引論：我們為您整理了13篇居民消費水平論文范文，供您借鑒以豐富您的創作。它們是您寫作時的寶貴資源，期望它們能夠激發您的創作靈感，讓您的文章更具深度。

篇1

一、研究對象與方法

1．1研究對象

本文在研究對象的選取上采用簡單隨機抽樣的方法，在三市的各社區中隨機抽取了韭菜園辦事處、朝陽街辦事處(長沙芙蓉區)、金盆嶺辦事處、城南路辦事處(長沙天心區)、麓山南路辦事處、銀盆嶺辦事處(長沙岳麓區)、望麓園辦事處、伍家嶺辦事處(長沙開福區)、左家塘街道辦事處、井灣子街道辦事處(長沙雨花區)、中洲路街道辦事處、五里堆街道辦事處(湘潭岳塘區)、雨湖路街道辦事處、中山路街道辦事處(湘潭雨湖區)、宋家橋街道辦事處、仙庾鎮街道辦事處(株洲荷塘區)、建寧街道辦事處、五里墩鄉街道辦事處(株洲蘆淞區)、田心街道辦事處、清水塘街道辦事處(株洲石峰區)天臺科技園、金德工業園(株洲高新區)等22個社區，然后在抽取的每個社區中再隨機抽取各年齡段的居民進行體育消費現狀調查。

1．2研究方法

1．2．1調查法

(1)問卷調查法。根據本課題的研究任務設計了《經濟圈社區居民體育消費水平的現狀調查問卷》，共發放問卷2200份，調查居民共分5個年齡段(16—30歲、31—4O歲、41—5O歲、51—59歲、6O歲以上)，每個年齡段發放440份問卷，平均每個社區每個年齡段發放2O份。回收問卷1970份，回收率89．55，有效問卷1922份，有效率97．56。問卷的回收率和有效率均滿足社會學分析和統計學樣本量的基本要求。

(2)訪談法。對三市部分社區的居民進行訪談，調查了解了居民的日常消費及體育消費的支出情況；在體育方面花錢是否值得；錢都花在了哪些方面；社區居民的體育態度；影響其參加體育鍛煉的因素及日常活動情況等。這些內容也是設計本論文普查問卷的理論依據。

1．3數理統計法

對調查所獲得的各項數據，運用SPSS11．0統計軟件進行統計分析。

二、研究結果與分析

2．1不同性別的社區居民體育消費水平的分析

經濟圈社區居民體育消費支出在性別上存在一定差異，在過去的一年中，體育消費平均在100元以下的女性居民占54．65，男性是53．83，這個比率基本相等．但平均消費100—300元的女性居民與男性居民相比呈上升趨勢，體育消費在300元以上的呈下降趨勢。男性居民去年的平均體育消費金額為157．85元，而女性的平均體育消費金額為123．96元，見表1。

從以上結果可以看出，在“健康第一”的影響下，女性與男性都喜歡參與體育運動，但在消費觀念上，女性比男性節約，以致女性500元以上的體育消費的比率是男性的5O，使女性整體體育消費水平低于男性。

2．2不同年齡段的社區居民體育消費水平的分析

從調查的數據中可知，16-30歲的居民群體在體育消費支出上明顯高于其他年齡段的居民群體(見表2)。16—30歲的群體體育消費平均消費金額為222．38元，而31—4O歲的群體體育消費平均消費金額為143．25元，41—5O歲的群體體育消費平均消費金額為130．73元，51-59歲的群體體育消費平均消費金額為107．57元，60歲以上的群體體育消費平均消費金額為90．67元。30-4o歲、41—5O歲的社區居民參加體育鍛煉的比率低于51—59歲、6O歲以上的居民，而體育消費支出卻高于51—59歲、6O歲以上的居民群體，這說明體育消費水平的高低并不與參加體育鍛煉的人數成正比，這種消費水平的差距在一定程度上是由于消費動機造成的。

2．3不同文化程度的社區居民體育消費水平的分析

因為“體育消費盡管也包含少量對物質產品的消費，但就整體而言，它屬于服務產品消費，是文化消費的一種”，它“具有能力的層次性”。在物質消費活動中，一般來說只要擁有，就能消費，只是因為，最基本的物質消費是人的本能。但體育消費則不同，它要求具有很高的消費能力，即必須具備與體育消費相適應的知識、經驗和技能。體育消費能力強的消費者，能夠消費多樣化的體育產品，而體育消費能力弱的消費者則只能消費淺顯、單一的體育產品，這種文化程度的不同造成了體育消費水平的差異。

2．4經濟圈社區居民體育消費水平的總體分析

通過對數據的分析可看出(表4)，年平均體育消費在100元以下的人群占整個經濟圈城市居民的53．65，也就是說：經濟圈城市居民群體中有超過一半的人群每月用于體育的花費低于9元，平均到每天低于0．3元，這個數據令人堪憂。根據世界衛生組織的調研報告，當前人類健康狀況非常嚴峻，約15為健康者，15為病患者，7O左右的人處于“亞健康狀況”，我國近期的調研結果與上述結果相似，且“亞健康狀況”的比例有進一步攀升的跡象。處于“亞健康狀況”的以中年人為最多，造成這一現狀的原因主要是因為缺乏體育鍛煉。

從表中可看出，年體育消費金額在100—500元之間的群體，隨體育消費金額的增長數量呈上升趨勢，而到500元以上又呈現下降的趨勢：年消費在500元以上城市居民占總人數的8．65％，這一群體在體育產業學中被稱為體育高消費群體，雖然這一部分人的比率不高，但是，這足以說明全國性健身運動的蓬勃興起給體育產業帶來的巨大影響。由于城市居民家庭年收入快速增長，使他們在經濟上具備進行體育消費的能力，隨著我國整體消費結構的提升，人們對健康和生活質量的追求會進一步提高，并且我國改革開放的力度不斷加大，經濟全球化對居民消費的影響會進一步增大，體育消費將會成為人們日常消費中的一個重要內容。:

篇2

一、重慶農村居民消費現狀及特點

西部大開發和鼓勵農業政策促進了重慶農村經濟的發展，生產規模和生產效率有了明顯提高，農村居民收入不斷增長，消費水平也逐漸上升。1998-2008年農村居民消費總額從333.41億元增至581.91億元，提高74.53%；人均生活消費從1417.08元上升至2008年的2884.92元，年平均增長7.37%，剔除物價上漲因素實際增長5.8%。但與重慶城鎮居民相比，農村消費水平明顯滯后，在消費層次上相差兩個等級。2008年重慶農村人口占全市總人口的73.8%，而消費總額卻只占居民總消費的20.9%，農村消費明顯乏力。

（一）農村居民消費水平偏低，增長緩慢

重慶農村居民人均消費支出不僅遠遠低于重慶城鎮居民，也低于全國農村人均水平（見表1）。重慶農村與全國農村人均之比從1997年的1.26:1下降至2008年的0.79:1（全國人均為1）；與重慶城鎮人均之比從1997年的0.29:1進一步下降為2008年的0.24:1（城鎮人均為1），農村人均消費還不及城鎮的1/4，而這種顯著落后的差距還有逐漸擴大的趨勢。就是與西部省份相比，2008年重慶農村居民人均消費居四川、云南、陜西、青海和寧夏五省之后，也處于較落后水平。

表1居民人均消費支出單位：元

年份

全國農村居民

重慶城鎮居民

重慶農村居民

1998

1128.16

4894.54

1417.08

1999

1144.61

5352.44

1388.64

2000

1284.74

5475.17

1395.53

2001

1364.08

5765.07

1475.16

2002

1541.83

6360.2

1497.72

2003

1656.32

7118.06

1583.31

2004

1842.75

7973.05

1853.94

2005

2231.14

8623.29

2142.12

2006

2533.91

9398.69

2205.21

2007

2970.65

9890.31

2526.7

2008

篇3

引言

跟據國家統計局海南調查總隊抽樣調查的資料顯示，2013年海南農村居民的人均純收入達到8343元，同比增加了935元，名義增長了12.6%，扣除價格因素的影響，實際增長了9.7%。近年來隨著農村經濟的發展以及城鎮化進程的推進，越來越多的農民進城務工或從事非農經營，農民非農產業收入占總收入的比重不斷提高，而農業收入占農民總收入的比重不斷降低，農民的收入結構已向更穩定的方向轉變。2013年海南農村居民人均生活消費支出為5467元，同比增加了731元，名義增長了15.4%，扣除掉價格因素，實際增長了9.3%。從消費類別看，享受型、發展型等非食品類支出增長快于食品類支出，農民生活質量繼續改善。

雖然海南農村居民收入有所提高，但是增長速度緩慢，農村消費環境改善緩慢，農村消費水平難有提高。我國農村的消費市場具有很大的潛力，因此一個很重要的問題是如何去挖掘農村的消費潛力。分析海南省農村居民消費水平的主要影響因素，對于提高海南省農村居民消費水平，促進海南省經濟的發展有重要意義。

一、建立模型

1.模型估計

分析1993-2013年海南省農村居民收入、農村家庭人均純收入、商品零售價格指數的時間序列數據。

由數據分析，建立模型：

Yt=β0+β1X1+β2X2+μt

β0為沒有任何因素影響下農村居民的消費水平；β1為農村居民家庭人均純收入對農村居民消費水平的影響；β2為商品零售價格指數對農村居民消費水平的影響；μt是隨機擾動項。

根據以上數據，估計結果以下：

Yt=1387.978+0.793391 X1C13.14005X2

（704.3340） （0.024215） （6.597850）

t=（1.970625） （32.76379） （-1.991566）

R2=0.984346 Adjusted R-squared=0.982607

F=565.9392 DW=0.698484

根據以上模型，R2=0.984346，Adjusted R-squared=0.982607，可決系數高，擬合度較好。說明了海南省農村居民家庭人均純收入與商品零售價格指數對農村居民消費水平的影響比較顯著。

參數β1=0.793391，β2=-13.14005，而且0

由H0：β1=β2=0，設顯著性水平α=0.05，通過F分布表可查出自由度為k-1=2， n-k=18的臨界值Fα（2，18）=19.4，由上表知F=565.9392> Fα（2，18）=19.4，所以應拒絕原假設H0：β1=β2=0，回歸方程顯著，農村居民家庭人均純收入和與商品零售價格指數連結起來對“農村居民消費水平”有顯著影響。

針對H0：βj=0（j=1，2），給定顯著性水平α=0.05，查t分布表的自由度為n-k=18的臨界值tα/2（n-k）=1.734.由上表知β1、β2所對應t統計量分別是32.76379、-1.991566，它的絕對值均大于tα/2（n-k）=1.734，可以分別拒絕各個H0，說明了在其他解釋變量不變下，解釋變量商品零售價格指數與農村居民家庭人均純收入分別對被解釋變量農村居民消費水平的影響都顯著。

2.計量經濟意義的檢驗

（1）多重共線性的檢驗

令Y分別對X1、X2做回歸

計算各解釋變量的相關系數，選擇X1、X2的數據，相關系數矩陣如圖：

Y和X1的組合是最優方程，雖然X2跟Y的擬合度不好，但是引入了X2后，R2=0.984346，大于Y和X1回歸后的R2=0.980897，對整體模型來說X2這個解釋變量具有改善作用，并且t檢驗也符合，因此解釋變量X2不能舍棄，模型可認為不存在多重共線性。

（2）異方差檢驗

對模型進行White檢驗

可得出nR2=8.606542，由White檢驗知，在顯著水平α=0.05下臨界值χ20.05（5）=11.0705，比較統計值與臨界值，nR2

（3）自相關檢驗

由上得DW=0.698484，若給定α=0.05，查表得DW檢驗臨界值dL=1.125、du=1.538，因為du

二、結論

通過模型說明了農村居民家庭人均收入對消費水平有很大的影響，因此提高消費水平的重要手段就是要增加農村居民的收入。商品零售價格指數對于消費水平來說也有一定的影響，但它受到通貨膨脹率以及經濟發展水平等因素的影響。

參考文獻：

[1]國家統計局.中國統計年鑒.

[2]王真.農村居民消費主要影響因素分析.學年論文.2011（5）.

[3]肖毅.石海峰.海南省農村居民消費需求影響因素分析.

[4]龐浩.《計量經濟學》.科學出版社..

篇4

按照經濟學的分析,社會需求包括消費需求,投資需求和凈出口。消費需求作為其中很重要的一部分,對總需求具有很重要的影響,進而對總需求政策的制定也有明顯的影響,它影響著宏觀經濟的均衡發展。

現階段,我國有條件也有必要依靠擴大國內需求尤其是居民消費需求促進經濟發展。首先,我國處于居民消費結構優化升級的發展階段,較高的國民儲蓄率和巨大的國內市場潛力為拉動需求增長提供了物質條件。其次,我國居民生存型消費需求已基本得到滿足并正向發展型消費需求升級過渡,但產業產品結構、收入分配結構、區域協調發展程度及消費政策和觀念等嚴重滯后于消費結構升級變化的需求,既導致了消費需求的縮減,也給社會生產造成了不良影響,因此,我們必須擴大內需,推動經濟增長。

關于如何擴大國內需求方面,中央經濟會議曾指出增加居民消費是重點。從理論角度講,消費需求的具體內容主要體現在消費結構上,要增加居民消費,就要從研究居民消費結構入手,只有了解居民消費結構變化的趨勢和規律,掌握消費需求的熱點和發展方向,才能為消費者提供良好的政策環境,引導消費者合理擴大消費,才能促進產業結構調整與消費結構優化升級相協調,才能推動國民經濟平穩、健康發展。

二、影響消費水平的因素分析

(一) 模型建立與求解

居民消費水平受諸多因素的影響,例如收入水平,消費價格指數以及恩格爾系數。下表給出了從1991年到2010 年消費水平的相關數據。基于表1和表2的數據,分別建立城鎮、農村居民消費水平關于其三個影響因素的多元線性回歸模型,進行逐步回歸分析。

(二)模型檢驗

1、經濟意義檢驗 根據回歸結果:城鎮:y?4672.999?0.736x1?5.937x2?52.900x3 農村:y?470.486?0.721x1?1.793x2?8.827x3,得知,其中x1前面的系數0.736與0.721分別表示在城鎮(農村)居民消費價格指數和城鎮(農村)居民恩格爾系數不變的條件下,城鎮居民人均可支配收入(農村居民人均純收入)每增加1元,城鎮(農村)居民消費水平絕對數平均增加0.736元(0.721元),與理論中描述的居民收入水平增加對居民消費水平變化有明顯的影響,居民收入水平是影響消費水平增長的重要原因這個結論是一致的。

2.統計推斷檢驗

(1)擬合優度檢驗:

由上面分析數據知兩個模型的決定系數R分別為0.994、0.998,調整文秘站:的決定系數為0.992、0.998,可見解釋變量與被解釋變量間的關系極為密切,說明模型對樣本的擬合效果非常好,解釋變量能對被解釋變量99.4% 99.8%的離差做出解釋。

(2)方程顯著性檢驗—F檢驗

給定顯著性水平?=0.05,由表中可以看出F=823.034(3195.1),查F分布表中自由度分別為k=3,n?k?1?4的臨界值2F?3,4??6.59 ,由于0.05

F>F0.05?3,4?,所以認為在5%的顯著性水平下,Y對x1, x2, x3有顯著的線性關系,回歸方程式是顯著的,即城鎮居民家庭人均可支配收入(農村居民家庭人均純收入)、城鎮居民消費價格指數(農村居民消費價格指數)、城鎮居民恩格爾系數(農村居民恩格爾系數)聯合起來對被解釋變量有顯著影響。

(3)變量顯著性檢驗—t檢驗給定的顯著性水平?=0.05,查t分布表得出自由度為4的臨界值t?4?=2.776,由于回歸分析表中: 0.025

城鎮: t1?25.622,t2??0.371,t3??1.956

篇5

一、金融發展與消費的關系

金融發展與人們的生活密切相關，金融產品作為一種風險規避的途徑和取得收益的方式，已經深入到了每一個人的生活；金融工具的創新和金融設施的不斷完善為居民提供了多種支付手段，使生活更加便捷。總的來說，可以從以下三個方面總結金融發展對消費的影響：

首先金融市場具有風險分攤功能。根據生命周期持久收入假說，居民為了實現一生效用水平的最大化，會通過跨期消費來規避風險。所謂跨期消費，就是指將財富平均地分配于各期消費。在金融市場比較完備的狀況下，居民除了跨期消費選擇，還可以縱向上借助金融工具實現風險分擔的目的，化解外部沖擊，從而保持家庭的編輯效用水平不變。因而金融市場具有風險分擔功能，發達的金融市場上金融機構和金融工具能夠滿足居民的多渠道投資需求，將風險化整為零，從而影響居民消費水平。

其次金融業能夠促進經濟發展。完備的金融體系有利于增加儲蓄、促進資本積累，提高儲蓄-投資轉化率，進一步作用于社會生產的發展，最終帶動社會經濟發展，提升居民收人水平，增加居民消費。

再次，金融支付手段對消費有拉動作用。金融設施的不斷完善為居民多種支付手段的實現提供可能，各種金融工具的使用對現金有替代作用，能夠增加貨幣的流動性，刺激居民的消費需求。此外，金融設施的普及能夠營造良好的商業發展環境，通過促進商業發展進一步豐富消費元素。

二、指標選擇與數據來源1

為了進一步探究金融與消費之間的具體關系與作用機理，下面采用計量經濟學的方法進行分析，以期計算出金融與消費之間的定量關系。

（一）金融發展指標分析

金融發展表現為多個方面，包括總量上的增加、結構上的優化與效率的提升。對于金融發展水平的衡量目前沒有統一的指標。本文參考《山東省金融發展與經濟增長相關性的實證研究（1978-2004）》一文使用的指標，選取了以下3項代表金融發展水平的指標，并結合實際情況進行了相應調整。2

1.金融相關率指標（FIR）：由美國經濟學家雷蒙德.W.戈德史密斯（Raymond W Goldsmith）提出，是指某一時期一國全部金融資產價值與該國經濟活動總量的比值，常用金融相關率（FIR）去說明經濟貨幣化的程度，計算公式為M2/GDP。在本文中，金融資產的范圍包括廣義貨幣（M2）、股票市價總值和債券余額；債券余額為金融債券、國家債券和企業債券發行余額的合計值。

2.金融深化指標（DEPTH）。該指標表示金融中介相對于國民經濟的規模，麥金農將其稱作金融深化指標，代表了一國經濟貨幣化與金融深化的程度。但是，許多經濟學家認為，這一比率與經濟增長之間沒有理論聯系，銀行信用才是衡量金融發展的有用指標。由于受到可獲得數據的限制，本文以全部銀行信貸余額占GDP的比重作為度量金融深化的指標。

3.金融結構比率（FS）。該指標為債券和股票金融資產總量中的占的比重，用于衡量金融發展程度。本文通過金融結構指標進行間接考察，沒有單獨檢驗股票市場與經濟增長的相關性，因為我國股市發展時間較短，年度時間序列樣本數太小，難以得出有意義的檢驗結果，且山東省的數據也難以獲取。

為了避免數據的非平穩性和異方差，在下面的OLS分析中使用的指標是將上述指標的水平數據和比率指標轉化后的環比增長率指標，分別使用IFIR、IDEPTH和IFS。

（二）居民消費水平分析

居民消費水平是本文研究的重要變量，其衡量指標選取的是城鎮居民全年人均消費性支出。通過散點圖不難發現在這一時期內山東省居民的消費性支出有大幅提升并且保持了較高的增長率。這說明山東省居民的消費水平有明顯增長，生活水平有較大改善。

（三）控制變量指標分析

本研究選擇兩個經濟變量為控制變量：經濟總量（Z）和人均可支配收入（N）。其中，經濟總量（Z）的指標取值為GDP，人均可支配收入指標取值選為城鎮居民家庭人均可支配收入。

山東省歷年GDP統計圖如下，從表中看到在這一時期內山東省的GDP有大幅提升且增速越來越快，這說明近年來山東省的經濟飛速發展。

山東省歷年城鎮居民家庭人均可支配收入的絕對數和指數（相對于1978年）如下圖所示，這一時期居民家庭人均可支配收入有較大幅度的增加，但是2000年以后出現了波動。

三、計量經濟檢驗

設消費水平為變量Y，金融發展水平為變量X，其中金融總量、金融深化、金融結構的指標分別為X1、X2、X3；兩個控制變量經濟發展水平和人均可支配收入分別為Z和N。 建立模型：lnY=α+βlnXt+γ1lnZ+γ2lnN +εt

依據上式，為進行逐一計量檢驗，擬定12個回歸方程：

方程（1）：lnY =α+βlnX1+εt

方程（2）：lnY =α+βlnX1+γ1lnZ+εt

方程（3）：lnY =α+βlnX1+γ2lnN+εt

方程（4）：lnY =α+βlnX2+εt

方程（5）：lnY =α+βlnX2+γ1lnZ+εt

方程（6）：lnY =α+βlnX2+γ2lnN+εt

方程（7）：lnY =α+βlnX3+εt

方程（8）：lnY =α+βlnX3+γ1lnZ+εt

方程（9）：lnY =α+βlnX3 +γ2lnN+εt

使用山東省1980-2004年的數據，在Eview6上進行計量分析，進行OLS回歸的結果見下表：

通過上表可以看到，除了方程（4）3所有回歸結果都通過了擬合優度檢驗，且F值都很大，擬合度高，回歸模型整體上是顯著的。

四、結論與建議

分析上文計算結果，有幾下幾點實證結論：

1、三個金融發展指標中的金融深化指標（DEPTH）沒有通過顯著性檢驗，說明山東省居民的消費水平與金融深化之間線性相關關系較弱；但不能排除兩者之間存在其他相關關系。

2、金融發展指標中的金融總量和金融結構指標通過了顯著性檢驗，且擬合度較高，系數為正，說明山東省居民的消費水平與金融總量和金融結構之間有較強的線性正相關關系 。

3、加入控制變量經濟發展水平和居民人均可支配收入后，模型擬合度及參數顯著性得到明顯改善，說明經濟發展水平和人均可支配收入是金融發展水平與居民消費水平線性傳到機制中的重要中間變量。

針對以上研究的結論，山東省應從提升金融發展水平入手促進居民消費水平的提高，在擴大金融總量的同時，注重證券市場、保險市場等金融市場的建設、銀行信貸結構的優化和效率的提高，從而使金融發展在擴大我國居民消費中發揮更重要的作用。另外，經濟發展水平和居民人均可支配收入作為重要的傳導因素，對線性相關關系的建立有不可忽視的作用，要重視提高居民可支配收入。

第一，要抓住導致分配不公平的關鍵因素，逐個擊破。首先完善轉移支付，使財政支出有方向性地傾斜；其次，完善各項立法，加大執法力度，調節過高收入，取締非法收入，漂白各種“灰色收入”、“黃色收入”、“黑色收入”。

第二，調整稅收制度，提高居民收入比重。以促進居民收入普遍增長為目標，建立合理的稅收制度，探索建立并逐步完善包含遺產稅制度、資本增值稅制度、房地產增值稅制度等在內的個人所得稅征收體系，促進代際公平，抑制過高的非勞動收入，防止收入分化。在稅費征收上綜合考量居民收入總量和居民收入分配結構，合理計征，提高居民收入在國民收入分配中所占比重。

最后，建立以公平為目標的收入分配調節體系，從初次分配到再分配都注重公平，從增加居民可支配收入入手，增強居民的消費信心，促進居民消費水平的提高。■

參考文獻

篇6

1 消費支出增長加快

據江蘇省統計局網站2011年12月14日公布的數據顯示，江蘇農民消費支出2010年人均達6543元，比2001年翻了一番多，年均增幅10.8%。社會消費品零售總額也能說明農民消費水平的提高。2010年，江蘇社會消費品零售總額中鄉村地區實現1516.79億元，比2000年增長了85.2%，反映最近10a來鄉村地區的消費需求呈增長趨勢。

2 收入水平對消費的影響

收入是消費的基礎。自20世紀90年代末期至2003年，農民收入始終低速增長。1997年至2002年，農民人均純收入6年只增加549.5元，每年平均增長不到4%。盡管2003年以后，農村居民收入有所增加，但仍然十分有限，只有農民收入大幅增加，農村居民消費才能同步增長。

3 收入分配差距對農民消費的影響

目前，農村的收入和消費水平遠低于城市。江蘇省統計局2011年12月份公布的數據顯示，按收入5等份分組計算的高收入戶與低收入戶的差距由2000年的5.4：1變為2010年的6.7：1，絕對差距從2000年的6452元變為2010年的16983元，擴大了2.6倍。這個結果表明，農村居民中只有一部分人的消費可望得到擴大。

4 消費結構逐漸轉型

消費結構是反映居民生活消費水平、生活質量變化狀況以及內在過程合理化程度的重要指標。一般所指的消費結構就是衣食住行和文教、醫療等幾大類消費支出占生活消費支出的比例。目前，農民的教育消費太高，以高等教育為例，教育改革前，全國高校年人均學費僅為200元，1997年教育改革后，學費從1998年的1000余元攀升至目前的5000元左右。國家統計局的《2004年國民經濟和社會發展統計公報》表明，2004年全國農村居民人均純收入實際增長6.8%，但農村家庭的教育支出年增長率超過20%。教育費用的昂貴，是農民進行現期消費的“后顧之憂”。

5 農村社會保障機制不健全

預防性儲蓄理論認為，當消費者面臨收入的不確定性越大的時候，他更多的是依據當期收入來進行消費。而且，未來的風險越大，他越會進行更多的預防性儲蓄。當前，雖然農民收入有所增加，但出于謹慎動機，用于預防意外事件的貨幣量也隨之增加。例如，農村中“看病難”“養老難”仍是目前農民反映最強烈的問題。不久前，國務院發展研究中心組織專家實地調查顯示，52%的人頭痛感冒就自己買藥吃，有近20%的人是自我治療或者硬挺著等病好。農村社會保障機制不健全，使得農民有錢也不敢大膽增加現期消費。

6 農村消費環境較差

主要表現在：

6.1 鄉村道路建設問題突出

尤其是山區農村，農民有特產運不出，工業品也難以進入，形成一道較難逾越的鴻溝。

6.2 我國當前電視廣播

通訊設施雖然發展很快，但在農村尤其是廣大偏僻山區仍然是盲區，限制了廣播電視及手機等產品的消費。

6.3 因缺乏對消費品質量的有效監督

大量劣質產品擁入農村市場，農民深受其害，消費積極性嚴重受挫。

7 消費水平總體偏低

從總趨勢上看，江蘇農村居民消費支出不斷增長，但農民消費水平總體仍然偏低。2001～2010年江蘇地區生產總值使用額中，居民消費從3027.67億元增加到10942.82億元，年均實際遞增12.4%。其中：農村居民消費從1373.31億元增加到2676.41億元，年均僅遞增5%；而城鎮居民消費從1654.36億元增加到8266.41億元，年均遞增16.7%。由此可見，在江蘇近10a的經濟發展中，來自農民消費的貢獻非常小。

8 消費心理因素對農民消費的影響

現實生活中，農民的消費行為還受到傳統消費習慣和消費觀念的影響，如平時省吃儉用，到節假日過度消費，重視人情消費、非科學消費，消費方式講究從眾與求同，造成實際改善生活的支出受到擠占，使得農民消費增長乏力。

9 財政與金融市場的支持力度對農民消費需求的影響

近幾年，國家財政、金融在支持農村消費上做了很多工作，但相對于對城市消費的支持，還是很小的。就金融信貸來說，一來因農民金融信貸觀念相對落后，在生產生活消費時，如自有資金不足，大多數選擇向親戚朋友等個人借款，甚至向不法高利貸者借貸。其次是銀行等金融機構不太愿意向回報率較低、風險相對較大的農村或農民貸款。另外，宏觀經濟環境、就業機會等因素同樣會對農村消費產生作用，或將成為制約消費需求的阻力。

篇7

隨著居民收入的逐步上升與生活質量的不斷提高，居民生活引發的碳排放會越來越大。在國家積極探索內需拉動經濟的同時，如何有效地降低居民部門對碳排放的影響，是中國實現可持續發展、可持續消費的重要方面。促使居民生活碳排放減少的因素主要有居民消費碳排放系數、平均消費傾向、平均家庭規模、居民能耗結構等[1-3]，不過不同因素影響效應的程度與減排潛力存在明顯區別。首先，平均消費傾向呈現逐年下降的趨勢，對居民生活碳排放起著明顯降低效應，但不能依靠該因素達到降低碳排放的目的，因為這與國家大力刺激內需政策相左。其次，平均家庭規模雖是降低趨勢，但不可能一直縮小下去，按照2014年放開單獨“二胎”政策，倡導理想家庭模式為“三或四口之家”，所以未來依靠縮小家庭規模以達到降低居民生活碳排放的目的，是行不通的。再者，居民能源消耗結構呈現出無序的變動態勢、各種能源比例需要進一步升級、優化，盡量使其對居民碳排放的影響效應明顯化。最后，文獻對于碳排放強度對碳排放的顯著降低影響有著一致的結論[4-7]，這對研究中國居民消費碳排放系數對其碳排放的影響效應有重要借鑒意義，因此居民消費碳排放系數就成為基于居民部門節能減排工作的重要突破口。而居民消費碳排放系數取決于居民消費水平、居民消費模式以及居民生活用于購買能源產品的數量，屬于影響居民部門碳排放的內生因素[8-10]，簡而言之，與居民消費結構密切相關。鑒于此，根據居民消費結構與碳排放系數的變動特征，在考慮城鄉居民消費差異情況下，探討前者對后者的影響效應，并對使其降低的有效途徑進行相應探索是非常重要的。

1 居民消費結構與居民消費碳排放系數的變動

1.1 居民消費信息熵

消費支出用途與所占比重不同，無法綜合度量居民消費結構的動態演變規律，信息熵可以很好地解決這個問題。信息熵（Information Entropy）是對一種物質或體系運動無序度的量化[11]，反映其變動結構特征。將信息熵引入居民消費可以很好地考慮到不同消費項目所占的比重，反映居民消費結構演變規律。根據信息熵的計算公式，居民消費信息熵的計算方法如下：

為居民消費信息熵（Residential Consumption Information Entropy）， 表示類消費支出， 為 類居民消費支出。 綜合考慮各種消費支出的比重變化，反映居民消費結構特征，是對居民消費無序度的量化。數值越大，表示居民消費無序度越大；良好的居民消費結構是從無序向有序、由低級有序向高級有序的演變。但并不表示數值越大，相應的消費結構越好，而在有序的變動過程中，趨于穩定，才視為良好的發展狀態。

1.2 居民消費碳排放系數

借鑒生產總值碳排放強度與能源碳排放系數的定義，居民消費碳排放系數稱為萬元居民消費碳排放，表示為滿足單位居民消費水平所消耗的能源產生的碳排放。盡可能在滿足居民生活需求與提高生活質量的情況下盡可能降低滿足單位居民消費水平（或效用）所造成的碳排放，是國家積極探索內需啟動經濟發展、倡導可持續消費模式的重要方面。

1.3 居民消費結構與居民消費碳排放系數的動態演變特征

由圖1所示，1985～2013年中國居民消費結構與碳排放系數呈現不同方向階段性波動：

1985～1987年居民消費信息熵緩慢上升，居民生活水平較低，恩格爾系數較大，居民消費限于基本“衣食住行”。1988～1989年居民消費信息熵有輕微下降，主要由于家庭設備用品及服務類消費支出的比重上升，引起結構變動的混亂；同時家用耐用消費品的增加，加大居民生活對能源的消耗，造成碳排放系數上升。1993～2002年居民消費結構中食品與衣著類支出比重逐漸下降，居住、交通通信、家庭設備用品及服務等支出比重持續上升，居民消費結構處于由低級向高級的逐漸轉變過程中，居民消費水平有了顯著提高，快于居民生活碳排放，進而居民生活碳排放系數持續下降。

2003～2007年居民消費結構持續升級，引發居民對住宅、汽車與家用電器等消費熱點的需求，引起居民生活碳排放增加。這一時期居民的平均消費傾向整體下降，但對這幾類的消費傾向是上升的，進而促使這一時期居民生活碳排放系數的提高。2008～2013年居民消費信息熵與居民生活碳排放系數呈現不同方向變動，前者持續增加，能源與環境壓力的持續增強促使節能減排成為“十一五”規劃中重要的約束性指標[10]，政府大力倡導與宣揚可持續消費或綠色消費，鼓勵消費節能型產品，引導居民生活減少對能源的壓力，促使居民生活碳排放系數下降。

由上文分析不難看出，1985～2013年不同時段我國居民消費結構對居民消費碳排放系數的影響效應存在差異[12]。因此，中國居民消費結構如何升級、優化調整才能促進居民部門節能減排工作的順利進行呢？明顯看出，居民生活碳排放系數與居民消費結構變動之間呈現的是非線性特征，因此不能簡單地應用以往的線性模型設定兩者關系，應該建立適合兩者真實互動的關系的模型。閾值協整模型主要分析非線性序列，不同于以往假定變量之間呈現線性關系的模型，因此在考慮城鄉居民消費差異的情況下，構建非線性閾值協整模型，揭示中國居民生活碳排放系數因居民消費結構變動與城鄉居民消費差異不同而呈現機制轉移的非線性效應。

2 理論模型

2.1 城鄉消費差異的泰爾系數

由于我國呈現二元結構，城鄉消費水平存在很大差距，而居民消費水平受城鄉消費水平差距的影響，因此構建基于居民消費結構與碳排放系數的閾值協整模型時，需要兼顧城鄉居民消費水平的差異。文獻中度量城鄉居民消費水平常常采用人均消費支出，但該指標沒有反映城鄉居民人口比重的變化，故計算度量城鄉居民消費水平差異泰爾系數[13]，計算公式如下：

其中 分別為城鎮居民與農村居民， 為消費水平， 為人口。結果表明居民城鄉消費水平差距呈現先上升，繼而緩慢下降的變動趨勢。

2. 2 閾值協整模型的設定

表示居民消費碳排放系數， 表示居民消費結構變動信息熵， 表示城鄉居民消費差異的泰爾系數。為表征居民消費結構變動對居民碳排放系數呈現非線性影響效應，需要定義非線性光滑轉移函數 ，大小位于 連續函數，反映居民消費結構對其碳排放系數的影響效應隨著變動程度的不同而發生變化。其中 為閾值變量， 為機制轉移的位置。 為光滑參數，反映兩個之間平緩速度的快慢。 為閾值參數，表示機制發生轉移時閾值變量的取值。因此，居民消費結構與碳排放系數的閾值協整模型可設定為：

3 模型的檢驗與估計

3.1 變量的單位根檢驗

為確保數據適合構建閾值協整模型，雖然變量不一定是平穩序列，但一階差分序列必須是平穩的。換言之，要求變量為一階單整序列，即要通過變量的單位根檢驗。運用常用的兩種單位根檢驗方法即 與 法進行檢驗，結果顯示，雖然居民消費信息熵、碳排放系數與城鄉居民消費差異的泰爾系數不平穩，但一階差分不存在單位根，即三個變量是屬于一階單整序列，可以進行下一步的操作。

3.2 有關平滑轉移函數 存在與形式確定的檢驗

確定平滑轉移函數 是否存在與具體的形式，首先確定機制轉移發生的位置參數，其次進行非線性檢驗，證明在位置參數確定的情況下所設置的模型呈現非線性；最后確定平滑轉移函數的具體形式。

3.2.1 確定機制轉移位置參數

位置參數的確定方法是基于平滑轉移函數的三階泰勒展開[14-15]，將展開式代入式（3），重新參數化后得到：

針對不同的 運用OLS對式（2）進行估計，根據 函數值最小確定相對最優模型，或者擬合優度即 最大時所對應的 即為機制發生轉移的位置參數。本文選取 的取值范圍在 ，根據表1的結果，選取 最大時對應的 。

3.2.2 非線性檢驗

進行非線性檢驗，運用基于極限分布為 的 檢驗，原假設為不存在非線性，即展開式中 ，拒絕原假設，認為該模型存在非線性。由表2的檢驗結果得知，拒絕存在線性的原假設，即該模型存在非線性。

3.2.3 平滑轉移函數 具體形式的確定

通常平滑轉移函數形式有兩種，指數函數與邏輯函數，檢驗方法仍是 檢驗，不過原假設與備擇假設的設定不同，本文設定原假設 ； ； [16-17]，如果不拒絕 而拒絕 ，則式（4）中 為指數函數，否則為邏輯函數。根據表2的檢驗結果，拒絕 ，則可確定函數形式為邏輯函數。

3.3 閾值協整檢驗

根據估計的平滑轉移函數 的形式對式（4）進行估計，若模型估計的殘差是平穩序列，則該模型為閾值協整模型。可以采用部分殘差進行檢驗[18]，檢驗統計量設定為：

4 實證分析

4. 1模型的估計結果

為確定閾值參數，對式（4）進行 迭代估計，直至殘差平方和最小，估計結果如下：

光滑函數的結果反映在考慮城鄉居民消費差異的情況下，居民消費結構對居民生活碳排放系數產生長期效應，呈現非線性特征。其中光滑參數 ，表明這種非線性效應機制轉移的速度較為緩慢。

4.2 分階段分析

閾值參數 表明居民消費結構對居民消費碳排放系數的非線性轉移發生在居民消費信息熵等于1.905處。如圖2所示，1985～2002年居民消費信息熵小于估計的閾值參數 ，估計的光滑轉移函數 等于0或接近于0。居民消費結構對碳排放系數的影響效應遵循第一機制，由 反映。1985年與2002年居民消費信息熵分別為1.56與1.85，城鄉居民消費差異的泰爾系數分別為0.76與0.94，由于居民消費結構的變動引起居民生活碳排放系數分別下降了0.31與0.48。其他年份具有類似的結果，即在居民消費以“衣食住”為主的消費模式，居民消費水平還未達到小康水平，居民消費結構比較單一，處于低級變動狀態時，對居民生活碳排放系數的影響效應為負，利于居民生活能源效率的提高。

當居民消費信息熵圍繞在估計的閾值參數 周圍波動時，估計的光滑轉移函數 介于0與1之間，從而使得居民消費結構變動對居民生活碳排放系數的影響效應在第一機制與第二機制之間平滑轉移，由 反映，影響效應由負向正、繼而由正向負平滑轉換。2003～2007年居民消費結構中私家車、住宅、高端通訊工具等成為新的消費熱點，消費支出總量與比重快速增加，從而加大了居民生活碳排放。在2003年與2007年使得居民生活碳排放系數分別提高0.48與0.51，表明居民消費結構處于眾多消費項目分別變動，較為混亂的變動狀態，尤其是高能耗消費的增加，提高了居民生活碳排放系數。

2008～2013年居民消費信息熵大于估計閾值參數 ，估計的光滑轉移函數 等于1或接近于1，這段時期居民消費結構對居民生活碳排放系數的影響效應服從第二機制，由 反映。居民消費結構中各消費項目呈現不同方向的變動，但逐步形成以住宅、交通通訊、家庭設備用品及服務與教育文化娛樂服務類支出為主，食品支出為輔的消費格局。“節能減排”理念引導居民向低能耗與低排放的方向轉變，引起居民生活碳排放系數在2008年與2013年分別下降了0.124與0.127，居民消費結構變動對碳排放系數的影響效應為負，有利于居民生活中節能減排。但作用程度較弱，說明通過居民消費結構變動促進居民部門節能減排這一途徑還有很大的潛力與空間。

4.3 對居民生活碳排放系數的偏效應

根據估計結果分別計算居民消費結構與城鄉居民消費水平差距對碳排放系數的偏效應。如圖3所示，居民城鄉消費水平差異的泰爾系數對居民生活碳排放系數由負效應逐漸向正效應轉變，并且有逐漸增加的趨勢，表明城鄉消費差距逐漸成為阻礙居民部門節能減排的重要因素。居民消費結構的變動對居民生活碳排放系數的偏效應，呈現先降后升，而后由升向降平緩轉移的影響態勢，不過后續降低效應不具有明顯性。

5 結論

在考慮城鄉居民消費差異情況下，構建居民消費結構與碳排放系數的閾值協整模型。得到主要結論如下：

第一，1985～2013年中國居民消費結構變動對居民消費碳排放系數的長期效應，因消費結構優化、升級變動，而呈現非線性的轉換與演變：1985～2002年居民消費結構中“衣食”類支出逐漸下降，“住行用教”類支出比重上升，兩者比重接近，逐步形成“兩足鼎立”的消費模式，居民消費結構對碳排放系數的影響效應服從第一機制，呈現負效應。2003～2007年居民消費中“住行用教”類支出大幅度上升，并且屬于高碳排的消費項目，引起居民生活碳排放系數上升，這一時期居民消費結構呈現增加效應，在第一機制與第二機制之間平緩轉換。2008～2013年受節能減排政策以及可持續消費模式的影響，居民消費逐步向低能耗、低排放方向演變，進而引起居民生活碳排放系數的降低

第二，與之相一致，居民消費結構變動對碳排放系數的偏效應由負向正轉換，繼而向節能的方向演變，但負效應不是很顯著。同時城鄉居民消費差異對居民消費碳排放系數的影響效應整體上呈現負效應，逐漸向正效應演變，表明城鄉消費差異不利于居民部門碳排放系數的降低。

從長期上看，中國需要進一步優化居民消費結構，提倡可持續消費模式、降低居民消費碳排放系數；同時縮減城鄉居民消費差異，提高區域消費水平均衡化，從居民部門出發，促進節能減排工作的順利進行。

參考文獻：

[1] Lenzen M.Primary energy and greenhouse gases embodies in Australian final consumption：an input-output analysis[J].EnergyPolicy，1998（6）：495-506.

[2] Weidman Thomas.Examining the global environmental impact of regional consumption activities-parts 2： review of input-output models for the assessment of environmental impacts embodied in trade. Ecological economics， 2005.

[3] Park Hi-Chun.The direct and indirect household energy requirements in the Republic of Korea from 1980 to 2000-An inputCoutput analysis [J].Energy Policy ， 2007.

[4] Munksgaard J，Pedersen K. A，Wier M.Changing consumption patterns and CO2 reduction[J].International Journal of Environment and Pollution，2001，15（2） ：146-158.

[5] Vringer K，Blok K，Engelenburg B，Determining the primary energy requirement of consumption patterns[J]. Economics for Industrial Ecology， 2006.

[6] Qu Jiansheng，Zeng Jingjing，Li Yan，et al.Household Carbon Dioxide Emissions from Peasants and Herdsmen in Northwestern Aridalpine Regions，China[J].Energy Policy，2013（57）： 133-140.

[7] 柴士改.最終消費能源消耗及其碳排放研究[D].中南財經政法大學博士論文，2013：146-166.

[8] 周平，王黎明.中國居民最終需求的碳排放測算[J].統計研究，2011（28）7：72-78.

[9] 彭希哲，朱勤我國人口態勢與消費模式對碳排放的影響分析[J].人口研究，2010（34）1：48-58.

[10] 汪同三，吳承業.21世紀數量經濟學第11卷[M].社會科學文獻出版社，2011.294-304.

[11] 耿海青，谷樹忠，國冬梅.基于信息熵的城市居民家庭能源消費結構演變分析-以無錫市為例[J].自然資源學報，2004（2）：56-62.

[12] 向書堅，柴士改.最終需求間接能耗核算模型的改進研究[J].中國人口.資源與環境，2014（2）24：47-54.

[13] Shorrocks A.The Class of Additively Decomposable Inequality Measures， Econometrical， 1980：613-626.

[14] Choi，P.Saikkonen.Testing Linearity in Cointegrating Smooth Transition Regressions， Journal of Econometrics， 2004：341-365.

[15] Dijk V D.T，erasvirta P.H.Franse.Smooth Transition Auto regressive Models-A Survey of Recent Developments.Econometric Reviews， 2002：147-150.

[16 ] Sarantis N， Nonlinearit ies，Cyclical Behavior and Predictability in Stock Markets： International Evidence， International Journal of Forecasting ， 2001：459- 482.

[17] Terasvirt T.Specification，Estimation，and Evaluation of Smooth Transition Autoregressive Models，Journal OF The Americann Statistical Association， 1994：208-218.

篇8

“金融抑制與中國城鎮居民消費”

《經濟研究》工作論文WP394號

中國居民消費率遠低于其他國家，而金融抑制是中國居民消費水平低下、消費率持續下滑的重要影響因素。

理論上，金融抑制會導致消費增長率和未來消費水平下降，而對當期消費水平的影響則取決于財富效應和替代效應的相對大小。基于對微觀家庭數據的分析，真實利率壓低1%，消費增長率將下降0.287%，這解釋了2000年以來中國消費增長率和GDP增長率差異的62.4%。

金融抑制降低了未來消費水平，也降低了當期消費水平，其財富效應大于替代效應。金融抑制導致居民財產性收入和預期可支配收入下降，進而降低居民消費水平，提高居民儲蓄率。

金融系統改革是刺激居民消費、改善收入分配、實現經濟發展方式轉變的重要手段。在經濟發展早期，金融抑制政策可能在一定程度上促進經濟增長，但在經濟發展后期將嚴重阻礙經濟增長。

同時，金融抑制將導致國民收入分配結構不斷從居民向企業和政府傾斜、居民內部收入分配不斷惡化。而金融抑制也是中國經濟周期的重要決定因素，是中國經濟波動幅度較大的重要原因。

鑒于金融抑制是中國居民消費需求不足、消費增長相對緩慢的重要決定因素。所以，逐步放棄金融抑制政策、實現利率市場化不僅是刺激經濟增長、降低波動、實現資源有效配置的手段，也是調整收入分配結構、刺激內需的重要方式。

目前，利率市場化的條件可能還未完全成熟，那么以利率市場化為市場準入基本前提，在加強金融監管的同時，放松中小金融機構準入、提高金融機構間的競爭程度，以市場競爭方式逐步實現利率市場化，或許是中國金融體系改革的現實選擇。

制度

輸入型制度變遷

麻省理工學院 Dorn Acemoglu等

“激進改革的后果：法國革命”

《美國經濟評論》第101卷第7期

對制度改革而言，普遍存在兩種情況：一種是國家內部進行制度設計，也就是由于國內矛盾而產生的改革；另一種是外部沖擊，例如被殖民，由殖民者帶來制度上的改革，這種改革往往通過強制實施殖民者自己的制度而無視被占領區的傳統而顯得非常激進。

激進改革通常意味著舊體制有巨大的負面后果。例如18世紀末19世紀初，歐洲的貴族寡頭政治、對貿易和勞務設置的進入壁壘，以及其他要素市場的壁壘，阻礙了歐洲經濟的發展。那么通過殖民形式而導致的激進改革，對經濟又有何種影響呢？

通過對法國革命的研究，發現法國在入侵德國后，在其占領區強制實行了一系列激進的改革，例如實施法國的民法，終結封建制和貴族特權，使法律面前人人平等。

考察這些制度對城市化和經濟增長的影響，發現并沒有造成負面后果，相反這些制度帶來的長期經濟效應非常明顯，極大促進了被占領區在19世紀后半期的城市化和經濟增長。

觀點

環境因素影響長壽

中國科學院院士曾毅

“中國老年人中家族長壽對健康的影響”

北大國家發展研究院簡報第1017期

篇9

改革開放以來，我國經濟取得了巨大的發展，人民生活水平得到很大的提高。然而，我國過去三十年的經濟發展主要依賴于出口與投資拉動，消費不足成了制約著國民經濟持續發展的首要問題。為此，國家提出了“擴內需、保增長”的宏觀經濟政策，以促進國家經濟持續發展。由于浙江省城鎮居民消費是居民消費的主要力量，分析研究城鎮居民消費水平及其影響因素，對于浙江省制定恰當的消費政策，提高居民消費水平以及刺激經濟增長具有重要的現實意義。

2.研究意義

消費是人類社會經濟生活中的重要行為和過程，任何社會都離不開消費。在我國，隨著社會主義市場經濟體制的確立，消費在全民經濟生活中的作用更顯重要。可以說，消費活動是經濟活動的終點，一切經濟活動的目的就是為了滿足人們不斷增長的消費需求；但另一方面，消費活動又是經濟活動的起點，是拉動經濟增長的動力。國家一系列決策和尚待解決的問題很大程度上是既源于消費，又回歸到消費。要使我國經濟長期增長，啟動消費需求，就要正確解決“潛在需求很大”與“有效需求不足”的矛盾。

消費水平的提高對經濟發展有很大的影響。社會再生產總是以生產為起點運行的，生產是消費的基礎，并為消費提供了對象，決定消費水平。但消費也能反作用于生產，首先它是生產的歸宿和目的，它使產品得以最終完成和實現，其次它把生產者的勞動能力再生產出來，為生產提供生產主體，三是它充當產品的價值、使用價值的鑒定者，四是它為再生產提供動力和投入的導向，從而促進再生產在規模結構和布局上的優化、合理化。在市場經濟條件下，消費水平的提高會促進消費增長和擴大，加快經濟運行，增加投資和進出口貿易，推動國民經濟的快速增長，國家對此也提出了擴內需、保增長的宏觀經濟政策。

本文利用浙江省1986年到2009年統計年鑒上的相關數據，對影響城鎮居民消費水平的因素進行了實證研究，首先找出可能影響消費水平的因素，然后采用多元線性回歸模型其進行分析和檢驗，最終得出結論，并根據分析結果提出幾點提高消費水平的建議。

3.理論假設、數據來源和分析方法

根據大量的消費理論文獻的借鑒和研究可知，影響居民消費水平的因素有很多，如居民人均可支配收入、對收入的預期、消費心理、消費偏好、消費慣性、消費者年齡性別及全社會人均固定資產投資、人均生產力水平、消費價格指數等等。由于消費心理等一些因素是不可度量的，因而本文排除這些不可測量的變量，從浙江省居民人均可支配收入、人均固定資產投資、人均生產力水平、消費價格指數等四個可度量的方面來考察其對浙江省城居民消費水平的影響狀況，其中本文以浙江省城鎮居民人均消費支出來代表人均消費水平。通過對大量相關文獻的參閱，本文選擇四個對消費水平可能存在顯著影響的因素，具體如下：

第一個因素，浙江省城鎮居民家庭人均可支配收入，指居民家庭在支付個人所得稅之后所得的實際收入。收入和消費的關系非常的緊密，城鎮居民的收入水平的高低決定消費水平的高低，是制約消費的基本因素，近年來隨著改革開放的深入，人民生活水平的提高，城鎮居民的收入普遍增加，所以居民消費水平也相應地提高。

第二個因素，全社會人均固定資產投資。它是反映固定資產投資規模、結構和發展速度的綜合性指標，用我省全社會固定資產投資額除去全省人口數就得出人均固定資產投資額。根據西方經濟學的基本理論可知投資具有乘數的效應，較小的投入可以引起大的資產流動。投資乘數的放大作用體現在對生產的拉動和引發居民消費上。因為固定資產投資增加必然使企業擴大生產規模，這樣社會各部門的勞動者收入也會隨之增加，從而消費增加。

第三個因素，消費價格指數指居民支付所購買生活消費品和獲得的服務項目的價格。CPI提高，則通貨膨脹率提高，居民實際消費水平下降。CPI提高，則居民可分配收入減少，恩格爾指數上升，生活水平下降。CPI提高，刺激居民減少儲蓄，增加消費，

第四個因素，全社會人均生產力水平。生產力水平提高，促進勞動生產率的提高，同時降低產品生產成本，因此這將導致產品的價格的下降，從而促進消費者進行消費支出。

變量選取及數據收集主要來自于《浙江統計年鑒》，本文共選取5個變量：浙江省城鎮居民人均生活消費支出（Y）；居民人均可支配收入（[x1t]）；人均固定資產投資（[x2t]）；消費價格指數（[x3t]）；人均生產力水平（[x4t]）。通過《浙江省統計年鑒》收集有關數據（1986-2009年），整理后得到所需數據。

本文將城鎮居民人均消費支出作為被解釋變量，城鎮居民家庭人均可支配收入、全省社會人均固定資產投資、全省社會人均生產力水平和消費價格指數等作為解釋變量，除了以上幾個主要因素做解釋變量外，其余的因素都歸到隨機項中。

4.分析結果

4.1　數據描述性統計

通過spss軟件，對變量進行描述性統計其結果如下：

從表1可以看出，人均生產力水平均值大于城鎮居民人均消費支出、人均可支配收入、人均固定資產投資與消費價格指數。同時，各變量的標準差較大，1986年至2009年隨著經濟的飛速發展，全社會人均生產力水平、人均消費支出，人均可支配收入，人均固定資產投資與消費價格指數都在穩定增長。

4.2　回歸分析結果

根據表2可以看出，R2=0.998，模型整體擬合較好，則模型系數不全為0。且城鎮居民人均可支配收入及消費價格指數系數在1%水平內顯著不為0，人均固定資產投資在5%水平內也顯著不為0。城鎮居民人均消費支出與城鎮居民人均可支配收入，人均固定資產，消費價格指數間存在正相關，即收入與固定資產投資及消費價格指數的增長將導致消費支出的增長。但人均生產力水平與城鎮居民人均消費支出存在負相關關系，這與經濟理論不符，且以人均生產力水平為被解釋變量，做對城鎮居民人均消費支出的回歸，可以看出，二者呈正相關關系，系數為0.357，在1%水平內顯著不為0，因此本次回歸中人均生產力水平的回歸系數不具有經濟意義。

4.3　多重共線性的檢驗與消除

從表2可以看出各系數的方差膨脹因子（　variance　inflation　factor，　VIF）均遠大于10，因此認為各變量間存在多重共線性，且對各變量間做pearson相關系數，得表3。

表3　變量相關系數矩陣（　N　=　24）

[＼&1＼&2＼&3＼&4＼&5＼&城鎮居民人均消費支出＼&1.000＼&＼&＼&＼&＼&城鎮居民人均可支配收入＼&.997＼&1.000＼&＼&＼&＼&人均固定資產投資＼&.976＼&.987＼&1.00＼&＼&＼&消費價格指數＼&.878＼&.848＼&.760＼&1.000＼&＼&人均生產力水平＼&.986＼&.995＼&.994＼&.800＼&1.000＼&]

從表3可以看出各變量間存在較嚴重的多重共線性，且城鎮居民人均可支配收入與城鎮居民人均消費支出相關系數最大，因此根據經濟理論與統計檢驗，收入是最重要的解釋變量，選出最優簡單回歸方程為[yt=f（x1t）]，

5.結論與建議

通過分析，本文得出城鎮居民的人均可支配收入和消費價格指數都是影響消費水平的因素，對其具有顯著的正相關作用。從實際情況來說，我國城鎮居民的相當一部分都是工薪階層，收入主要來源于工資，是消費的來源及基礎，只有滿足基本的生活需要以后才會去消費，而消費水平的提高其實很大程度上是受該部分消費的制約，因為剩余的可支配收入越多時，由其而帶動的引致消費就會越高，引致消費對消費水平的貢獻較大，所以消費水平也會相應得到提高。與此同時，消費價格指數間存在正相關，即收入及消費價格指數的增長將導致消費支出的增長。

為了使我省經濟快速持續發展，必須增加人們的消費。通過增加消費，拉動經濟增長，通過經濟增長帶動消費的增加。這樣才能使我區經濟不斷向前發展。因此，從上面分析可知，我們可以通過以下幾種方法來增加人們的消費。

第一，要著力增加居民收入。把增加城鎮中低收入居民作為重點和中長期目標加發確立；逐年提高收入分配在國民收入總分配中的比例，使居民收入保持一個合理的、較快的增長速度，使其與經濟發展速度相適應。綜合運用財政、稅收、貨幣等政策，努力增加就業機會，縮小收入差距，重視對有發展前景的勞動密集產業的大力扶持，增加就業人數，提高居民收入，從而提高居民的消費能力。

第二，建立健全的社會保障制度。要盡快建立覆蓋現更廣、更規范、更透明的社會保障制度，提高保障水平。當前，要采取經濟、行政、法律等措施，保證居民養老、醫療保險和失業救濟等款項足額到位，及時發放，盡最大努力減少對居民消費預期的負面影響。

第三，發展消費信貸。發展消費信貸是促進內需擴大的必然選擇。發展消費信貸，可以聯通生產與消費，疏導巨額儲蓄適當向消費領域分流，解決現實購買力與消費需求不匹配的矛盾，這里的信貸不僅包括耐用消費品及住房方面，還指居民對子女教育信貸的程度。只有這樣，才能減少居民對本期收入的嚴重依賴性。

第四，拓寬消費領域、發展消費熱點、開辟新的消費方式。隨著社會的發展與進步，涌現出大量的新的消費熱點，比如旅游、住房、汽車等。當然上述的消費品必然要有政府的一系列的配套改革，推進城市住房、用車信貸的制度。還要調整在短缺時期與消費一般水平內限制性消費措施，如高消費稅等，調整社會的消費水平偏離度。

第五，強化輿論引導。轉變人們的消費觀念，引導合理消費。傳統觀念制約著居民消費的傾向，間接導致消費結構的不合理，消費不足，倡導科學消費、文明消費、適度消費。可以從輿論引導和典型示范兩個方面入手。要堅持“適度超前消費”的輿論導向。媒體要加大宣傳力度，努力提高實際效果。在全社會廣泛開展消費者教育。消費者教育是指對廣大消費者所進行的有目的、有計劃、有組織地傳授有關消費知識和技能，提高消費者自身素質的一種社會活動。在全社會廣泛開展消費教育，不僅可以直接增長消費者的科學文化知識，而且可以培養消費者形成各種必要的消費技能。

參考文獻：

[1]浙江省統計局網站.浙江省統計年鑒

[2]高鴻業.西方經濟學第四版[M].北京：中國人民大學出版社，2007

[3]李子奈.計量經濟學第二版[M].北京：高等教育出版社，2005

[5]李婭玲，王智慧.浙江城鎮居民消費現狀的實證分析[J].商場現代化，2006

[6]堯華英.中國城鎮居民平均消費傾向對收入分配的影響的實證研究[J].現代經濟信息，2009.2

篇10

（一）利率調整背景與動因

2000-2012年我國共調整了18次利率。這段時期利率經歷了一大一小兩個先上調后下調的過程。2002年2月，中央銀行下調了金融機構存貸款基準利率，一年期存款利率由2.25%降至1.98%；一年期貸款利率由5.85%降至5.31%。利率下調表明意在通過調整來繼續促進經濟增長，擴大國內消費與投資。

2004-2008年我國存、貸款基準利率分別調整了12次和14次。這一階段，利率既有上調也有下調。其中存貸款利率從2004年10月29日起連續上調了9次（其中第9次名義存款利率不變，但取消了利息稅實際是上調存款利率）；2008年10月9日起至2008年年末利率又經歷了連續的下調。2004-2008年9月之前我國利率都是小幅持續上升，一年期存款利率通過8次，每次0.27%的調整和最后1次取消利息稅，到2008年10月我國一年期存款利率已升至4.14%；一年期貸款利率從2004年起經過9次上調，到2007年12月已經調至7.47%；央行在這段時間對其他各檔次金融機構存貸款基準利率也進行了調整。這一階段對利率的調整，是我國連續多月一些行業投資過熱，通貨膨脹壓力存在導致的。央行希望通過上調存貸款利率：一方面以較高的貸款利率增加部分行業和企業經營成本，抑制發展過熱的行業；另一方面借助較高的存款利率對居民因通貨膨脹而導致的貨幣貶值進行補償。

央行決定自2008年9月16日起取消各檔次存款利率的利息稅，此后又在三個月的時間內四次下調各檔次存貸款利率，一年期存款利率經過四次調整已由原來的4.14%降至2.25%，一年期貸款利率由原來的7.2%降至5.31%。這一階段利率調整頻率高，僅三個月基準利率調整了四次；調整過程中打破了以往一年期存款利率只調0.27%的做法，如2008年11月27日一年期存款利率直接由3.6%下調至2.52%，調整幅度是以往的四倍；這次對活期存款利率也進行了調整，由原來的0.72%下調至0.36%，這在以往是比較少見的。利率調整的主要依據是我國已經發生較大變化的經濟環境：持續的物價上漲已經不存在，甚至出現了通貨緊縮的局面；發源于美國的金融危機使我國經濟發展明顯趨于緩慢，居民消費也出現了萎縮的情景。針對這種情況，中央銀行采取了調整利率的措施。利率調整后，居民消費增加，利率降低使企業成本減少，鼓勵了各行業發展，從而緩解由金融危機對經濟發展帶來的負面影響。

2008年后的近兩年時間里利率都保持不變，自2010年10月20日起我國進入了加息階段，存款利率從2008年12月23日的2.25%經過五次調整至2011年7月7日的3.5%，貸款利率也做了相應調整。這一階段利率的連續上調是在金融危機對我國經濟產生負面影響基本消除的情況下做出的，這也說明了經濟萎縮的局面已經好轉，經濟又出現了較快的發展，低利率對經濟特別是投資方面已經發揮較好的作用。

（二）居民收入狀況

我國居民的收入水平處于不斷增長的狀態，無論是城鎮居民的可支配收入，還是農村居民的純收入，都符合不斷增長的趨勢。2000年我國城鎮居民的可支配收入為6280元，農村居民的純收入為2253.4元；2004年這兩個指標值分別為9421.6元和2936.4元；2008年這兩個指標值分別升至15780.8元和4760.6元；2011年這兩個值分別為21810元和6977元。不斷增長的居民收入水平對消費力的提升究竟有多大的貢獻？無論貢獻大小，毋庸置疑的一點是：居民收入一定會影響到居民消費。

居民消費與利率、居民收入的實證關系

現實中影響居民消費行為的不僅僅是利率，還有收入、通貨膨脹、預期等因素。利率調整會對居民產生替代效應和收入效應，而凱恩斯的絕對收入理論認為，收入對居民的經濟選擇有著決定性的作用，本文將選擇利率和收入作為自變量來進行分析。

（一）變量、樣本數據的相關說明

本文實證分析所采用的樣本數據是2000-2011年12年的數據，采用這12年的數據是因為我國從1996年起開始進行利率市場化改革，2000年以后我國利率結構和水平比較合理完善，市場經濟發展比較成熟，用這樣的數據進行分析所得到的結論和政策建議更加具有現實指導意義。

用居民消費增長率X代表居民的消費行為，一年期實際存款利率R2和城鄉居民實際收入的增長率D作為自變量（實際存款利率是對名義存款利率按時間加權平均處理后，通過公式計算得到的）。具體數據如表1所示。

建立模型：

X=c+a*D+b*R2 （1）

（二）實證結果及分析

對消費增長率與收入增長率、實際利率R2所做的回歸分析，具體結果如表2所示。

由表2可得估計結果：

X=4.247269+0.521589D-0.601195R2

t=（0.789832）（1.087910）（-1.170098）

R2=0.387606 F=2.848206 D.W.=1.893768

通過實證分析，可以得到如下的結論：

一是一年期實際存款利率與居民消費增長率之間呈負相關關系。一年期實際存款利率每上升1%，居民的消費增長率就會下降0.601195%。這符合利率與居民消費的一般理論，即利率下調，主要是刺激居民增加消費；而利率上調則相反。另外，居民的消費水平與收入增長率保持著較高的正相關關系。居民收入每增加1%，其消費就會增加0.521589%，可見居民收入對其消費水平的影響較大。

二是模型的t統計值分別為1.087910、

-1.170098，這兩個統計值的絕對值均小于t0.05（n-3）的臨界值2.262；F統計值2.848206也明顯小于F0.05（2，9）=4.26。這表明t和F都未通過檢驗，說明應該拒絕原假設。即我國居民的消費增長率和實際利率之間存在不顯著的負相關關系，我國居民消費增長的利率的彈性很小。

擴大內需的制約因素

通過2000-2011年我國利率的變動情況可以發現，2004年以前我國下調利率以刺激居民消費，2004-2007年我國上調利率以抑制部分消費市場，2008年連續的利率下調是刺激消費以應對金融危機帶來的經濟衰退；2010年對利率的調整主要是鼓勵居民儲蓄，并以此為投資提供資金拉動經濟增長。通過利率調整對居民消費的實證分析得到結論：實際利率調整對居民消費水平的影響非常小。這與吳海賢通過時間偏好模型得到的結論是一致的：其通過建立時間偏好模型分析了利率調整對城鄉居民消費的刺激作用，通過分析得到利率政策在我國對居民消費的影響是不顯著的。

通過這一段居民收入的變動情況可以發現，我國城鎮居民的收入水平在不斷提升。居民消費與居民收入的實證分析表明，居民收入對居民的消費影響較大，居民消費的增加主要源于收入的增加。2000年后我國居民的消費水平在逐步提高，這主要與我國經濟穩步發展和居民收入水平穩步提高有關而與利率調整的作用不大。

我國居民的消費行為受利率變動的影響小而受收入變動的影響大，這是由于以下幾方面原因造成的：

一是我國居民受歷史和傳統思想影響較深。生活過程中大部分居民還保留著“勤儉持家”、“量入為出”的做法，除必須和基本的支出外其余收入都轉化為儲蓄。

二是我國目前的經濟發展水平和結構決定了居民的消費狀況。高收入階層掌握了相對較多的資金，而隨著他們收入的增加其邊際消費傾向不斷遞減；而低收入居民由于手中的資金有限，出于子女教育、養老、防病和購買住房等方面的考慮，他們會將收入盡可能的儲蓄起來，從而替代消費。

三是居民的預期作用。隨著社會環境、經濟環境的不斷變化，居民對經濟變化和相應各項費用支出的心里預期加強了。市場經濟與計劃經濟相比較，競爭不斷加劇，出現了失業等現象加劇了居民對未來的不確定性，從而強化了居民的儲蓄行為；在經濟發展過程中，居民對提高生活水平的要求具體表現在對住房、汽車等家庭耐用品的需求，這也導致居民在一定時期內多儲蓄而少消費。

四是社會稅負負擔較重。國家應適當降低企業生產的各項稅收，使我國企業的稅負負擔與世界上其他發展中國家及發展國家基本一致，增加企業收入和利潤，進而帶動居民收入的增加來保障經濟中強勁的消費力。

總的來看，影響居民消費的主要因素是收入水平，因而當前實現居民收入的不斷增加，才是擴大內需的根本途徑。

參考文獻：

1.于俊年.計量經濟學[M].對外經濟貿易出版社，2007

2.吳海賢.利率變動影響我國國民消費失效的成因分析[J].理論與改革，2007（1）

3.張珊珊.關于我國利率政策效果的研究[D].華東師范大學學位論文，2007

4.何磊，王宇鵬.誰在抑制居民的消費需求？—基于國民收入分配格局的分析[J].當代經濟科學，2010（11）

5.羅萌.我國利率調整的經濟效應分析[D].西北大學學位論文，2009

6.武晉，郭建偉.2006年利率政策實施效應分析[J].中國金融，2007（6）

7.易丹輝.數據分析與EVIEWS應用[M].中國統計出版社，2005

篇11

1 蘇北地區近年來城鄉收入增長水平

隨著改革開放的不斷深入，我國經濟建設取得了巨大的成就，江蘇省的經濟迅猛發展，蘇北地區作為江蘇省內較為欠發達的地區，經濟水平也得到了長足發展。蘇北居民可以明顯感受到物質文化領域生活水平的提高。江蘇省統計局數據顯示，到2010年，江蘇省地區生產總值達到41425.48億元，較上年34457.30億元增長20.22%，指數達到112.7，較上年112.4有所增長。蘇北地區2010年地區生產總值為8920.37億元，比2009年增長23.95%，人均地區生產總值為29774元，較之2009年增長24.92%。

在江蘇省經濟快速增長的同時，蘇北地區城鎮居民的人均可支配收入和農村居民的人均純收入也快速增長。到2010年，蘇北地區城鎮居民人均可支配收入為16020元，比上年增長13.61%；蘇北地區農村居民人均純收入為7724元，比上年增長14.63%。居民收入的增加有助于改善居民生活的質量，但是我們也必須看到，蘇北地區城鄉居民之間的收入差距明顯存在，但是有逐漸減小的趨勢（見表1）。

由此可見，蘇北地區的城鄉居民收入都在逐步增長，同時城鄉之間的收入差距在縮小，蘇北地區農村經濟取得了良好的發展。

2 蘇北地區近年來城鄉消費水平

消費水平的高低對居民的生活質量有著極大的影響。在蘇北地區經濟快速發展、居民收入大幅增長的同時，城鄉居民的生活消費水平也在不斷地提高。消費支出不斷增加，消費結構在逐漸優化。農村居民的家庭恩格爾系數逐年降低，而城市居民的家庭恩格爾系數則在36%～37%波動。經濟環境、收入水平、消費環境、消費習慣等的差異，導致蘇北地區農村居民的消費水平明顯低于城鎮居民（見表2）。

3 徐州和連云港兩個城市的實地調查數據

小組成員在研究過程中，實地走訪了蘇北地區的徐州和連云港兩大城市，有針對性地在城鎮和農村做了一系列關于消費水平調研活動，由回收起來的調查問卷總結整理出了這兩個城市2012年上半年城鄉消費情況的一些數據（見表3）。

由此可見，在蘇北地區的兩大城市，農村居民和城鎮居民在食品和交通通信、醫療保健幾方面的消費比重有著比較明顯的差異。同時在兩大城市之間，居民的各項消費所占比重也由于經濟發展情況、地理位置等原因存在著差異。

4 蘇北地區城鄉消費水平差異原因的分析

4.1 收入水平

收入是影響消費最重要、最基本的因素。根據凱恩斯的消費函數理論，決定消費的主要因素是收入和消費傾向。當期收入和預期收入都會對居民的消費行為產生決定性影響。因為支付能力是潛在需求轉化為現實購買力的前提，居民收入水平的提高，在消費傾向不變的情況下可以促使消費的數量和質量發生提升作用。

4.2 物價水平

不同消費品價格的變化會影響消費品的供求，因而必然影響消費水平和消費結構。在其他條件不變的情況下，消費品價格總水平的高低影響消費水平，進而影響消費品的供求和消費結構。蘇北地區由于農村和城市發展水平的不平衡，物價水平自然存在著差距，這就影響了居民的消費水平。

4.3 消費結構差異原因分析

4.3.1 產業結構

產業結構直接決定市場上消費品的供應，從而影響居民消費和消費結構。其中第一產業主要滿足人們食品、衣著等基礎性消費，第二產業滿足人們居住、耐用品等消費，第三產業則滿足人們交通通信、文化教育娛樂、娛樂保健和其他服務的需求。由此可見，第三產業的發展對提高人們生活質量有很大作用。蘇北地區的經濟發展在江蘇省內屬于相對落后的水平，與此同時，這一地區的城鄉發展水平也存在較大差異，第三產業的發展在城鎮和農村較不平衡，由此影響了消費結構的差異。

4.3.2 消費心理

消費心理是指消費者在尋找、選擇、購買、使用、評估和處置與自身相關的產品和服務時所產生的心理活動，它貫穿于消費活動全過程。消費心理是由消費需求引起的，同時又是影響消費行為的內在因素。

4.3.3 生活模式

江蘇北部地區人民有著悠久文化底蘊的傳統生活模式。20世紀六七十年代，城鄉居民只有在特殊的日子，如婚喪嫁娶、逢年過節等，才有少量的發展、享受型消費；20世紀80年代以后，居民生活水平得到提高，思想逐漸開放，特別是西方文化的傳入，使人們的生活模式發生了翻天覆地的變化。不過城鄉居民生活模式的改變程度是不同的。城鎮居民信息量充足、溝通便捷，消費理念更加新潮，其生活模式也在一定程度上受到西方超前消費的影響，更加注重發展、享受型消費；相對而言，農村居民溝通不便，且其生活模式改變主要由城鎮居民帶動，具有一定的滯后性，消費過程中也更加關注基礎性消費。

4.4 其他影響消費的因素

4.4.1 社會保障制度

社會保障制度的引入在一定程度上代替居民實現了儲蓄，這就會使居民傾向于減少自己的儲蓄而增加即期消費。目前，蘇北地區尚未形成城鄉一體的社會保障體系，社會保障機制在農村地區相對薄弱。主要表現為保障形式單一、水平較低、制度不健全不規范等。農村居民在收入增長預期趨緩的條件下，缺乏消費安全感，不得不選擇謹慎的消費態度。相對于城鎮居民，農村居民不僅要承擔子女教育、醫療、養老、住房等沉重的生活負擔，還面臨著自然災害以及農產品價格波動造成的利益損失風險，其收入預期十分不穩定，而支出預期則具有剛性，使得農村居民不得不將收入中很大一部分用做儲蓄，以抵抗生活中的各種風險。從而影響了農村消費的增長和生活質量的提高。

4.4.2 消費環境

所謂消費環境是指消費者在生存和發展過程中面臨的、對消費者有一定影響的、外在的、客觀的因素。馬克思說：“活動和享受，無論就其內容或就其存在方式來說，都是社會的，是社會的活動和社會的享受。自然界的人的本質只有對社會的人說來才是存在的。”不可否認的是，蘇北地區城鄉居民分處不同的消費環境。比如，城鎮地區的基礎設施較好、交通便利、市場系統完善、消費環境優良，客觀上有利于帶動消費。相對而言，農村地區地處偏僻、交通不便、公共建設力度不夠、缺少大型商城超市、文化娛樂場所，客觀上阻礙了農村居民消費的實現。而農村相對不完善的消費環境是有深刻的歷史社會原因的，雖然國家有關部門已經出臺了很多措施，如修建農貿市場、修建拓展公路等，但是在目前的現實條件下，消費環境仍是造成城鄉消費差異的原因之一。

5 結 論

通過對蘇北城鄉消費水平的對比進行考察與研究，有助于我們更好地了解農村與城市的差距，以便更好地關注新農村問題的同時發現農村消費結構的特殊性來更好地發展農村經濟和縮小城鄉差距，為提高農村消費水平，加快推進蘇北新農村建設提供必要的實證依據和科學借鑒。而由于蘇北的地理位置的特殊性，處于江蘇經濟欠發達地區，既有著江蘇地區普遍的發展優勢，又與中部地區的經濟有一定的聯系，因而蘇北的經濟在我國整體經濟環境下起到了雙重代表性。所以通過對蘇北城鄉消費水平差異的比較研究，來更好地了解中國經濟發展狀況，為縮小城鄉消費水平差距、統籌城鄉發展提供了實證依據。

參考文獻：

[1]江蘇省統計局.江蘇統計年鑒（2000—2010）[M].北京：中國統計出版社，2010.

[2]楊劍.我國城鄉居民消費差距分析[J].經濟前沿，2006（2）.

[3]陳軍民.我國城鄉居民消費差異對比[J].河北理工大學學報，2008（4）.

[4]費佳麗.我國城鄉消費差距現狀的成因和對策建議[J].消費導刊，2010（1）.

篇12

近年來，隨著城鄉統籌發展政策的不斷推進，以城帶鄉、城鄉協調的一體化發展進程越發順利、合理。據中國行業企業信息中心調查結果顯示，2011年我國消費品市場首要特點就是農村消費增長加快，城鄉消費增量差距趨于縮小。但是，在解決城鄉消費差距，建設全面小康社會的過程中，盡管我國消費品市場總體呈現出了平穩較快發展的良好態勢，城鄉二元結構方面卻仍存在一些難以在短期破解的問題，表現在：一是城鄉居民收入、消費增長相對量相對較慢與社會保障體系不健全、保障水平低并存，如何調整收入分配格局、提高城鄉居民尤其是中低收入者的消費能力是當前擴大內需的重點和難點；二是居民消費品制造業成本壓力大與創新能力不足、信貸分配結構不盡合理并存；三是城市網絡購物等新型消費業態不盡規范與農村流通網絡不健全并存，制約著消費市場的擴大，根本原因還是基礎設施與金融支持的問題；四是誠信機制不健全與事后維權難度大并存，特別是在農村金融體系不夠完善、金融服務不夠全面、金融信息不夠順暢的背景下，城鄉金融非均衡性發展難題難以“化解”。林毅夫等（2009）認為政府干預導致了中國城鄉消費差距擴大，農業生產支持程度和農業貸款對中國城鄉消費差距影響不穩定。張軍（2010）認為我國城鄉家庭消費差距問題一直懸而未決，根源在于收入增長的行業制約、設施建設投入的城鄉分離、消費觀念轉變的養老制度約束。儲德銀等（2010）認為收入分配和政府支出對城鄉居民消費影響的絕對程度基本相同，但二者對城鄉居民消費的影響效應卻存在顯著性差異，政府支出對城鎮居民消費具有正向擠入效應，而對農村居民消費則產生負向擠出效應。本文從金融非均衡性發展的角度，分析產生城鄉消費差距的原因根源，在一定程度上為當前解決城鄉消費差距難題提供參考。文章通過研究我國城鄉金融非均衡性發展現狀與城鄉居民消費水平差距逐年擴大的相關關系，實證兩者間相關關系顯著性意義的有效性。基于金融視角下提出解決城鄉金融非均衡發展難題、破解城鄉居民消費差距難題的對策建議，從而最終實現我國城鄉一體化、縮小城鄉差距，最終實現我國全面小康社會的總目標。

我國城鄉金融非均衡發展與居民消費差距現狀

本文首先對1995-2011年我國城鄉金融非均衡發展和居民消費差距的存量和絕對差量統計數據進行了系統歸納和整理，以分析兩者的發展現狀。

（一）我國城鄉金融非均衡性發展差距現狀

通過對1995-2011年我國城鄉金融貸款占比量進行分析，可以看出我國城鄉金融貸款占有總量的差距明顯。1995年全國城鎮金融貸款占有總量為47518.9億元，而農村同期金融貸款占有總量僅為3019.1億元，城市占有金融貸款是農村的15倍。而隨著我國東西部、沿海與內陸經濟發展速度差距的擴大，城鄉金融貸款占有總量的差距在不斷地擴大。從貸款占有量的差距看，1995年至2011年的17年間，城鄉金融貸款絕對差距從1995年的44499.8億元擴大到2011年的459179.3億元，并呈現逐年擴大態勢（如圖1所示）。

（二）我國城鄉收入水平差距的發展現狀

通過對我國1995-2011年的城鄉收入水平統計資料的搜集和整理，可以得出我國城鄉居民收入差距的時間序列圖（如圖2所示）。從城鄉可支配收入看，呈現逐年上升態勢。1995年城鎮人均可支配收入為4283元，農村人均純收入為1578元，城鄉收入差距為2705元，城鎮收入為農村收入的2.7倍；而2011年城鎮人均可支配收入21810元，農村人均純收入為6977元，城鄉收入差距為14833元，城鎮收入為農村收入的3.1倍。總的來看我國城鄉居民收入不斷提高，但是城鄉收入的絕對差距卻并沒有得到改善。

（三）我國城鄉消費水平差距變化的發展現狀

根據對我國1995-2011年城鄉消費水平統計資料的搜集和整理，得出我國城鄉居民消費水平差距的時間序列圖（如圖3所示）。由圖3可知，我國城鄉人均消費水平隨收入水平呈現逐年遞增態勢。1995年的城鎮人均消費4931元，農村人均消費為1313元，城鄉消費差絕對差距為3618元，城鎮消費為農村消費的3.8倍；2011年城鎮人均消費17163.7元，農村人均消費為4882.7元，城鄉絕對差距為12281元，城鎮消費為農村消費的3.52倍。雖然從消費水平差距倍數看2011年較之1995年有所減少，但是結合收入水平的差距倍數來看，仍然顯示出了我國城鄉消費水平差距并沒有得到明顯改善。

我國城鄉金融非均衡發展與居民消費差距的相關性分析

根據現狀分析，以城鄉金融非均衡發展差距水平（FD）和城鄉居民消費差距水平（RC）為研究變量，以1995-2011年的時間序列為研究范圍，分別以城鄉貸差和城鄉消費差距代表FD和RC的差距水平來分析兩者之間的相關性。

（一）編制相關性研究變量的時間序列表

根據現狀分析，本文首先編制了我國城鄉金融發展差距水平（FD）與居民消費差距（RC）的相關性分析時間序列表。如表1所示。

（二）城鄉金融非均衡發展與居民消費差距

根據城鄉金融非均衡發展差距水平和城鄉居民消費差距水平的時間序列發展現狀，為了解金融非均衡發展的城鄉差距水平與城鄉居民消費水平差距的相關關系及金融資源配置變化情況對城鄉消費差距的影響程度，本文對兩者的發展現狀變化情況進行相關關系的實證分析。利用SPSS.16.0對表1進行系統分析，輸出分析結果如表2所示。

（三）結論

由表2我們可以看到：一方面，1995-2011年我國城鄉金融非均衡性發展與城鄉居民消費水平差距的變化情況相關系數為0.978，說明兩者的變化情況是成正相關關系的，即城鄉金融非均衡性發展必然對城鄉居民消費水平的差距存在影響，而且城鄉金融非均衡性發展程度越高，居民消費水平差距越大；另一方面，從表2中我們看到Sig.（2-tailed）置信水平小于0.05，所以單純的根據我國城鄉金融信貸差距代表的非均衡性發展狀況與城鄉消費水平差距狀況的相關性系數來說明兩者之間的高正相關水平是不全面的。

綜合我國城鄉金融非均衡發展與居民消費差距的現狀分析和以上相關性實證分析可以得出以下結論：城鄉金融貸款非均衡在一定程度上導致了城鄉人均收入和消費的不均衡，并且成為造成城鄉差距不斷擴大的主要原因之一。事實上，追溯到計劃經濟時期，優先發展資本密集型重工業的發展戰略在資本稀缺的條件下內生決定了金融資源配置上的偏向城市行為。一方面，城市化發展，導致大量經濟富裕的農民遷移城市，在增加了城鎮消費增長的同時壓縮了農村消費；另一方面，也在于農村金融市場不完善，一部分通過銀行機構將農業剩余資金轉移到城鎮。這些均是造成我國城鄉金融非均衡性發展和居民消費差距不斷擴大同時存在的重要原因。

基于金融非均衡發展視角縮小城鄉居民消費差距

本文首先從城鄉貸款占有量差距、城鄉收入差距與城鄉消費差距的時間序列圖來反映FD和RC之間的相關關系；然后利用計量經濟學模型對兩者的相關關系進行定量分析，得出兩者正相關度為0.978的高相關性。因此，要實現我國城鄉經濟一體化、加快我國現代化進程，縮小城鄉差距特別是限制國民經濟均衡發展的核心動力的居民消費之間的差距，就必須抓住推動經濟發展、縮小城鄉居民消費差距的動力源：金融發展。結合“二元論”核心觀點以及哈羅德-多馬模型相關經濟增長理論，基于金融非均衡發展視角為縮小我國城鄉居民消費差距提出以下對策建議：

（一）加強金融機構在城鄉經濟發展中的運作能力

建立完善的區域金融體系。形成合作化、政策化和商業化相結合的分工合理、競爭適度的金融體系。使不同金融機構在區域金融體系內滿足不同層次的農村金融服務需求，加強金融機構在城鄉經濟發展中的運作能力。

1.加強金融機構“資本創造”經濟發展。發揮鄉村、城郊信用社農村金融“主力軍”的作用，加強農村金融產品和服務方式創新力度，促進農業產業機構調整和農民增收。可以組建金融機構和鄉鎮單位經濟發展“一對一”幫扶小組，不僅有利于加速資本的運動效率，防止農村部分農戶資金長期閑置，監測農村資本運動方向；而且有利于推動農村金融機構運作能力的提升，緊密金融與經濟發展的相互關系，建立幫扶小組內金融機構與鄉鎮單位經濟共同進步的評估體系。

2.加強金融機構“資本創新”經濟發展。調整農業發展銀行政策性職能定位，除了加強農村基礎設施、高新技術產業及高技術產業化項目的支持力度外，還要加強對我國區域特色的多元化產業支持力度，以改善不同地區的金融機構的運作能力，實現區域特色、產業特色和金融特色相互結合的政策性職能定位。如定位江西景德鎮陶瓷金融、贛州的稀土金融、南豐的蜜橘金融、鷹潭的銅金融等等產業與金融相結合的創新性金融政策性職能。

3.加強金融機構“資本推動”經濟發展。引導郵政儲蓄銀行等具有農村邊遠地區先決優勢的金融機構開辦農村消費信貸品種，豐富農村金融市場的資本供給。通過增加資本供給來實現金融機構運作能力的提高，一方面有利于金融機構的城鄉均衡發展，另一方面有利于城鄉金融-經濟的共同發展。

（二）提高金融機構調整資本流動的靈活性和方向性的能力

完善農村中小金融機構體系的政策體系。一方面，需要豐富金融工具特別是具有區域特色的金融衍生工具的種類，提高金融機構調整資本流動的靈活性能力。另一方面，縮小城鄉金融非均衡性發展，大力開發農村居民生產信貸、消費信貸產品，提升消費、收入水平低下地區的綜合消費水平，實現全國資本流動的健康合理發展，提高金融機構調整資本流動的方向性能力。

1.豐富具有區域特色的金融產品，提高金融機構調整資本流動的靈活性。在傳統的金融期貨、期權、掉期及互換的基礎上，結合農村特色產業的發展要求，開創如農產品遠期合約、農業產業收益證券化等金融產品，從而提高金融機構在調整資本流動時更具有靈活性。其次，加強消費、收入水平低下地區消費信貸的有效供給。

2.完善金融市場生態環境，建立多層次、互補型的金融-經濟-自然可持續發展保障體系，提高金融機構調整資本流動的方向性。一是加大宣傳力度。提高社會公眾對金融市場生態環境的認知度，形成人人重視、人人參與的良好氛圍。二是發揮政府在農村金融市場生態環境中的主導作用，實現農戶整體信用評級的提升。三是發揮典型示范效應。落實好對文明信用農戶的激勵政策，加大對其授信、貸款、利率等方面的優惠力度，調動群眾積極性的同時，加強對不良信貸主體進行信用控制，并且通過全國征信系統對其進行公示，以提高違約成本。實現金融機構資本流向優質資產，推動社會資源的有效利用和合理分配。

（三）推動具有區域特色的農村投融資平臺的建設

隨著金融危機爆發后“影子銀行”-民間資本流動活躍，在國家適度寬松和穩健的財政貨幣政策背景下，各地區金融機構及政府部門積極探索，為應對后危機時代的經濟發展摸索出路。而在各城市投融資平臺飛速發展并推動城市經濟發展的同時卻忽略了農村特色的投融資平臺建設，從而致使農村地區“相互抱團”組成生產合作組織，以提高農戶生產安全性。但是這種合作組織形式在解決當前農村地區生產、銷售和贏利的基礎上卻難以有效推動合作社每一位社員的主觀能動性和勞動積極性。只有推動農業生產股份經營才是最終出路。因此，文章建議為推動農村基礎設施建設、現代化水平和金融普及率的共同提高，須設立農村小額貸款公司和村鎮銀行，促進城鄉市場競爭，提高農村金融服務水平。在這樣一個投融資平臺，需要實現社會資本流向農業產業部門的同時，更需要實現金融知識的宣傳，引導農民更新消費觀念。一方面，各金融機構特別是涉農金融機構要根據農村的特點，把不同地區真正需要的金融政策、金融常識、金融業務知識及主要的金融業務辦理程序送到農民手中，使農民學會運用金融致富，利用金融改善生活，最終實現我國城鄉居民消費差距；另一方面，結合國家關于“三農”優惠的“家電下鄉”、“汽車下鄉”等擴大內需政策，利用全國各地具有區域特色的農村投融資平臺，推行“金融下鄉”活動，實現金融機構城鄉區域政策共享、信息共享、技術共享，以城鄉金融支持產業發展達到均衡，縮小城鄉差距。

（四）構建農產品-資本流動監管體系

構建農產品-資本流動監管綜合體系，包括農產品流動信息、資本流動信息、農村人均收入增長狀況、金融發展狀況以及農村金融發展狀況，形成農村金融風險監測體系、風險損失補償體系、資本流動財政支持體系等，有利于實現區域市場經濟發展與金融發展的同步監管與發展。

對于農產品的監管體系。包括對農產品的標準化生產過程、農產品的質量檢測、農產品的效益監測。從生產到流通的全過程，是否實現投入產出的可持續發展是農產品監管體系的監測目標。

對資本流動的監測體系。包括銀行金融機構對農產品的支持資本、農戶的自有資本以及財政部門的轉移支付資本監測。根據弗里德曼的貨幣需求理論，只有恒久財富才會對社會貨幣流動量產生影響。而從整個社會的角度出發，市場資本總量是由全社會國民收入決定的，從而為構建資本流動檢測體系提供了可行性。

綜上所述，文章結合區域經濟發展特色和優勢采取適度的貨幣信貸政策和保險政策；對區域內的重點中心地區實施特殊發展政策，從而達到以點帶面、以局部帶動整體的效果；采取優化城鄉區域金融的產品結構、金融服務手段的更新、金融機構網點設備的覆蓋以及金融人才城鄉結構的優化等措施；構建現代化農村金融服務體系等等措施，研究金融非均衡性發展與城鄉居民消費差距的關系，為進一小縮小各區域金融非均衡發展對城鄉居民消費水平帶來的不均衡影響，縮小城鄉金融非均衡性發展程度的同時，為擴大農民收入來源、提高農民消費水平提供參考建議。

參考文獻：

1.魯釗陽.城鄉金融發展非均衡化的形成機理及對策研究[D].重慶大學經濟與工商管理學院博士研究生畢業論文，2012（4）

2.賈健，徐展峰，葛正燦.城鄉居民收入差距與金融非均衡發展關系研究[J].區域金融研究，2012（3）

3.朝正清.我國農村金融發展水平的實證分析[J].農村經濟，2007（1）

4.錢水土，程建生.金融非均衡發展對城鄉收入差距影響的實證研究[J].貨幣銀行， 2011（8）

篇13

面對世界金融危機,我國提出了擴大國內需求戰略舉措。目的在于彌補外需萎縮、解決生產過剩、扭轉經濟下滑、避免經濟危機。因此擴大國內需求,特別是擴大消費需求好似為了生產、為了發展,擴大的是以物為本的消費需求,而不是以人為本的消費需求。按科學發展觀的要求,我們應該是為了滿足消費需求,提高消費水平,增加居民福址,實現消費效用最大化,擴大以人為本的消費需求。

1背景:外需萎縮不得不擴大內需

投資、消費、出口是拉動經濟三駕馬車。出口導向型的經濟增長模式,是以出口為主要力量來拉動經濟增長的一種模式。2007年美國的次貸危機引發了2008年世界金融危機,國際市場對中國的產品需求開始萎縮。我國企業特別是大量的沿海出口導向型企業,因為沒有國際市場、國外需求不足,紛紛收縮經營,甚至關門倒閉。造成大量工人下崗失業,特別是大量的農民工從沿海工廠回到了內地農村無業可就,經濟增長快速下滑。我國面對如此嚴重的經濟問題,不得不選擇擴大國內需求的方針,采取擴大國內需求,特別是擴大居民消費的措施,來彌補國外需求不足、消化國內生產過剩、保持國民經濟增長。這也是一種倒逼機制,外需萎縮不得不采取擴大內需的方針。

2目標:滿足以人為本的消費需求

國內需求有消費需求和投資需求,擴大內需關鍵是要擴大以人為本的消費需求。我國的實踐證明,計劃經濟是短缺經濟,是供不應求的經濟、政府配置資源、企業進行生產、農民進行種養,都是為了滿足居民生活需要,可謂以人為本的消費需求。雖然,消費需求目標、目的是以人為本的,但是沒有實現目標、目的的體制動力,就是計劃經濟條件下不可能生產、提供足夠、足質的產品和服務來滿足人們的消費需求。所以在滿足以人為本消費需求中,計劃經濟是一種心有余而力不足的經濟體制。我國經過30年的改革開放,通過建立和完善社會主義市場經濟體制,推動了經濟快速發展,產品和服務逐步豐富,從供不應求的短缺經濟轉變為供過于求的過剩經濟。我國在當今供過于求的過剩經濟條件下,總是擴大消費、增加需求,來消化生產過剩、實現供需平衡、促進經濟發展。這樣就變成了消費是為了生產,消費的目的是生產,我生產什么你就得消費什么,我生產多少你就得消費多少。現在生產多了,消費少了,就要求擴大消費。我國在建立、完善社會主義市場經濟體制中,解決了計劃經濟無力滿足以人為本的消費需求,但同時沖淡、模糊了滿足以人為本消費需求的目標,強化、彰顯實現以物為本消費需求的目標。

消費是人類生產的目的。在社會再生產中,生產必須圍繞消費需求來進行,消費對生產起引導作用。生產與消費相互依存、相互制約、相輔相成。生產決定消費,消費也反作用于生產;生產只是手段,消費才是目的。消費的數量、規模、檔次、速度,決定生產的數量、規模、檔次、速度;消費能否順暢實現,決定生產的循環能否順利完成。可以說,產品能否被消費者接受、接受數量大小,決定著生產者的興衰。所以說,宏觀調控者政府、生產投資者企業、生活消費者居民三者在擴大國內消費需求上,目的要協調一致,要以擴大以人為本的消費需求為中心目標,才能獲得三贏的效果。

3舉措:培育以人為本的消費需求

要擴大以人為本的消費需求,必須培育以人為本的消費需求。消費本是一個穩定遞進甚至長期處于穩態的經濟行為。消費水平主要受收入水平、生產供給、消費環境的影響和制約。消費與投資相比,其變動率尤其是擴大性的變動理應更小,指望消費水平一夜之間“大幅擴大”,要么根本不可能,要么就是拔苗助長。只能通過循序漸進地提高收入水平、調整生產供給、改善消費環境、完善社會保障來培育以人為本的消費需求

3.1從收入方面培育:消費與收入之間關系十分緊密。凱恩斯的絕對收入假說認為,當前消費主要依賴于當前收入。高收入高消費,中收入中消費、低收入低消費、沒有收入不消費。這說明,收入增長是拉動消費的基礎,是決定我國居民消費能力的根本因素。

3.2從供給方面培育:優化城鄉居民消費支出的內部結構、大力提升服務性消費水平是實現消費可持續增長的必然要求。生產企業既要適應消費需求的變化,積極調整供給結構,提高供給能力,以適銷對路的產品和服務滿足城鄉居民多層次、多方面的需求;又要合理引導消費結構的升級,積極拓展和培育消費熱點,把潛在的消費需求變為現實的消費能力,不斷增強其對經濟增長的拉動作用,不斷提高居民物質生活和文化生活質量。

3.3從環境方面培育:目前,我國的消費環境雖然有了一些改善,但是消費環境問題是產業政策、消費體制和消費政策的集中表現,是長期積累的結果,問題的解決不可能一蹴而就,現在的改善只是初步的,消費環境仍然是居民消費結構升級的瓶頸。政府擴大居民需求政策目標與消費政策仍然不配套,城市建設和相關消費政策相對滯后,與居民消費升級要求不相適應,造成政策不銜接的斷層現象。

3.4從保障方面培育:國內消費市場低彌的原因不是居民沒有消費的需求和愿望,主要是由于相應的社會保障體制還不夠完善。長期以來,我國實行的是一種“低工資、高福利”的分配制度,社會福利由政府統籌統包,使居民在工資水平較低的情況下,能夠感受到社會福利方面收入帶來的安全感,城鎮居民的邊際消費傾向反而較高。20世紀90年代以來,特別是最近幾年,我國對舊的社會保障制度進行了較大幅度改革,老百姓過多的承擔了這個社會改革的成本。過度市場化的住房、養老、醫療、教育等負擔讓老百姓不得不進行積蓄。在傳統的福利體制被打破,新的社會保障制度還有待完善的情況下,社會保障制度大大限制了居民消費需求擴大。要改變這種局面就必須應盡快完善社會保障制度,在擴大社會保險覆蓋范圍、完善居民基本養老保險制度、推進醫療保險制度改革、健全失業保險、完善城市居民最低生活保障等方面還需加大投入,加強引導,使廣大消費者形成更加樂觀的未來預期,增強其消費意向;使居民從不斷完善的社會保障制度中找回消費信心,敢于消費,滿足其必要的基本生活需求和獲得相應的社會服務。

3舉措:培育以人為本的消費需求

要擴大以人為本的消費需求,必須培育以人為本的消費需求。消費本是一個穩定遞進甚至長期處于穩態的經濟行為。消費水平主要受收入水平、生產供給、消費環境的影響和制約。消費與投資相比,其變動率尤其是擴大性的變動理應更小,指望消費水平一夜之間“大幅擴大”,要么根本不可能,要么就是拔苗助長。只能通過循序漸進地提高收入水平、調整生產供給、改善消費環境、完善社會保障來培育以人為本的消費需求

3.1從收入方面培育:消費與收入之間關系十分緊密。凱恩斯的絕對收入假說認為,當前消費主要依賴于當前收入。高收入高消費,中收入中消費、低收入低消費、沒有收入不消費。這說明,收入增長是拉動消費的基礎,是決定我國居民消費能力的根本因素。