配绝对公平；当变异系数Vn的值比较小时，说明居民收入差异比较小，收入分配比较均衡；当变异系数Vn的值比较大时，说明居民收入差异比较大，收入分配也不均衡。

二、收入差异与消费水平的关系论证

要研究收入差异与消费水平的关系，本文还必须分析中国居民的消费行为，从而得到中国居民的消费函数。对于消费函数的研究，本文直接引用叶海云（2000）的短视消费模型，即：

C0=1+r/2+r[A0+y0-R*+y1 /1+r] （1）

其中，C0表示消费者的现期消费，r表示利率，A0表示其初始流动性资产水平，y0表示现期收入，y1代表下期收入，R*是消费者本期的实际储蓄目标。

将δi代入Vn可以得到Vn=，在分析中国居民短视消费模型的基础上，可以得到：对于消费者i来说，在假定利率r不变的情况下，其本期消费C0i主要取决于其初始资产A0i和下期收入y1i以及储蓄目标R*i，即消费者i的消费行为满足下式：

C0i=1+r/2+r[A0i+y0i-R*i+y1i /1+r] （2）

将个人收入差异率δi（δi=yi-y/y）带入（2）式得到如下所示的消费模型：

C0i=1+r/2+r×y×δi+y1i/2+r+1+r/2+r(A0i-R*i+y) （3）

下面来寻找变异系数Vn和总体居民总消费∑C之间的函数关系。本文假设在整个经济体中每个消费者的可支配收入都不相等，即p、pi满足pi=1，p=n。那么，nV2n=δ2i成立。

又由δi=yi-y/ 可得：2δ2i=y2i+2-2yi?

对于含有n个消费者的经济体来说，求和可得：2yi=y2i+ny2-y2δ2i

将nV2n=δ2i带入上式可得：

2yi=y2i+ny2-y2?nV2n=y2i+ny2（1-V2n）

上式中的yi代表消费者i的可支配收入，本文用y0i表示消费者的本期可支配收入，则对于含有n个消费者的整个经济体而言，他们的本期可支配收入满足：

2y0i=y20i+ny2（1-V2n） （4）

由（2）式可得含有n个消费者的经济体的总消费：

C0i=y0i+A0i+-R*i

将（4）式带入上式得到如下所示的收入差异和总消费的函数关系：

C0i=+?（1-V2n） +A0i+-R*i （5）

通过对上式的分析可以发现，整个经济体居民总消费∑C和变异系数V2n之间存在负相关性，也就是说如果V2n变小，则居民消费水平将增加。

三、中国居民收入差异与消费水平关系的验证与分析

通过上面的讨论，本文论证了居民收入差异和消费水平之间的关系，这一关系就是：收入差异和消费水平之间存在负相关，缩小居民之间的收入差异将有利于提高居民消费水平。为了使上述论证更具可靠性，本文将对下式所表示的收入差异和消费水平之间的负相关关系进行验证。

居民消费水平论文篇（4）

关键词：收入差异率；变异系数；短视消费模型

Key words: rate of income differences；coefficient of variation；short-consumption model

中图分类号：C915 文献标识码：A文章编号：1006-4311（2010）35-0103-03

0引言

众所周知，要讨论收入差异和总消费的关系就必须在消费理论的框架内进行，但现有的消费理论并未给出二者之间关系的明确结论，一般来讲，这种关系隐含在消费函数逻辑推理的后面①。在直觉上收入差异对消费水平确有影响，该命题的支持者往往借鉴于凯恩斯（Keynes，1936）消费理论中的“边际消费倾向递减”规律来说明，坎贝尔和曼昆（Campbell and Mankiw，1989；1990；1991）的假说的理论核心也是凯恩斯的“边际消费倾向递减”规律，而该命题的反对者则更多引用基于莫迪格利亚尼和布拉姆伯格（Modigliani and Brumberg，1954）与弗里德曼（Friedman，1957）提出的生命周期假说（Life Cycle Hypothesis，LCH）和永久收入假说（Permanent Income Hypothesis，PIH）形成的标准生命周期理论来反驳。本文的研究结果表明收入差异对消费水平有一定影响。文章首先介绍了凯恩斯“边际消费倾向递减”规律对二者之间关系的解释，然后讨论分析收入差异的衡量方法和适合中国居民的消费函数，最后在基于上述理论的基础上论证两者之间的关系。

1凯恩斯消费理论中收入差异和消费水平的关系

凯恩斯在《就业、利息和货币通论》中这样写道：“消费倾向是一个比较稳定的函数，从而，总消费量一般取决于总收入量（二者皆以工资单位加以衡量）。”②根据凯恩斯的论断，消费与收入之间可能存在如下所示的稳定的函数关系：Ct=χ（Yt），χ′0。

其中C和Y分别表示第t期的消费和可支配收入。同时我们可以得到如下的消费函数：Ct=a+bYt。

其中Ct和Yt分别表示第t期的消费和可支配收入，a和b是两个常数，a0而0b1，a表示自发性消费，b表示边际消费倾向（MPC），（a/YT+b）则表示平均消费倾向（APC）。凯恩斯认为，边际消费倾向b是递减的：收入Yt越高，则b值越小。可以说这一点符合我们的日常观察，但凯恩斯认为这一关系的存在是先验的人性使然。由于a0、0b1，则a/YT+bb。又由于a是个常数，b是递减的，所以平均消费倾向a/YT+b将随着收入Yt的增加而减小。这表明一个人的收入越高，消费在其收入中的比重越小，储蓄所占的比重越大。这也就意味着对整个社会而言，如果采取“劫富济贫”式的收入再分配政策（即缩小社会居民整体之间的收入差异），整个社会的平均消费倾向（APC）就会越高，社会总消费必然越高；但如果相反，极端的收入分配不均（即社会居民收入差异值接近于1）就会使社会整体的平均消费倾向降低，必然产生社会需求不足。

这是当前整个理论界关于收入差异和消费需求关系的讨论中，缩小收入差异有利于提高总消费的最有力的观点。然而，该理论主要是建立在凯恩斯对消费心理的主观判断上的，缺乏经济学意义上的微观基础。

2收入差异和消费水平的关系论证

虽然凯恩斯的“边际消费倾向递减”规律已经给出了收入差异和消费水平的负相关性关系这一结论，但他的论述是以先验的人性来说明的，缺乏逻辑性。

在本节中，文章将对二者之间的关系加以推理论证。为此，本章首先寻求衡量收入差异的指标，其次是在引用了叶海云（2000）③的短视消费模型的基础上对收入差异和消费水平的关系加以论证。

2.1 收入差异的衡量方法居民收入差异的衡量一直是国内外经济学家所关心的问题，迄今为止，有关度量收入差异的方法有几十种，各有其优势和不足，其中基尼系数法是经济学界最常用的研究收入差异的方法。张平（2000）④在《收入差异、利率与消费》一文中对收入差异的衡量采用的是样本中所有研究对象的最高最低收入比，并通过回归模型分析指出收入差异拉大、收入增长与平均消费倾向之间存在负相关性。和基尼系数相比，张平采用的最高最低收入比计算比较方便，更能直观地反映收入差异。本文用以衡量个人收入差异的是收入差异率δi，即个人收入与总体平均收入的差距与总体平均收入的比率。如果以yi代表个人收入，以y代表总体居民即期平均收入，则收入差异率表示为δi=（或δi=×100%，本文取δi=），其中yi-代表个人收入与总体平均收入之间的差距，可正可负，而则可以反映这种差距的程度。若δi为正则说明个人收入高于总体平均收入，若δi为负则说明个人收入低于总体平均收入，δi的绝对值越大说明个人收入偏离平均收入的程度越大。通过比较发现，个人收入差异率的概念与基尼系数、最高最低收入比不同，它反映的是个人收入对平均收入的偏离程度，是从微观的角度来描述个人收入差异，而基尼系数和最高最低收入比则是从宏观的角度来表示总体居民的收入差异。因此，本文采用变异系数V= 来衡量总体居民的收入差异，其中表示收入为y的居民数pi占居民总数p的比例。当变异系数Vn=0时，说明居民收入分配绝对公平；当变异系数Vn的值比较小时，说明居民收入差异比较小，收入分配比较均衡；当变异系数Vn的值比较大时，说明居民收入差异比较大，收入分配也不均衡。

2.2 收入差异与消费水平的关系论证要研究收入差异与消费水平的关系，我们还必须分析我国居民的消费行为，从而得到我国居民的消费函数。对于消费函数的研究，本文直接引用叶海云（2000）③的短视消费模型，即：C=A+y-R+（1）

其中C表示消费者的现期消费，r表示利率，A0表示其初始流动性资产水平，y0表示现期收入，y1代表下期收入，R*是消费者本期的实际储蓄目标。

下面本文试图将上面所讨论过的用于衡量收入差异的变量（即变异系数Vn）和适合于中国居民消费行为的短视消费模型结合起来，将收入差异和消费水平这两个变量放在一个模型中来分析收入差异对消费水平的影响。在前面的论述中，我们选用了个人收入差异率δi（δi=）和变异系数V=来衡量居民收入差异，而且将δi代入V可以得到V=，这也是居民个人微观收入差异和整个经济体宏观收入差异之间的内在逻辑关系；在分析中国居民短视消费模型的基础上，我们得到：对于消费者i来说，在假定利率r不变的情况下，其本期消费C0i主要取决于其初始资产A0i和下期收入y1i以及储蓄目标R*i，即消费者i的消费行为满足下式：C=A+y-R*i+ （2）

将个人收入差异率δi（δi=）带入（2）式得到如下所示的消费模型：C=××δi++A-R*i+（3）

下面我们来寻找变异系数Vn和总体居民总消费∑C之间的函数关系。由V=，我们可得p•V=δ•p。进一步，我们假设在整个经济体中每个消费者的可支配收入都不相等，即p、pi满足pi=1，p=n。那么，nV=δ成立。又由δi=可得：δ=y+-2y•，对于含有n个消费者的经济体来说，求和可得：2yi=y+n-δ，将nV=δ带入上式可得：

2yi=y+n-•nV=y+n1-V

上式中的yi代表消费者i的可支配收入，我们用y0i表示消费者i的本期可支配收入，则对于含有n个消费者的整个经济体而言，他们的本期可支配收入满足：2y0i=y+n1-V（4）

由（2）式我们可得含有n个消费者的经济体的总消费：

C=y+A+-R

将（4）式带入上式我们得到如下所示的收入差异和总消费的函数关系：

C=+•1-V+A+-R（5）

通过对上式的分析我们发现，整个经济体居民总消费∑C和变异系数V之间存在负相关性，也就是说如果V变小，则居民消费水平将增加。其实这一论断还不够精确，因为还存在Vn的值域问题，也就是变异系数Vn的上下界还未确定。所谓上界就是在居民收入最不等的情况下的取值，即一个人占有所有的财富收入而其他人一无所有。显然，在无穷总体（即n取∞）时，变异系数Vn的上界为无穷大；在有穷总体的情况下（在这里设总体中有n个样本），变异系数Vn的上界为。所谓下界就是在所有居民收入最平等的情况下的取值，即总体中所有居民平均分配所有财富或收入。很明显，无论考察的总体是有穷整体还是无穷总体，变异系数Vn的下界均为0。综上所述，在数学意义上来讲，在无穷总体的情况下，我们有：0Vn∞；而在有穷总体的情况下，我们有：0Vn。但是，在现实的经济体中根本不可能出现上述情况，根据本文的计算结果及其他经济学者的考察，我们可以从经验上也可以证明得到：在变异系数Vn用以衡量一个现实经济体中居民收入差异时，0Vn1是成立的。此时，我们再来分析一下（5）式，如前所述，整个经济体居民总消费∑C和变异系数V之间存在负相关性，并且通过论证可以证明0Vn1（即0V1）亦成立，因此，如果我们通过调整整个经济体中居民之间的收入分配，通过收入再分配来缩小居民之间的收入差异，则该经济体的居民消费水平将增加。这也是本文所要求证的一个最重要的结论。

通过本节对居民收入差异和消费水平的关系论证，我们得到如下的结论：调整居民之间的收入再分配可以缩小居民之间的收入差异，从而可以提高居民的消费水平。虽然这一结论在先前的经济理论中不止一次被提到，但这些理论大都是通过凯恩斯的“边际消费倾向递减”规律来寻找解释，而本文主要是将二者结合在一个经济模型中，通过寻找二者之间内在的数学逻辑关系来加以证明解释的。同样，任何一个结论都需要通过检验，下面本文将对上述结论进行检验并加以分析。

3中国居民收入差异与消费水平关系的验证与分析

通过第二章的讨论，我们论证了居民收入差异和消费水平之间的关系，这一关系就是：收入差异和消费水平之间存在负相关，缩小居民之间的收入差异将有利于提高居民消费水平。为了使上述论证更具可靠性，在本章中我们将对下式所表示的收入差异和消费水平之间的负相关关系进行验证。

C=+•1-V+A+-R

如前所述，通过对上式的分析我们发现，整个经济体居民总消费∑C和变异系数V的平方之间存在负相关性，因此如果缩小居民之间的收入差异，即缩小变异系数Vn，则整个经济体居民消费水平将增加。

表1是1991－2000年中国居民消费价格指数和收入指数列表。

根据表1中的消费价格指数和收入指数，我们可以将我国城镇居民和农村居民1991－2000年消费值稍做处理：首先是分别计算出历年城镇居民和农村居民消费均值；其次是扣除消费价格指数和收入指数对城镇居民和农村居民的消费值的影响，即将所得到的各消费均值除以消费价格指数和收入指数（此处虽然农村居民消费价格指数和收入指数的基年不同，但不影响最后结论）。最终我们得到如下表2所示数据。

如表2所示，经处理后的数据扣除了消费价格指数和收入指数的影响，因而在经济学上具有可比性。因此，我们可以认为上述数据是全国居民经过多次不同收入再分配而得到的10组不同收入数据。在此，为了便于和变异系数比较，我们还需对表2中的数据加以处理，即将表中数据由城镇居民消费值计算得到的数据除以1000，而由农村居民消费值计算得到的数据除以500。由于每次收入再分配均会影响变异系数的变化，因此我们可以将再次处理得到的数据和根据1991－2000年历年城镇居民和农村居民可支配收入通过计算得到的变异系数加以比较来说明收入差异和消费水平的关系，将历年变异系数和处理得到的数据结合在一个图表中即得如图1。

从图1我们可以看出，对于城镇居民来说，居民收入差异和消费水平的负相关关系还是比较明显的：当城镇居民的变异系数比较小时该年份的居民消费值比较高，相反，当变异系数比较大时该年份的消费值比较低。在1991年城镇居民的变异系数为0.205065，经处理后的城镇居民消费值为0.29335；从1992－1996年间城镇居民的变异系数不断变大，而城镇居民消费值基本上是逐渐变小的；在1997年，变异系数再度下降，同期城镇居民消费值升高；此后，变异系数逐年升到2000年的0.280699，而城镇居民消费值由1997年的280.52下降至275.30。

对于农村居民而言，检验结果表明农村居民收入差异和消费水平的负相关关系却不是那么明显。其实农村居民之间的收入差异还是比较大的，但是在我国农村一直存在农村消费需求不足问题，这主要由于：一是在我国仍有部分农村居民尚处在解决温饱阶段；二是农民教育、医疗支出大幅增加以及盖房、子女结婚等其他经济负担越来越重；三是农村市场体系不健全、消费环境不好，农村配套基础设施建设相对滞后，农村消费信贷环境欠佳。这些因素明显降低了农民的消费力。因此，整体而言，不论是高收入者还是低收入者，其消费需求变化均不如城镇居民那么明显。因而居民之间的收入差异对消费水平的变化没多大影响也就不足为奇了。

通过上述分析，验证的结果不如直接由理论推导得到的结论明显。考虑其原因主要有以下两个：一是我们仅仅以全国31个省、市的收入和消费均值来验证，所选的数据虽然具有代表性但缺乏普遍性，因此数据的选取对验证结果产生了一定影响，在一定程度上造成了验证结果与理论的不一致；二是在寻求居民总消费时，我们是将单个消费者的消费函数直接加总得到的。虽然这在理论上是成立的，但在具体的验证过程中，我们可能会遇到把微观变量加总为宏观变量时产生的“收入分配”效应，即宏观消费函数的函数形式和系数不仅取决于微观消费函数的形式和系数，还取决于整个经济体的收入分配状况。虽然这一点还需更多的理论支持和计量验证，但不可否认，该效应的存在无疑对验证结果增加了不确定性。

综上所述，对居民收入差异和消费水平关系的验证结果表明二者之间的确存在负相关性，因此调整我国居民特别是城镇居民的收入分配、缩小收入差异将有利于提高整体居民的消费水平。

注释：

①袁志刚，朱国林.消费理论中的收入分配与总消费[J].中国社会科学,2002,(2).

②凯恩斯编著.就业、利息和货币通论[M].商务出版社，2002:101.

③叶海云.试论流动性约束、短视行为与我国消费需求疲软的关系[J].经济研究,2000,(11).

④张平.收入差异、利率与消费[J].财贸经济,2000,(8).

参考文献：

[1]臧旭恒等.居民资产与消费选择行为分析[M].上海：上海三联书店，上海人民出版社，2002.

[2]凯恩斯.就业、利息和货币通论[M].北京：商务出版社，2002.

[3]奥利维尔•琼•布兰查德，斯坦利•费希尔.宏观经济学（高级教程）[M].北京：经济科学出版社，1998.

[4]叶海云.试论流动性、短视行为与我国消费疲软之间的关系[J].经济研究，2000，（11）.

[5]余永定，李军.中国居民消费函数的理论与验证[J].中国社会科学，2000，（1）.

[6]张平.收入差异、利率与消费[J].财贸经济，2000，（8）.

[7]孙稳存，彭彩霞.中国消费函数的分析与估计[J].经济科学，2002，（6）.

居民消费水平论文篇（5）

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）.

居民消费水平论文篇（6）

[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。

居民消费水平论文篇（7）

中图分类号:F124.7文献标识码:A

2007年全国城镇居民收入为13,785.81元,消费支出为9,997.47元;农村居民收入为4,140.36元,消费支出为3,223.85元,城乡居民收入比为3.33,城乡居民消费比为3.101。这充分显示了我国经济的二元化特征,客观上造成了农村消费和城市消费模式上的差异性。在研究我国居民消费行为问题时不能一概而论,而应区别农村和城市分别进行研究,从而全面了解我国居民的消费模式以及城乡之间的差异,并采取有效合理的措施来拉动我国的消费需求,推进我国经济的科学发展。

一、基本理论

1、理论解释。在诸多的消费理论中,凯恩斯的绝对收入假说占有极其重要的地位。凯恩斯的消费理论认为:在现实生活中,决定消费支出的因素很多,如收入水平、商品价格水平、收入分配状况、利率水平、消费者偏好、消费者年龄构成以及制度、风俗习惯等,其中收入水平是最重要的因素。假定在决定人们消费的众多因素中,除收入以外,其他因素保持不变,则消费函数反映的是消费支出水平与可支配收入水平之间的依存关系。如果用C代表消费,Y代表收入,那么可以把消费函数写为:c=f(y)。对此,凯恩斯认为,存在一个基本的心理规律,即随着人们的收入增加,消费也增加,但消费的增加不及收入增加的多。

2、模型构建

Ci=C0i+βiYi+μi(1)

LCi= C0+γiLYi+μi(2)

其中:Ci为居民人均消费支出;Yi为居民人均年收入;μi为随机误差项;C0i为人均年基本消费需求;βi为居民边际消费倾向;LCi为居民人均消费支出取对数后的值;LYi为居民人均年收入取对数后的值;γi为消费弹性;i=1、2,1为城镇、2为农村。

3、数据来源。2007年31个省、自治区和直辖市的城乡居民人均消费和人均收入数据均来源于《2008年中国统计年鉴》。

二、实证分析

1、模型的分析。根据方程(1)和(2),采用eviews3.1的普通最小二乘法,分别对城乡居民消费函数进行了回归。

(1)城镇居民消费模型估计结果与分析:

F=583.1439DW=1.9336

其中,uhc表示城镇居民的人均消费;uhi表示城镇居民的人均可支配收入。

由(3)式的回归结果看,模型拟合较好。可决系数R2=0.9526,表明模型在整体上拟合的非常好。从斜率项的t检验值看,大于5%显著水平下自由度为n-2=29的临界值t0.025(29)=2.045;并且从斜率项的值看,0

F=47.3036DW=1.8507

其中,luhc表示城镇居民的人均消费取对数后的值;luhi表示城镇居民的人均可支配收入取对数后的值。

由(4)式的回归结果看,模型拟合也较好。可决系数R2=0.942,表明模型在整体上拟合的非常好。从斜率项的t检验值看,大于5%显著水平下自由度为n-2=29的临界值t0.025(29)=2.045;并且从斜率项的值看,0

(2)农村居民消费模型估计结果与分析:

F=247.8769DW=1.4617

其中,rhc表示农村居民的人均生活消费;rhi表示农村居民的人均纯收入。

由(5)式的回归结果看,可决系数R2=0.8953,表明模型在整体上也拟合的较好。从斜率项的值看,0

F=229.3123DW=1.6389

其中,lrhc表示农村居民的人均生活消费取对数后的值;lrhi表示农村居民的纯收入取对数后的值。

由(6)式的回归结果看,可决系数R2=0.958,表明模型在整体上拟合的也非常好。从斜率项的值看,0

2、城乡居民消费行为分析

(1)城乡居民消费行为描述分析。2007年城镇居民可支配收入最高的上海市为23,622.73元,最低的甘肃省为10,012.34元;农村居民纯收入最高的上海市为10,144.62元,最低的甘肃省为2,328.92元;城乡人均收入比值最小的上海市为2.3286,最大的贵州省为4.498。这说明就收入水平来说,第一,我国城乡居民收入水平总体上呈上升趋势;第二,地区与地区之间无论城镇居民还是农村居民的人均收入差距是明显的;第三,同一地区城乡居民的人均收入差距也是明显的,城乡居民人均收入差距有逐年拉大的趋势。

2007年城镇居民消费最高的上海市为17,255.38元,最低的青海省为7,512.39元;农村居民消费最高的上海市为10,144.62元,最低的贵州省为1,913.71元;城乡年人均消费比值为最小的上海市为1.9509,最大的为贵州省为4.0543。这说明就消费水平来说:第一,随着我国城乡居民人均收入的递增,居民年人均消费性支出总体上呈上升趋势;第二,地区与地区之间无论城镇居民还是农村居民的人均消费差距是明显的;第三,同一地区城乡居民的人均消费差距是也是明显的,城乡居民人均消费差距有逐年拉大的趋势。

(2)城乡居民消费行为计量检验分析。从消费函数方程(3)和(5)看,一方面城镇居民的边际消费倾向为0.69197,而农村居民则为0.37195,农村居民的边际消费倾向高出约为0.0275,这符合经济学基本原理,即低收入者的边际消费倾向高于高收入者,城镇居民的消费在收入增加中所占比例较低,城镇居民较为富裕;另一方面我国城镇居民基本消费为450.33元,而农村居民基本消费为179.19元,表明我国农村居民的生活水平远低于城镇居民。

从消费函数方程(4)和(6)看,城镇居民消费收入弹性为0.948,农村居民消费收入弹性为0.853,都缺乏弹性。也就是说,城镇居民收入每增加1%,消费增加0.948%;农村居民收入每增加1%,消费增加0.853%。

三、结论与建议

根据上述分析可得出:第一,凯恩斯的绝对收入假设消费函数理论比较符合目前我国居民的消费行为,所以要想提高农民的消费水平就必须增加农民的收入水平;第二,城镇居民的边际消费倾向要低于农村居民的边际消费倾向好几个百分点,说明城乡间由收入的差别导致消费差别的现象还十分严重,因此政府在收入政策制定上更应该向农村倾斜;第三,地区与地区之间无论城镇居民还是农村居民的人均收入和人均消费差距是明显的,要引起重视,要进行正确引导和加强调节,做到区域协调发展;第四,同一地区城乡居民的人均收入和人均消费差距也是明显的,城乡居民人均消费差距有逐年拉大的趋势,要注意地区内部的协调发展。总之,要根据影响收入及其分配的有关因素,采取相应措施以提高城乡居民收入,推动其消费。

(作者单位:安徽理工大学)

居民消费水平论文篇（8）

居民消费水平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，它反映一个国家或地区居民的一般消费水平。

改革开放以来，我国的经济运行机制有了极大的改变，人民生活水平不断提高，消费水平也越来越高，如何提高居民收入的整体水平，进而提升我国国民收入整体水平，是社会的热点问题，也是本文研究的出发点。本研究以分析居民消费水平为目的，从《中国统计年鉴》获得1981-2009年的样本数据，用计量的方法构建模型，将居民消费水平做为被解释变量，在前人的基础上总结了几个因素做为解释变量，包括国内生产总值、城乡居民人均收入、人口自然增长率、居民消费价格指数，文中对模型进行了回归分析，具有较高的操作性。

一、单因素分析

（一）国内生产总值对居民消费水平的影响

由经济理论可知，经济发展水平与居民消费水平有密切关系。为了研究居民消费水平和经济发展水平的关系，本文把国内生产总值作为经济发展水平的代表性指标。其中，设居民消费水平为Yt，国内生产总值为X1，因此，有以下模型：

从回归结果可以看出，拟合优度=0.981，模型拟合度很好，可决系数很高，表明国内生产总值确实对居民消费水平有显著影响。其中，GDP每增长1亿元，居民消费水平平均增加0.026元。

（二） 居民人均收入对居民消费水平的影响

考虑到我国城乡差距较悬殊，本文将重点考察城镇居民和农村居民的可支配收入对消费水平的影响。设城镇居民人均可支配收入为X2，农村居民人均纯收入为X3，可得到以下模型：

从回归结果可以看出，拟合优度分别为0.998，0.996，两个模型的拟合度都很好，表明城镇居民和农村的可支配收入确实对居民消费水平有显著影响。另外，表中也表明了农村居民人均纯收入对居民消费水平的影响大大超过了城镇居民人均可支配收入对居民消费水平的影响，可见，目前农村的消费需求大于城镇居民的消费需求。

（三）人口自然增长率对居民消费水平的影响

人口的多少与消费水平的高低有密切的关系。由经验分析可知，在人口数量一定的情况下，经济发展水平越高，消费品数量越多，那么居民消费水平就会越高；反之，在经济发展水平稳定的条件下，人口数量的多少就决定着消费水平的高低。因此设自然增长率为解释变量X4，得以下模型：

从表5可以看出，拟合系数只有0.118，很低，且t统计检验不显著，这与理论相违背，可能与统计数据误差以及估计方法有关系。

二、多因素分析

在上述回归分析的基础上，综合考虑各解释变量对居民消费水平的影响，将除了消费物价指数外的所有变量放入模型中，进行回归分析，得到以下回归结果：

由上表可以看出，解释变量之间确实存在高度线性相关，于是运用OLS方法逐一求Y对各个解释变量的回归，发现加入X1，X4的效果都不好，T检验都不显著。另外我们结合经济意义和统计检验，最终得到如下模型：

Yt=-87.997+0.325X2+0.696X3

（-5.168） （20.605） （12.909）

此模型的拟合程度非常好，说明城乡居民人均收入对居民消费水平的直接影响最大。农村居民人均纯收入每增加1元，居民消费水平平均增加0.696元；城镇居民人均可支配收入每增加1元，居民消费水平平均增加0.325元。

三、结语

本文对我国居民消费水平的影响因素进行了计量分析，结果表明城乡居民人均收入对居民消费水平的直接影响最大。因此应大力发展生产力，提高居民整体收入水平，特别是农村居民收入水平，作为农业大国的中国，应重点调整农业结构，提高农产品品质，建立有利于农民增收的产业体系，完善社会化服务体系。

参考文献

[1] 易丹辉.数据分析与EViews应用[M].北京：中国统计出版社，2007.

居民消费水平论文篇（9）

 

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

一、改革开放以来我国城乡居民收入差距

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

资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。

图1 全国城乡居民收入差距状况图(1978—2009年)

资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。

图2 全国城乡居民收入差距比【1】图(1978—2009年)

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

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

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

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

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

二、二元经济结构下城乡居民的消费差异比较

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

1、城乡居民消费水平比较

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

资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。

图3 全国城乡居民消费水平差距比率图(1978—2009年)

2、城乡居民人均消费性支出比较

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

3、城乡居民消费结构比较

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

表1 20世纪90年代以来我国城乡居民消费结构对比 单位：%

 

指标

1990年

1995年

2000年

2007年

2009年

农村

城镇

农村

城镇

农村

城镇

农村

城镇

农村

城镇

食品

58.80

54.25

58.62

50.09

49.13

39.44

43.08

36.29

41.0

36.5

衣着

7.77

13.36

6.85

13.55

5.75

10.01

6.00

10.42

5.8

10.5

居住

17.34

6.98

13.91

8.02

15.47

11.31

17.80

9.83

20.2

10.0

家庭设备用品及服务

5.29

10.14

5.23

7.44

4.52

7.49

4.63

6.02

5.1

6.4

医疗保健

3.25

2.01

3.24

3.11

5.24

6.36

6.52

6.99

7.2

7.0

交通通信

1.44

1.20

2.58

5.18

5.58

8.54

10.19

13.58

10.1

13.7

教育文化

娱乐服务

5.37

11.12

7.81

9.36

11.18

13.40

9.48

13.29

8.5

12.0

其他商品

及服务

0.74

0.94

1.76

3.25

3.14

3.44

2.30

居民消费水平论文篇（10）

1、引言

近年来，随着经济的持续发展，居民收入水平有了很大提高，但是河南省的居民消费率却持续下降，由2004年的60.14%降低到2013年的48.86%。针对居民消费需求不足，国内学者做了很多研究。如社会保障体系的不健全以及对未来支出和消费的不确定导致了中国居民低消费[1]，我国城乡收入分配不均导致居民低消费[2]。除此之外，由于儿童、老年人和中青年对消费的偏好、方式都不尽相同，人口年龄结构对消费也会产生重大影响。

2、文献综述

涉及到人口年龄结构与居民消费关系的理论是生命周期假说。按照该假说，消费者按照效用最大化原理，将一生的预期总收入在不同的年龄段进行最优配置。生命周期假说含有一系列的假定：工作期间保持收入不变，没有不确定的因素，不留遗产给后代等等。但是在现实中，退休人口可能会遗赠一部分财产给子女；他们还会保留一些储蓄以应付未预期到的支出，因此，遗赠动机和谨慎动机会部分抵消因老龄人口上升而引起的总储蓄率的下降。相反， 如果工作人口比例的上升伴随着长期人均收入水平的增长，人们可能会因为预期到将来的收入增长而增加消费，这会部分抵消因劳动人口上升而引起的总储蓄率的上升[3]。

国内众多学者对我国现阶段居民消费需求不足的原因是多方面的。其一，中国经济结构正处于快速变化之中，社会保障体系尚未完善，未来支出和收入的不确定性，导致居民预防性储蓄增多，造成中国现阶段总消费不足[4]。其二，中国收入分配不均、贫富差距加大也会造成现阶段总消费不足[5]。其三，即使收入大幅度增加，消费者仍将受消费惯性的制约。

而在相关的文献中，关于人口结构变化对居民消费的影响研究不多。王刚[6]认为人口老龄化将会降低未来的消费水平和消费增长率。李春琦，张杰平认为少儿抚养系数与居民消费率呈显著负相关。李文星等[7]利用中国1989―2004 年省际面板数据，发现我国居民消费受儿童抚养系数的微弱负影响，老年抚养系数与居民消费的相关性不显著。随后，康建英[8]却得出了与上述观点相反的结论。王宇鹏[9]研究表明老龄人口的增多不仅没有降低消费，反而显著促进消费增长，而少儿抚养系数对城镇居民消费影响不显著。

3、计量模型和实证分析

3.1变量选取与数据来源

本研究中所使用的人口年龄结构和居民消费数据是年度时间序列数据，考虑到数据的可得性，时间跨度为2004-2013年。本文所用到数据均来自《河南省统计年鉴》。本文的解释变量为：

1.居民消费率（CGDP）。居民消费率是指一个国家或地区在一定时期内，居民消费总额在当年国内生产总值中所占的比重，它已经成为衡量宏观经济运行状况的重要指标。居民消费率的异常高低均会造成宏观经济结构失衡，影响国民经济持续增长和健康发展。

2.少儿抚养系数（YD）。少儿抚养系数=（0-14 岁人口）/（15-64 岁人口）。

3.老年抚养系数（OD）。老年抚养系数=（65 岁及以上人口）/（15-64 岁人口）。

4.城乡收入比（RUI）。城市居民家庭人均可支配收入与农村居民人均收入之比。

5.人均收入水平（lnNC）。城镇居民人均可支配收入和农村家庭人均收入的加权平均并取对数。

6.公共财政盈余或赤字与GDP 之比（FISD）反映财政政策是否影响居民消费。

3.2计量模型及回归分析

基于上述理论及有关影响居民消费率因素的文献，本文选用多元线性回归模型，引入滞后消费，建立下列方程：CGDP=。

首先来对回归结果整体分析，=0.9587，调整的=0.9071，说明该回归方程的拟合优度好，解释变量对被解释变量的解释较好。回归方程总体通过显著性水平α=0.01的F检验，说明该方程有显著的意义。

表3-1 居民消费率回归分析结果

其次，从单个变量来看，YD的回归系数为0.831，与居民消费率呈正相关，与生命周期假说相一致。另一方面关注变量OD的回归系数为1.588，与居民消费率同样呈正相关，与生命周期假说相一致。

儿童抚养系数和老年抚养系数增加都使得消费增加。首先，随着生活水平的提高，尤其是近些年的计划生育政策，使得每一家只有一个孩子，父母总是想给孩子最好的，因此家庭在孩子身上的消费就会增加很多；其次现今社会污染更加严重，人们的身体素质越来越差，老年人的身体状况也越来越差，而现在的医疗水平却比之前有了很大的进步，因此，老年人花费在就医看病上的消费就相应会增加。

城乡收入差距对河南省的消费率负相关，进一步证实了收入分配不均对消费的影响，FISD与居民消费呈正相关，表明政府支出或转移支付的增加将对居民消费水平产生引致效应。

4、政策与建议

本文研究发现：河南省的年龄结构对居民消费的影响与生命周期理论一致；城乡收入差距是导致居民消费下降的一个重要因素；河南省公共财政支出对居民消费率产生引致效应，因而可以扩大财政支出，进而提高居民消费。

针对本文的结论，有以下刺激消费的建议：首先要发展多元的教育产业，扩大居民对教育的消费，不尽要加大对孩子的教育投资，同时也要加大对不同年龄结构的教育投入；其次细分消费品市场，刺激不同年龄结构的消费水平；第三加大银行业的消费信贷。此外，提高收入水平、健全社会保障制度也能进一步提高河南居民消费水平。

参考文献

[1] 罗楚亮.经济转轨、不确定性与城镇居民消费行为[J].经济研究，2004（4）：100-106.

[2] 袁志刚，宋铮.人口年龄结构、养老保险制度和与最优储蓄率[J].经济研究，2000 （11）：24-32.

[3]李文星.论年龄结构与居民消费的经验关系[J]. 当代经济，2008，07：38-39.

[4]龙志和，周浩明.中国城镇居民预防性储蓄实证研究[J]. 经济研究，2000，11：33-38+79.

[5]袁志刚，朱国林. 消费理论中的收入分配与总消费――及对中国消费不振的分析[J].中国社会科学，2002，02：69-76.

[6]王刚.人口老龄化对居民储蓄的影响分析――以北京市为例[J].经济问题探索，2006，09：143-148.