居民消費水平論文精選(九篇)

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第1篇：居民消費水平論文范文

論文關鍵詞：SPSS，應用軟件因子分析方法，聚類分析方法居民消費水平，地區消費結構

 

隨著我國經濟的快速發展，城鎮居民的收入不斷增加，我國各地區城鎮居民的消費支出強勁增長，消費結構發生了巨大的變化。但是，由于各地區的經濟發展不平衡及原有經濟基礎的差異，各地區的消費結構仍存在著明顯差別。為了進一步改善消費結構，正確引導消費，提高我國城市居民的消費水平和生活質量，有必要對各地區城鎮居民的消費結構之間的異同進行考察與比較，以期發現特點和規律，從宏觀上把握各地區城鎮居民的消費現狀和不同地區消費水平的差異，為提高我國各地區消費水平提供決策依據。

一、對地區消費水平的差異的分析方法

1 因子分析模型的建立

因子分析模型是根據變量間的相關性大小，把變量分組畢業論文怎么寫，利用同組內的變量之間相關性較高而不同組的變量之間相關性較低，每組變量代表一個基本結構，這個基本結構稱為公共因子。因子分析的出發點是用較少的相互獨立的因子變量來代替原來變量的大部分信息，可以由下面的數學模型來表示[[1]]：

其中：，，，…，為p個原有變量，是均值為0、標準差為1 的標準化變量；，，，…，為m個因子變量，m 小于p，表示成矩陣形式為

，

其中：F因子變量或公共因子，可以將它們理解為在高維空間中互相垂直的m個坐標軸；為特殊因子；F 與均為不可觀測的隨機變量。 A為因子載荷矩陣，稱為因子載荷，是第i個原有變量對第j個因子上的載荷系數。在模型中，特殊因子表示了原有變量不能被因子變量所解釋的部分，相當于多元回歸分析中的殘差，被定義為彼此不相關且與公因子也不相關。

2 實證分析

居民消費水平是指居民在物質產品和勞務的消費過程中，對滿足人們生存、發展和享受需要方面所達到的程度。它主要通過消費的物質產品和勞務的數量和質量來反映。

在各種消費指標中，消費結構指標最能夠體現出各地區間的消費水平差異，本文引用我國常用的消費資料支出分類方法，將各地區城市居民人均生活費支出分為8個部分，相應的指標分別用X1～X8表示 。其中X1（食品）、X2（衣著）、X3（居住）、X4（家庭設備用品和服務）、X5（醫療保健）、X6（交通和通訊）、X7（娛樂教育文化服務）、X8（其他商品與服務），單位：元

2.1 因子分析

2. 1.1 數據來源

本文數據取自各地區域城鎮居民家庭平均每人全年消費性支出(2009年)，來自2010年中國統計年鑒[[2]]。具體表格略論文開題報告范文。

2.1.2因子分析的過程

由于多個變量使用的量綱可能各不相同或者變量間的數值大小相差很大，因此， 首先將初始變量標準化，把原變量數列化為均值為0，方差為1的數列。標準化后全國31個省市作為樣本，將上述X1～X8八項支出指標作為變量，得到原始數據陣。首先判斷數據變量是否適合進行因子分析，算出樣本相關系數陣為：

表1：樣本相關系數陣

由上述矩陣發現8個消費要素間的相關系數大部分均大于0.3，適合做因子分析。

再進行KMO統計檢驗，作為比較變量間簡單相關系數和偏相關系數的指標，數學定義為，其中是變量與其他變量的簡單相關系數，是變量與變量在控制了剩余變量下的偏相關系數。

Kaiser給出了常用的KMO度量標準： 0.9以上表示非常適合；0.8表示適合；0.7表示一般；0.6表示不太適合；0.5以下表示極不適合。

計算結果如下：

表2

并且通過巴特利特球體檢驗(P=0.000＜0.05)，表明說明原有的8個變量具有很強的相關性，它們反映的消費要素有很大重疊畢業論文怎么寫，可以做因子分析。

利用SPSS計算后得到主成分的碎石圖，分析發現提取2個主因子比較合適。

利用主因子分析法提取2個主因子，用最大方差旋轉進行簡化，得到因子載荷矩陣（見下表），它代表變量和公因子的相關系數：

表3

由表1 載荷矩陣可得出以下結論：

（1）第1 主成分，為主要消費因子，在食品、居住、交通和通訊、家庭設備用品、服務娛樂教育文化服務和其他商品與服務6個方面有較大的載荷，即該因子綜合反映了這6個方面的變動趨勢。 因此第1 主因子可以視為代表各地區城市居民在這6個方面的消費指標，可命名為生活必需型因素。

（2）第2 主成分，為次要消費因子，在衣著、醫療保健有較大的載荷，所以第2 主因子可視為各地區城市居民在這2方面的消費指標，可命名為生存型因素。如受此影響的地區多為北方省市，可分析為氣候因素的影響。

從二維的旋轉空間的成分圖可以明顯的看到各個消費要素間的類屬關系，可以看到主消費因子和次消費因子非常靠近兩個因子的坐標軸，表明用兩個因子刻畫消費要素效果非常好，信息丟失較少，達到了我們綜合消費要素，減少解釋變量的目的，使得提前的因子含義清晰，有利于我們對消費要素進行歸類進行分析解釋：

表4

2個因子能解釋的方差分別為5.640（70.494 ％），1.155（14.440 ％），因此這2個主因子能說明總情況的84.935％。8個變量標準化后（不受各變量的不同量綱的影響），最后各變量X1～X8相對應的共性值之和分別為0.916，0.854，0.744，0.783，0.843，0.892，0.926，0.835，除居住外均大于0.75，所以這些變量對各地區城市居民消費結構的分析具有很強的說服力。

根據標準化數據，分別計算各地區城市主要、次要消費因子得分，以各因子方差貢獻率作權重進行加權匯總，得出各地區居民消費水平綜合評價得分并排名，表中因子得分情況及其正負僅表示該省市與平均水平的相對位置，并不說明該省市的居民消費發展水平為負。

綜合評價排名V=0.704 * F1+0.144 * F2

2.1.2.1我國區域居民消費水平排序及解釋（由于篇幅限制，在這里只列取前10位）

表5：全國各省市居民消費因子得分及排名表

 

地區

F得分

F1排名

F2得分

F2排名

綜合得分

綜合排名

上海

3.34231

1

0.44751

7

2.42

1

 

廣東

2.23941

2

-0.75061

9

1.47

2

 

北京

1.32859

4

2.06475

1

1.23

3

 

浙江

1.35439

3

0.58846

6

1.04

4

 

福建

1.13345

5

-0.98121

10

0.66

5

 

天津

0.69190

6

1.05934

2

0.64

6

 

江蘇

0.59168

7

-0.05948

8

0.41

7

 

遼寧

-0.02806

8

0.61654

5

0.07

8

 

山東

-0.17779

9

0.84007

4

0.00

9

 

重慶

-0.19444

10

0.88520

3

-0.01

第2篇：居民消費水平論文范文

第一,食品消費支出比重隨收入增加呈現出明顯的下降趨勢,這與恩格爾定律的表述一致。但最低收入戶與最高收入恩格爾系數相差太過懸殊,分別為47.43%和28.02%,相差將近20個百分點。城鎮最低收入戶剛剛解決了溫飽問題,而最高收入戶的生活水平按照恩格爾系數的評價標準早已達到了富裕型,甚至接近最富裕型。第二,衣著消費支出比重隨收入增加緩慢上升,到高收入戶又有所下降,但各收入組支出比重相差不大,支出比重最大的中等收入戶與最小的最低收入戶只差2.91個百分點。衣著支出比重沒有更多的遞增且最高收入戶的支出比重有所下降,這些都符合恩格爾定律關于衣著消費的引申。隨著收入的增加,衣著支出比重呈現先上升后下降的走勢。事實上,在當前的價格水平和服裝業的發展水平下,城鎮居民的穿著是有一定限度的,而且居民對衣著的需求也不是無限膨脹的,即使收入水平繼續提高,也不需要將更大的比例用于購買服飾用品了。第三,家庭設備用品及服務、交通通訊、娛樂教育文化服務和雜項商品與服務的支出比重呈逐組上升趨勢,說明居民的生活水平隨收入的增加而不斷提高和改善。第四,醫療保健支出比重隨收入水平提高呈現一種兩端高、中間低的走勢,支出比重最低的是最高收入戶,為6.72%;最高的是高收入戶,為8.24%,兩者僅差1.52個百分點。這是因為醫療保健支出作為生活必須支出,不論居民生活水平高低,都要將一定比例的收入用于維持自身健康,而且由于醫療制度改革,加重了個人負擔的同時,也減小了舊制度可能造成的不同行業、不同體制下居民醫療保健支出的差別,因而不同收入等級的居民在醫療保健支出比重上差別不大。第五,居住支出比重基本上呈逐組下降的趨勢,由最低收入戶的12.34%下降到中等偏上戶的9.79%,但最高收入戶的居住比重達到9.91%,這與我國居民消費能級不斷提升,住宅商品正在越來越成為城鎮居民關注的熱點是相吻合的,同時與恩格爾定律的引申也是一致的。可以看出,城鎮居民的消費狀況雖然受價格水平、消費習慣、消費環境、消費心理預期等諸多因素的影響,但歸根結底仍取決于居民的收入水平,要提高城鎮居民的消費支出,必須增加居民收入。因此,采取切實有效的措施增加城鎮居民的可支配收入,不僅可以提高全國城鎮居民的總體消費水平,促進消費結構向著更加健康、合理的方向發展,而且在啟動內需,促進我國的經濟發展方面有著重大的現實意義。

2我國居民消費結構的縱向分析

進入21世紀以來,隨著經濟體制改革的深入,國民經濟的迅速發展,我國城鄉居民的消費水平顯著提高,居民的各項支出顯著增加。隨著消費水平的提高,我國城鄉居民消費從注重量的滿足到追求質的提高,從以衣食消費為主的生存型到追求生活質量的享受型、發展型,消費質量和消費結構都發生了明顯的變化。城鎮居民在食品、衣著、家庭設備用品三項支出在消費支出中的比重呈現明顯的下降趨勢,其中食品類支出比重降幅最大,達15個百分點;衣著類下降4個百分點;家庭設備用品類下降幅度不是很大。與此同時,醫療保健、交通通訊、文化娛樂教育服務、居住及雜項商品支出在消費支出中的比例均有上升,富裕階段的消費特征開始顯現。3我國居民消費變化的趨勢特點

(1)居民收入迅速增長,消費水平大幅度提高,消費結構呈現明顯的富裕型特征消費是收入的函數,收入的增加是消費水平提高和消費結構變化的前提。隨著我國經濟的發展,我國居民的收入水平不斷提高,特別是21世紀以來,我國居民的收入水平迅速提高。伴隨著收入水平的提高,城鄉居民各項支出全面增加,消費性支出大幅度增長。2005年,我國城鎮、農村居民人均消費性支出分別為6510.94元和1943.30元,是1994年的3.9倍和2.5倍。今后5—10年以至更長時間,我國經濟保持一個較高的增長速度是完全可能的,城鄉居民的消費水平將大幅度提高。

(2)消費能級不斷提高,消費內容日益豐富,住房與轎車消費同時升溫,可望提前成為消費熱點在消費水平提高和消費結構改善的同時,城鄉居民的消費能級不斷提高。

(3)以教育為龍頭的娛樂教育文化服務類消費繼續攀升隨著人們對知識認知程度的提高和自我完善意識的增強,對教育的投入仍會保持增長。目前從子女教育在人們儲蓄目的位居前列的情況看,對教育及教育產品的投入仍是今后一個時期的消費熱點。大力發展教育事業,特別是高等教育、成人教育、職業教育應是政府長期堅持和倡導的。

4我國大部分地區居民消費水平偏低的原因及解決方法與策略

(1)居民消費率分析:居民消費率是指在一定時期內一國(或地區)居民消費部分占GDP的比重。改革開放以來的30年中我國居民消費率的變化大體上可以分為五個階段:第一個階段是1978-1981年,這一階段居民消費率直線上升,并在1981年達到了改革開放以來的最高點(53.1%)。第二個階段是1982-1989年,這8年中居民消費率出現過幾次小幅波動,但基本上比較穩定。第三個階段是1990-1994年,居民消費率持續下降。第四個階段是1995-2000年,在此期間,除了1997年居民消費率出現了小幅下降以外,其余年份均保持上升趨勢,但是上升幅度相當小,只有1.9個百分點。第五個階段是2001-2005年,居民消費率直線下降,并且在2005年達到了歷史最低點(38.2%)。

(2)居民消費占最終消費的比重:改革開放以來的1978年到2005年期間,我國最終消費中居民消費所占的比重雖然出現過波動,但是整體上保持穩定。值得注意的是2004年居民消費的比重直線下降。改革開放以來,我國居民消費占最終消費的比重最高只有81.5%,而且大多數年份不到80%,尤其是2004和2005兩年居民消費的比重更是降到了73.3%。國外經驗表明,居民消費占最終消費的比重一般不低于80%。這也從另一個方面反映出我國居民消費率偏低的事實。

(3)最終消費率分析:最終消費率是指在一定時期內(通常為一年或一個季度)一國(或地區)最終消費占GDP的比重。改革開放以來的28年中我國最終消費率的變化大致上可以分為四個階段:第一個階段是1978-2005年,居民消費率直線上升,并在1981年達到了改革開放以來的最高點(67.5%)。第二個階段是1982-1994年,除了在1985、1988和1989這三年有小幅回升外,其余年份均在下降。第三個階段是1995-2000年,除了1997年最終消費率出現了小幅下降以外,其余年份均保持上升趨勢,但是在整個階段中,最終居民消費率上升的幅度并不是很大,只有3.6個百分點。第四個階段是2001-2005年,居民消費率直線下降,并且在2005年達到了歷史最低點(52.1%)。與我國處在相同發展階段的一些國家的最終消費率一般均在80%以上,但是我國的最終消費率在2003年卻只有55.4%。

以上分析顯示,1978年以來的任何一個時期,我國的居民消費率和最終消費率都明顯偏低,尤其是2001年以來尤甚,這表明我國當前消費不足明顯存在。

論文關鍵詞:消費結構;消費趨勢;因子分析;聚類分析

論文摘要:近年來,我國宏觀經濟形勢發生了重大變化,經濟發展速度加快,居民收入穩定增加,在國家連續出臺住房、教育、醫療等各項改革措施和實施“刺激消費、擴大內需、拉動經濟增長”經濟政策的影響下,全國居民的消費支出也強勁增長,消費結構發生了顯著變化,消費結構不合理現象得到了一定程度的改善。為了進一步改善我國居民的消費結構,正確引導消費,提高我國居民的消費水平和生活質量,有必要對我國各省市居民的消費結構進行考察和研究,以期發現特點和規律。采用“雙對數模型”對我國居民的消費結構進行了趨勢分析,通過“聚類分析”對我國各地區居民消費結構之間的異同進行考察并作比較研究,總結出了我國居民消費呈現富裕型、娛樂教育文化服務類消費攀升的趨勢特點。

第3篇：居民消費水平論文范文

論文關鍵詞：居民消費，財政支農支出，VAR模型，脈沖響應函數，方差分解

 

一、引言

改革開放以來，中國的經濟轉型戰略取得了巨大成功，但內需不足的結構性失衡問題一直未得到根本解決，尤其是廣大農村居民消費率明顯偏低，已成為中國經濟長期健康運行的隱憂。伴隨著世界經濟進入后危機時代，以及中國改革向縱深推進，問題變得更為復雜。因此，深入研究農村居民生活消費的主要影響因素及其作用機制，是一個具有重要現實意義和豐富政策蘊含的命題。

擴大內需的最大潛力在農村。本文對傳統的居民消費模型進行修正，研究了影響我國農村居民消費的因素，把國家財政對農業的支出、農村居民消費價格指數等變量引入模型。結果顯示，農村居民的人均純收入、財政用于農業的支出水平對居民消費具有顯著影響。在此基礎上，本文探討了擴大農村居民消費需求的財稅對策。

二、文獻綜述

（一）外文文獻綜述

關于居民消費需求的研究文獻較多，如凱恩斯絕對收入假說、杜森貝利提出了相對收入假說、以莫迪利亞尼為代表的生命周期假說和以弗里德曼為代表的持久收入假說。霍爾第一個正式把理性預期假說和LCH／PIH結合起來，得出了不確定性下消費者效用最大化的隨機游走模型。但Campbell和Deaton也提出了消費的“過度平滑性”，用以說明隨機游走假說與實證結果之間的矛盾。隨后發展起來的預防性儲蓄假說和流動性約束假說，采用了更符合現實的不確定性假定來研究消費最優化行為。

在研究財政支出對消費的影響方面，Fatas和Mihov、Blanchard&Peroti采用結構向量自回歸方法對政府財政支出與居民消費關系做了考察，結果表明財政擴張會導致產出和居民消費的顯著增加。

在研究預防性儲蓄對消費的影響方面，哈波德認為社會保險可降低居民預防性儲蓄，首先，因為在居民面臨大額醫療支出或收入下降的情況下，在困難時期保障的存在降低了家庭所面臨的不確定性，由此可以降低居民的預防性儲蓄。菲爾德斯坦提出養老社會保障對居民儲蓄的替代效應和引致退休效應。他運用擴展的生命周期假說模型，考察了美國居民消費養老社會保障之間的關系。

（二）中文文獻綜述

我國對于消費需求的研究起步較晚，對于影響居民消費因素的研究主要集中在以下幾個方面：一是關于居民收入對其消費的影響。在諸多研究當中，眾多學者都認為收入水平一直是影響居民消費的主要因素，二者之間存在長期穩定地均衡。陳天祥、李貴榮（2001）分析了我國農村居民消費不足的原因，認為影響農村居民消費的因素可歸結為三類：較低的農村居民純收入水平；勤儉節約的消費觀念；宏觀經濟發展，其中收入水平對農村居民消費取決定性的影響。黃少安和孫濤（2005）從家庭倫理、道德習慣等非正規制度的角度分析研究了中國等國家和地區居民消費和儲蓄的特點，并沿用和擴展代際交疊模型，用最優化條件分析了我國居民在儲蓄和消費行為等方面的特征和存在的問題。

二是社會保障支出對居民消費影響的研究綜述。吳敬璉（1998）指出，在社會生活越來越不確定的情況下經濟學論文，要想擴大消費首先要讓消費者對未來的預期越來越好。劉鈞（2000）認為社會保障問題制約著消費啟動的作用力度，完善的社會保障運行機制可以提高居民的邊際消費傾向，可以替代居民用于養老和防止意外事故而進行的儲蓄。王云、辜萍（2001）通過分析社會保障制度對城鄉居民收入分配、消費觀念等消費行為的影響，認為社會保障制度與城鄉居民消費行為存在非常密切的關系，社會保障制度的健全與完善有利于擴大城鄉居民消費，推動經濟增長。

三是財政支農對居民消費影響的研究綜述

國內學術界對財政支出對農村居民消費的影響也進行了一些研究。許允彬、趙衛亞（2007）使用半參數模型考察了農村產出對農村居民消費的影響。財政農業支出、農村產出與農村居民消費等農村經濟變量之間是密切相關、相互影響的，財政農業支出的政策效應也會隨時間動態地變化。張陽、楊宏嶄（2010）利用協整和誤差修正模型對山東省財政支農支和農村消費之間的關系進行實證研究，發現山東省的財政支農支出與農村消費之間存在Granger因果關系、長期穩定的協整關系、同向變動關系和相互促進作用。

四是預防性儲蓄方面。不少學者認為未來的不確定性越大，預期未來的消費增長就越大，預防性儲蓄就越多。劉麗敏（2004）認為思考中國農村居民儲蓄行為及影響因素必須要結合中國經濟體制變遷。還有不少學者研究了城鄉居民消費的流動性約束問題，認為流動性約束太強和消費者短視行為是造成我國目前消費疲軟的根本原因。

還有眾多學者分析研究了就業、人口年齡結構等因素對居民消費的影響。如施祖輝（1997）通過對就業率與居民消費增長之間關系的實證分析，研究了就業對消費的影響。[1]

三、山東農村居民人均消費情況分析

自改革開放以來，伴隨著收入水平的提高，如下圖所示，山東農村居民人均消費也呈現出大幅增長的趨勢，從1978年的農村人均消費僅為93.69元，增長到2008年的4077.05元，并且在1995年及其以后年份出現一個人均消費快速上升的趨勢，并且在2006年之后又進入了另一個快速上升的階段。

圖1 1978-2008年山東農民人均消費線條圖

以上只是對歷年數據中山東農村居民人均消費的規模大致分析情況，關于山東農村居民人均消費背后增長的原因還有待于進一步分析。以下將引入一些列影響農村居民人均消費的變量對其進行定量實證分析論文格式。

三、數據與模型設定

本文所使用的數據為1978—2008年的年度數據，原始數據來源于山東省統計年鑒（2008）及山東統計信息網，根據相關理論及數據的可得性，本文選取山東省農村人均消費支出（ct）為被解釋變量，農民人均純收入（yt）、財政支農支出（gt）、農村消費價格指數（pt）作為影響農村居民消費的解釋變量。

其中，財政用于農業的支出主要包括：支農支出、農業基本建設支出、農業科技三項費用、農村救濟費、新型農村合作醫療等等。農村消費價格指數采用的是以1977年為基期，1977年的農村消費價格指數為100。

同時為了消除時間序列中存在的異方差現象，對變量進行對數變換，變換后不影響原序列的相關性。分別用Lnct、Lnyt、Lngt和lnpt表示取自然對數后的農村人均消費水平、農民人均純收入、財政支農支出、農村消費品價格指數。

四、多線段回歸模型

通過觀察分析山東省農村人均消費水平及其線條圖可知，數據在1995年、2006年有兩個顯著的突變點，可以建立關于人均消費水平與時間變量的多線段回歸模型進行研究，以下將對其進行分析。

建立模型：

其中，T為時間變動量，當時間為1978年時，T=1；當時間為2008年時，T=31。D1、D2為虛擬變量，在1995年以前（不包括1995年），D1取0，D2取0；在1995-2005年，D1取1，D2取0；2006年之后，D1、D2都取1。

運用Eviews 6.0對上述模型進行回歸分析，得到以下回歸方程：

Ct=-110.366+62.913T+103.903(T-18)D1+474.085(T-29)D2

t=(-1.332) （9.041） (6.322) (4.703)

=0.977 F=381.556DW=1.490

從回歸結果可以得出如下分析：t檢驗值(除常數項外)、F檢驗值、呈現出高度的顯著性，并且不存在明顯的自相關問題。可見，可以從1995年、2006年進行分段。

按1995、2006年進行分段，可得到以下分段回歸線性函數：

五、實證回歸分析

（一）ADF檢驗

在運用經濟變量建立模型時，通常要求時間序列是平穩的。否則，通過普通最小二乘法得到的回歸分析結果可能是毫無意義的偽回歸，而經濟時間序列常常是非平穩的。

運用Eviews6.0對時間序列lnct和lnyt、lngt、lnpt進行ADF檢驗，以判斷時間序列的平穩性。若ADF值大于臨界值，則意味著變量時間序列含有一個單位根，即變量時間序列是不平穩的；否則，若ADF值小于臨界值，則認為變量的時間序列是平穩的。

ADF檢驗結果見表1

表1 ADF檢驗值表（lnct、lnyt、lngt、lnpt）

 

變量

檢驗類型

ADF檢驗值

5%臨界值

結論

lnct

(C,T,2)

-3.013053

-3.574244

非平穩

Dlnct

(C,0,2)

-3.776756

-2.971853

平穩

lnyt

(C,T,2)

-2.881591

-3.574244

非平穩

Dlnyt

(C,0,2)

-3.519626

-2.971853

平穩

lngt

(C,T,2)

-2.089553

-3.568379

非平穩

Dlngt

(C,0,2)

-3.481609

-2.967767

平穩

lnpt

(C,T,2)

-2.586008

-3.568379

非平穩

Dlnpt

(C,0,2)

-4.834808

第4篇：居民消費水平論文范文

【摘要】擴大國內需求是我國應對經濟危機必然選擇,擴大以人為本的消費需求是科學發展觀的內在要求,培育以人為本的消費需求是實現國民經濟又好又快的重要舉措。

【關鍵詞】消費;以人為本;培育

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。

第5篇：居民消費水平論文范文

 

論文摘要：主要采用多間端等距指標入戶抽樣調查法、文獻資料法和數理統計法，對陜西省十一個地市的城市居民體育消費行為制約因素進行調查研究。結果顯示：傳統的消費觀念制約陜西省城市居民體育消費意識的提高；不發達的經濟條件制約陜西省城市居民體育消費水平的發展；居民生活消費結構中醫療及儲蓄制約陜西省城市居民的體育消費支出；消費者之間的個體差異影響體育消費的整體發展。

 

1 研究對象與方法

 

本研究對象是陜西省城市居民體育消費水平。主要采用多間端等距指標入戶抽樣調查法，對陜西省11個地、市城市居民，就體育消費的制約因素進行調查。調查時間：2005年6月一10月。采用陜西省統計局的國民經濟統計網點，樣本量為990份，回收990份。對所收集的全部調查問卷在計算機上運用spss9．0軟件對174240項數據進行分析和處理。

 

2 調查結果與分析

 

從調查結果來看，陜西省初步具備了體育消費興起和發展的條件。體育消費的內容主要包括人們進行身體鍛煉的參與型體育消費，現場觀看體育比賽的觀賞型體育消費，以及人們進行體育技能培訓的培訓體育消費等等體育勞務形式。本文主要從體育的參與型和觀賞型消費進行調查研究。

 

2．1陜西省城市居民體育消費水平總體分析

調查統計分析表明：陜西城市居民家庭參加各種體育健身活動的年消費額是348．14元，以城市居民家庭平均人口3．06計算，人均參與型體育消費年支出是113．77元。以陜西省城市人口1222萬人推算，陜西城市居民參與型體育消費年總量是13．9-億元。觀看各種體育比賽、體育表演是觀賞型體育消費的主要內容之一。陜西城市居民個人平均全年觀賞型體育消費的支出是39．78元，全省年消費總量是4．86億元(見表1)。

 

其中最突出的是關于觀賞型消費額50元以下的消費者占到總消費群體的70．8％。如果籃球cba聯賽球票價格以，30元計算，39．78元的觀賞消費支出最多只能觀看1場比賽，說明近年來陜西省城市居民體育消費有了一定程度的發展，但是總體水平相對較低。 

 

2．2制約陜西省城市居民體育消費水平的發展因素分析

筆者主要從社會文化、經濟環境、生活結構、消費者個體等方面進行分析：

 

2．2．1濃厚的傳統消費觀念制約體育消費水平的發展  傳統的消費觀念崇尚節儉，人們認為節儉是一種美德，通過節儉進行理財。但是，節儉本身并不生財，不能增大資產規模，而只是減少支出。陜西是中國傳統文化的主要發祥地，“輕消費，重儲蓄”的消費觀念在陜西居民中的表現較為突出，這在一定程度上抑制了陜西城市居民體育消費水平的提升。

 

2．2．2不發達的經濟條件制約體育消費水平的提高

 

2．2．2．1陜西省與其他省份經濟條件比較  體育消費歸根結底是一種經濟和貨幣開支，它必須以一定的經濟基礎為前提。統計數據表明，2004年陜西省人均gdp達到7757元，比上年增長12．4％，與全國及西部的青海、甘肅省份相比較，經濟增長速度是比較快的。城鄉居民收入較快增長，人均可支配收入達7492．50元，同比增長10．1％；ja居民消費指標恩格爾系數來看，2004年陜西省城鎮居民家庭該系數降到33．7％，低于全國和西部省份水平；對于城市居民人均消費性支出的指標，陜西省的同比增長速度達到10．0％，高于西部各省及全國的增長速度。總體看來，2004年陜西省經濟量低于全國平均水平(見表2)。

但是，經濟總增長水平快速穩定，增幅高于全國平均水平。

2．2．2．2陜西省內不同區域經濟比較分析(見表3)

陜西省地區間經濟發展水平差異明顯。“十五”期間，全省十市一區經濟發展都實現不同程度的快速增長，但增速在陜北、關中、陜南地區間差異明顯。

從人均gdp來看，西安市一直保持在10000元以上，2005年之前都遠遠高于其他市區，2005年延安異軍突起，達到17670元，比西安高出1745元，列全省第一，寶雞以11126元排在第三位，其他市區都不及全省平均水平(9878元)，其中商洛市最低(3616元)。在一定的經濟條件，西安市具有體育消費的硬件基礎設施和大量的有能力進行體育消費的群體，而其他城市由于自身經濟水平的制約和居民體育消費的觀念差異造成其體育消費水平普遍不高(見圖1)。

圖1陜西省不同區域城市居民年人均體育消費水平統計

2．2．3居民生活消費結構對體育消費水平的影響(見表4

表4 2004年陜西省城市居民生活消費結構統計

對陜西省城市居民消費結構進行調查，結果表明，排在前八位的消費項目分別是：“吃、穿、住、教育、醫療、交通通訊、文化娛樂、體育消費”。這說明體育消費在目前并非是居民生活消費的重要組成部分，由于近年來住房、醫療、教育制度等的改革，造成了大部分居民把大部分支出用于此類消費。但是隨著陜西經濟的較快發展，城鄉居民生活水平的普遍提高，消費結構將會發生較大變化，消費領域也會迅速拓展。

2．2．3．1醫療消費支出與體育消費水平的相關性分析  醫療消費支出在城市居民生活消費結構中所占比重逐年增加，這間接影響到體育消費水平的提升。據最新資料顯示，陜西省年城鎮居民醫療消費支出：1995年人均醫療支出是41．3元，2000年是91．4元，2005年人均醫療肖費支出是605元(見圖2)。人力資本理論把用于后天的營養、鍛煉和醫療保健等方面的支出看做是一種與物質建設一樣的投資，即健康投資，這種健康投資就形成了人力資本中的健康資本。但是，健康投資中僅注重醫療保健的支出，忽視體育健康的支出，是一種不科學的短視消費行為。

2．2．3．2居民儲蓄存款與體育消費水平的相關性分析  從2001年到2005年，陜西省城鄉居民年末儲蓄存款余額分別為1768．47億元、2107．83億元、2519．83億元、2948．34億元和3533．97億元，按年分別增長19．2％、19．6％、17．0％和19．9％(見圖3)。居民對預期支出和預期收入的不確定性，導致居民的預防性儲蓄動機強化。據統計，居民的儲蓄目的依次是子女教育、醫療和養老，而主要消費支出是食品和醫療等。統計顯示，以2005年城市人均消費性支出6656元計算，2005年陜西省城市人均醫療消費支出占人均消費性支出的比例已經達到9％。

然而，目前我國80％以上的勞動者沒有基本養老保險，85％以上的城鄉居民沒有醫療保險。因此，個人消費者必須面對養老、醫療以及孩子教育的問題，因而造成消費者高儲蓄低消費的心態，使得居民儲蓄率居高不下，對預期支出和預期收入的不確定性，和子女教育、醫療和養老的支出較大導致居民的預防性儲蓄動機強化。所以擺在陜西省政府面前的問題就是必須擴大消費，推動內需，改變以政府投資拉動經濟增長的模式。首先建立完善的社會保障體系和醫療保障體系，消除居民的后顧之憂。其次就是必須增加和培養居民新的消費熱點，那么體育消費就作為一種新的消費模式被提上日程，引導居民的健康投資與消費，逐步培養城市居民的健康消費意識。體育消費既能改變我國目前的消費不足的情況，同時也是政府推行醫療體制改革宏觀政策下的有益補充，居民對自己的健康投資，使自己身體各方面的機能得到有效提高，從而把醫療支出的費用能降到最低點，把看病花錢的事后控制改變為通過體育鍛煉增強體質的事前預防中來。

2．2．4消費者個體特征對體育消費水平的影響  本文從不同性別、不同年齡兩個方面來分別論述。旨在進一步明確不同體育消費群體的制約因素，從而對陜西省城市居民體育消費市場給予準確定位。

2．2．4．1性別差異對體育消費的影響  從性別的角度來研究體育消費的制約因素，通過調查統計我們可以看到：男性與女性在首要制約因素的認識上無明顯差異。大家一致認為是“體育消費價格偏高”；但是在第二位至第五位的制約因素中男女性別差異顯著。制約男性體育消費的第二位因素是經濟條件差，排在第三、四、五位的分別是：工作任務重、健身場所距離遠、沒有適合自己的體育消費場所。制約女性體育消費的第二、三、四位因素分別則是家務忙、缺乏體育興趣、不懂運動知識及無人指導。因此，在新時期對陜西省城市體育消費的宣傳及增加體育消費場所很有必要。

2．2．4．2年齡結構對體育消費的影響  從消費者個體年齡結構出發，制約體育消費的主要因素排在前三位的分別是：體育消費價格高，家務忙和消費場所距離遠。不同年齡的消費個體差異顯著，18歲以下和19—25歲為一類，他們認為影響他們健身娛樂消費的主要因素是健身娛樂價格偏高、經濟條件差。其次是體育消費項目單一、缺乏健身娛樂興趣。26—40歲和41—50歲為第二類群體，他們有比較可觀的收入，但影響他們消費的主要因素是工作緊、家務忙，其次影響因素是沒有適合自己的健身娛樂消費場所、健身場所距離太遠。第三類群體是5l一60歲和60歲以上的消費者，他們認為主要因素是健身娛樂價格偏高、經濟條件差。這個群體還是把經濟因素放在首位，其次影響因素是沒有適合自己的健身娛樂消費場所、健身場所距離太遠、缺乏體育健身娛樂興趣等因素(見表5)。

體育消費價格高與陜西城市居民生活消費水平和體育企業的價格策略有關。家務忙，說明社會經濟生產中的效率不高，人們閑暇時間少；消費場所距離遠顯示陜西省體育場館資源配置不足。體育場館設施是發展居民體育消費的物質保障，據第五次陜西省體育場地普查數結果表明，體育場地總數雖然有19227個，但人均體育場地面積僅有0．9平方米，而且配置不合理。標準場地主要分布在大城市，而且主要集中在幾個城區，小城市體育場館資源十分短缺。這種分布不均勻的狀況嚴重阻礙了居民體育消費水平的提升。

2．3體育消費的研究對陜西省體育產業發展的啟示

經濟是體育消費的基礎。體育消費的實際水平和發展規模，歸根結底要受經濟發展和人們的生活消費水平制約。這就告訴我們，體育消費與經濟發展往往處于“水漲船高”的增長態勢。世界上一些經濟發達國家的體育消費水平較高，是與其經濟發展水平相適應的。而陜西省經濟發展和居民的生活消費水平不高，才阻礙了人們的體育消費水平，影響了體育產業的發展。所以體育產業的發展，必須結合陜西省的實際經濟狀況和居民的生活消費水平，政府部門在制定體育產業發展戰略方針時，應參考陜西省居民的生活消費水平，積極發展一些居民喜聞樂見并且有實際消費能力的體育項目，如羽毛球等參與型項目，大型體育賽事等欣賞型項目。

3 結論

(1)陜西城市居民參與型體育消費處于初級水平。人均參加各種體育健身活動的消費支出是i13．77元。消費總量是13．90億元。

第6篇：居民消費水平論文范文

由美國次貸危機引發的經濟危機，使世界經濟增長放慢，而我國自然也不能擺脫這一影響。這些年我國經濟的增長有將近20％是由出口拉動的，而這次經濟危機使美國及我國主要出口國的經濟嚴重受損，直接導致我國外部需求的減弱，凈出口對我國經濟增長的貢獻率明顯降低。論文百事通由于外部環境的變化，使我國不得不加快調整我國的經濟結構。

2擴大居民消費需求的可行性分析

2、1消費對經濟的拉動存在進一步提升的空間

眾所周知，中國長期以來采取出口為主的外向型經濟模式，在拉動經濟增長的“三駕馬車”中，消費相對于出口和投資而言“跑得最慢”。從上表我們可以看出我國消費需求對經濟的貢獻率逐年下降，自2003以來一直低于40％，大大低于70％左右的世界平均水平。自1999年以來，我國經濟中的最終消費對經濟增長的拉動能力持續下降，最終消費對經濟增長的貢獻率由1999年的74.4％降至2007年的40％。這一方面說明，自1999年以來，伴隨著我國經濟的持續快速增長，我國經濟內部國民的實際消費能力和消費福利在持續下降。但從另一方面也說明我國消費需求存在進一步的提升空間。

2、2居民財富的不斷增加為擴大消費需求提供了先決條件

2007年我國人均GDP已達到2456美元，2008年8月我國城鄉居民儲蓄存款已超過20萬億元。按國際通行說法，這正是消費水平快速成長的黃金時期。這次世界經濟大蕭條對我國經濟來說既是一次危機也是我國轉變經濟發展方式，由外向型經濟模式向以內需拉動為主轉變的大好機遇。

2、3農場消費市場的巨大潛力

在擴大消費需求方面，我國應把農村的發展和農民生活水平的提高擺在突出的位置。我國有13億人口，有8億多農民，但是長期以來，我國城鄉“二元格局”拉大了城鄉屆民之間的收入差距，盡管近些年來政府高度重視“三農問題”，提出了統籌城鄉發展，消除城鄉“二元格局”的戰略方針并組織實施，但是農村發展還遠遠滯后于城市，農民收入也遠遠低于城市居民。據有關調查顯示：2007年我國城鄉居民收入比已擴大到3.33:1。絕對差距達到9646元。在這種情形下，農民的消費需求是很難得以提高和滿足的，導致我國農民的消費意愿很強但是消費能力嚴重不足。農村巨大的消費市場可能成為我國拉動內需避免全球金融危機以及我國經濟下滑的支撐因素之一。

3擴大消費需求的稅收對策建議

我們知道我國居民的儲蓄存款突破20萬億，居世界首位，但貧富差距也是位于世界前列，從而使我國低收入人群消費能力不足，而高收人群消費意愿不足，是導致我國居民消費嚴重不足的主要原因。還有目前我國的社會保障制度不完善也是導致我國居民消費意愿不足的另一個關鍵因索。因此要擴大居民消費需求首先要提高農民和低收入群體的收入水平，其次要刺激高收入群體的消費意愿，還有要完善社會保障制度，使居民消費以后有保障。下面就提高居民收入水平，刺激居民消費意愿和完善社會保障制度提出幾點稅收建議：論文百事通

3、1增加農民收入，加大開拓農村市場的力度

“農民不富，中國不富”，因此首先要增加農民的收入，加大發展農業和農村經濟，千方百計提高農民的收入，提高農民消費在居民總消費中的比重。從前面的分析中我們已經知道邊際消費傾向遠遠高于城鎮，因此增加農民收入是當前擴大內需的一個重要支撐點。要增加農民收入可以通過增加對農民的直接補貼，通過稅收改革減輕農民的負擔，我國農民購進的農業生產資料目前還不能抵扣增值稅，根據稅賦轉嫁的原理，農民的稅收分擔很重，不利于農民增加收入，我們應該將農民納入增值稅增收范圍，允許抵扣進項稅額，對農民的增值稅免征。還有為減輕農民的貸款困難，可以考慮對向其提供的貸款的金融機構免征營業稅。

3、2改革個人所得稅，縮小收入分配差距

個人所得稅對所得課稅，能夠對居民收入差距進行直接調節，從而調節消費和儲蓄行為。我國目前的個人所得稅制度很不完善，需要進行改革。首先我國應該實行綜合所得稅課稅和分類所得稅課稅相結合的混合所得稅模式；要合理確定個人收入課稅費用扣除額；其次減少工薪收人稅率級次，調整稅率結構。同時在合理劃分收入差距的前提下，縮減累進稅率的級次，對誠實勞動的綜合類收人實行低稅率，使個人所得稅的稅率級次起到“調高、擴中、提低”的作用，真正發揮其調控收入的職能作用。第三，對居民收入水平和收入結構實施全方位的監控管理，重點加大對高收入階層的監控。新晨

3、3運用稅收政策扶持企業開發新產品。提高居民消費意愿

我國居民消費不足的一個重要原因在于高收入者消費意愿不強，而導致這一結果的原因在與我國目前消費品的種類不多，消費服務還處于較低水平，難以滿足收入水平較高的消費者對于消費品升級換代和消費服務高水平、消費多樣性的需求。因此我們應該在企業開放新產品方面提供稅收優惠，促使企業開發新產品，滿足居民的消費需求。

3、4完善社會保障制度，轉變居民消費觀念

由于社會保障制度不完善，我國居民不敢拿出儲蓄來消費，從而形成我國的居民儲蓄存款很高而但消費卻不足的矛盾。要使居民轉變消費觀念，將儲蓄拿出來消費，刺激國內消費需求，首先就必須完善社會保障制度。我國在在城鎮地區已經建立起了初具雛形的社會保障體系，但是社會保障基金面臨巨大缺口。2005年5月，世界銀行的研究報告指出，在一定假設條件下，按照目前的制度模式，2001年－2005年間，中國基本養老保險的缺口將高達9.15萬億元。社會保障資金支付的巨大壓力是我國未來社會保障制度運行中面臨的難題，因此將社會保障費改為社會保障稅是完善我國社會保障制度的最終目標。

參考文獻

[1]胡怡建，朱為群，稅收學[M]，上海。三聯書店出版社，2002

[2]許生，擴大內需的財稅政策研究[J]，稅務研究，2009，(1)

[3]辛小莉，擴大居民消費需求的稅收對策選擇[J]，稅務與經濟，2009，(2)

第7篇：居民消費水平論文范文

關鍵詞：旅游；景氣指數；合成指數

一、景氣指數測算方法

景氣指數又稱景氣度，是一種對定性指標通過定量方法加工匯總，綜合反映某一特定調查群體或某一社會經濟現象所處的狀態或發展趨勢的一種指標。

景氣指標分為先行指標、一致指標和滯后指標三類。先行指標的變化，可以用來預測一致指標將要發生的變化；滯后指標的變化，可以用來檢測一致指標發生的變化，從而確認總體經濟發展變化狀況。

國際上通用的景氣指數方法有擴散指數（DI）方法和合成指數（CI）方法。本文對安徽旅游景氣指數研究采用合成指數方法，具體計算方法如下：

（一）單指標的對稱變化率和標準化。對稱變化率的計算公式為：

其中表示第i個指標第t年的對稱變化率，用百分數表示。和分別表示第i個指標第t年和第t-1年的原始數據。

（二）用表示第i個指標對稱變化率時間序列的序時平均數，N表示標準化的期數，則有：

（三）用表示第i個指標t期對稱變化率的標準化數值，則有：

（四）多指標對稱變化率標準化后的加權平均數。

其中表示第i個指標第t年的對稱變化率的標準化數值， 為多指標綜合的平均對稱變化率，表示第個指標的權數， i=1，2， ...， k表示指標項目數。本文中采用簡均進行計算。

（五）平均變化率以同步指數標準化。

標準化因子F的計算公式是：

其中表示超前指標或滯后指標的綜合平均對稱變化率第t期的數值，表示一致指標的綜合平均對稱變化率時間序列的t期數據，N表示期數。平均變化率以同步指數標準化的計算公式是：

（六）計算合成指數。

首先計算原始指數的時間序列即環比原始指數，令=100，則計算公式為：

It=It-1*（200+rt）/（200-rt）， t=2，3，…，m

用0表示所選基準年份的平均值，本文中0 ==100，由此得到合成指數為：

二、指標選取和數據處理方法

（一）指標選取

本文選取9個指標并劃分為先行指標、一致指標和滯后指標參與旅游景氣指數計算，其中先行指標包括GDP、城鄉居民人民幣儲蓄存款、居民消費支出和全國居民消費水平；一致指標包括旅游總收入、國內旅游人數和入境旅游人數；滯后指標包括外商直接投資實際利用額、固定資本形成總額。采用指標年度數據進行計算，數據主要來自安徽省統計年鑒。

（二）數據處理

為消除價格因素影響，本文采用可比價進行計算，具體處理方法如下：

城鄉居民人民幣儲蓄存款、居民消費支出、居民消費水平用居民消費價格指數進行調整， GDP用GDP平減指數調整。

外商直接投資實際利用額、固定資本形成總額用固定資產投資價格指數進行調整。

旅游總收入為國際旅游外匯收入與國內旅游收入之和，國際旅游收入按匯率折合成人民幣計價。旅游總收入用GDP平減指數調整。

三、安徽省旅游景氣指數分析

（一）計算結果

根據上述計算方法，以1997年為基準年算的安徽省旅游景氣指數，具體見表1。

（二）旅游景氣指數結果分析

安徽旅游景氣指數與安徽旅游發展形勢基本吻合，總體呈現出穩步上升態勢，但自2012年開始增長幅度逐步放緩。

從圖1看，先行指標自1998年以來景氣指數一直高于100，并且呈現逐年遞增態勢，2000年增長最為緩慢，2011年增長最為快速，自2011年以后增長有逐步放緩跡象。

從圖2看，一致指標在1998年景氣指數低于100，主要是受97年亞洲金融風暴，安徽入境游客數量下降明顯；2003年景氣指數有所回落，下降1.11個百分點，主要是受“非典”影響，入境旅游和國內旅游人數下降，進一步影響旅游總收入下降；2012年景氣指數上升最快，2006年至2012年景氣指數上升幅度較大，是安徽旅游發展最好的時段。

從圖3看，滯后指標景氣指數總體也是呈現出穩步上升態勢，與一致指標走勢基本相同，但1998年和2000年景氣指數均低于100，其余年份均高于100，2007年增長幅度最大，2008、2009受世界金融危機影響，實際利用外商直接投資額增長緩慢。

四、結論

安徽旅游發展受宏觀經濟形勢影響較大，無論是97年的亞洲金融風暴還是2008年的世界金融危機對安徽旅游景氣指數影響明顯，突發事件影響也較為明顯，例如2003年的“非典”，這都說明安徽旅游產業抗風險能力略顯不足，同時自2012年以來，安徽旅游景氣指數上升勢頭逐步放緩，值得關注。當然本文研究存在一定的局限性，由于相關月度數據的可獲得性不強，僅從年度數據對旅游景氣指數進行研究，基于年度數據的景氣指數對旅游市場反應不夠靈敏。

參考文獻：

[1] 楊健. 河南省旅行社產業景氣指數研究.管理工程師.2011（03）.

[2] 閻霞.中國飯店產業景氣研究.北京北京第二國語學院碩士學位論文.2008.

第8篇：居民消費水平論文范文

論文關鍵詞：消費結構，影響因素，實證分析

1前言

1.1研究背景

消費是社會經濟活動的重要環節，但是近來，外部需求下降，過去對經濟增長貢獻度達20%的出口部門面臨嚴峻的收縮局面，實體經濟運行規模出現萎縮。從數據來看，中國已隨全球經濟進入下行周期，經濟增速放緩。2008年第三季度GDP增速為9%，低于市場預期的9.7%，主要體現在出口與房地產兩架引擎同時放緩。

圖12006年1月-2009年6月GDP走勢圖

為了彌補出口下降對經濟增長的影響以及增強中國經濟發展的內在動力，宏觀政策將著力于擴大內需，而在擴大國內需求的構成中，擴大消費尤其重要。若想增加消費，保持國民經濟穩定、持久的增長，就必須對中國居民消費水平和消費結構的特征、演變規律和發展趨勢進行研究。

1.2消費結構概念的界定

本文中的消費結構是指以貨幣表示的食品、衣著、居住、家庭設備與用品、醫療保健、交通與通訊、文教娛樂、雜項開支在總消費支出中的比例關系。

2消費結構影響因素

2.1社會保障水平（Thelevelofsocialsecurity，SS）

居民消費預期支出的不確定性，不僅減少了即期消費支出，而且會抑制消費結構的升級，致使消費結構中應有的一些消費需求熱點無法顯現。社會保障水平的提高能夠促使居民增加非生活必需品的支出，從而適應不同層次人群的消費需求，推動消費結構升級，啟動多元消費市場。本文以社會保障支出總額占GDP的比重作為社會保障水平的測算。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。

2.2受教育水平——普通高等教育人口比重（Generalhighereducationpopulation，GHEP）

居民的消費結構與其消費觀念和消費習慣密切相關。在理論上，一個人受教育程度越高，其消費觀念越科學，消費結構的層次越高。本文用受過普通高等教育的人數占總人數的比重作來衡量中國居民的受教育水平。數據來源：歷年《中國勞動統計年鑒》計算整理得來。

2.3技術進步（Researchanddepartment，RD）

本文用研究與開發的投入量占GDP的比重來表示中國對技術進步的投入力度，作為影響消費結構的一個因素。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。

2.4利率（Rate，R）

本文選用金融機構一年期定期存款利率作為影響消費結構的因素。數據來源：《中國金融年鑒》。

2.5人口結構——撫養比率（DependencyRatio，DR）

一般來說，通過人口結構可以反映出一個國家的大體的社會和經濟狀況。當論及這一問題，年齡是最重要的因素。人口的年齡結構是指一個人口集團（或群體）在某一時點上的人口年齡分布狀況、各年齡組人口在總人口中所占比重，它可以表明人口發展類型和速度，反映勞動年齡人口和被撫養人口的比例等。人口年齡結構的動態變化，將對消費結構的變化產生影響。

本文將撫養比包括少年兒童與老年人口的總撫養比，即少年兒童和老年人口總數占總人口數的比重作為重要的指標選入模型。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。

2.6城市化水平——城市化率（UrbanizationRate，UR）

城市化率是指市鎮人口占總人口的比重。一般而言，城市率越高伴隨的消費結構層次越高，本文將城市率作為衡量消費結構的一個重要因素。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。

3中國居民消費結構的變動分析

表1中國居民人均全年消費性支出構成比單位：%

年份

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

食品

41.67

40.35

42.58

41.94

43.20

33.25

40.05

40.23

衣著

8.94

8.97

7.30

7.29

7.08

8.88

7.59

7.65

居住

10.46

10.18

12.68

12.26

11.43

17.25

12.67

14.95

家庭設備用品及服務

5.90

5.96

5.47

5.44

5.38

5.97

5.48

5.17

醫療保健

7.24

7.85

7.49

7.96

8.22

7.71

11.40

9.09

交通通信

10.81

11.35

10.19

10.82

11.09

12.82

11.97

11.08

教育文化娛樂服務

10.31

10.50

11.07

11.61

10.94

11.40

8.11

9.03

雜項商品與服務

4.66

4.83

3.21

2.66

2.67

2.72

2.73

2.79

資源來源:由《中國統計年鑒》2001-2008計算所得

圖2中國居民人均全年消費性支出構成I圖3中國居民人均全年消費性支出構成II（比重）

由上述圖表可以看出，中國居民的消費支出由2000年的人均6668.13元，上升到2007年的26821.60元，消費水平已得到極大提高，但與世界平均水平相比還很低，亞洲開發銀行(ADB)在近期發表的一份調查報告中指出，中國的人均生活水平排在世界第128位。

從消費結構來說：

年人均食品消費支出由2000年的2778.83元上升到2007年的10790.22，可見中國居民的消費能力已得到極大提高，食品消費比率由2000年41.67%下降到2007年的40.23%。國際上常用恩格爾系數來衡量一個國家和地區人民生活水平的狀況。根據聯合國糧農組織提出的標準，恩格爾系數在59%以上為貧困，50-59%為溫飽，40-50%為小康，30-40%為富裕，低于30%為最富裕。可見，中國居民總體上實現了小康目標，這主要是由城鎮居民消費水平快速提升拉動的，但是城鎮居民的恩格爾系數已由1978年的57.5%下降為2008年的37.3%，達到了國際衡量標準中的富裕階段，間接反映出中國的城鄉差距在不斷擴大。

居住消費明顯增加，由2000年人均596.41元上升到2007年的2051.99元，消費比率也由2000年10.46%上升到2007年的14.95%。住戶條件不斷改善，平均每人現有住房使用面積呈現增加趨勢。但由于占絕大比率的低收入與其價格差距較大，短期內還不可能形成較強的購買力。消費正處在從一般水平向高檔水平轉變的孕育階段。

衣著消費支出由2000年的720.95元上升到2007年的2972.35，其消費比重由2000年8.94%下降到2007年的7.65。可以預測，在未來的幾年內，中國居民衣著消費比重將呈平穩下降趨勢。但由于衣著消費的絕對量在增加，人們在衣著消費中更加追趕時髦，更注意質量和款式。這些均表明中國居民消費水平在提高。

2007年人均家庭用品消費支出為4010.59元，約是2000年697.63元的5.7倍，其上升幅度是消費結構組成中最大的，這說明中國居民消費能力已得到極大提高。但其消費比率卻由2000年5.90%下降到2007年5.17%，這說明大部分家庭己經購買彩電、冰箱等耐用電器，基本上處于飽和狀態。隨著科學技術的發展，高科技耐用家電產品的生命周期越來越短，對耐用消費品更新換代的速度必將越來越快。

醫療保健、交通通訊消費增加迅速，分別由2000年7.24%，10.81%上升到2007年9.09%，11.08%。前者說明因為人口結構老齡化、人們的保健意識增強以及城鎮醫療保險制度改革使個人醫療負擔適當增強。后者說明為方便生活，節省時間的現代通訊工具和交通工具迅速進入居民家庭。

娛樂文教消費總量在不斷提高，由2000年人均393.52元上升到2007年1386.08元，這說明中國居民文化娛樂活動更加豐富多彩，用于娛樂消費、旅游支出都有明顯增長。隨著工作強度的加大和生活節奏的加快，城鎮居民越來越注重閑暇時的娛樂，諸如旅游、度假等已成為消費熱點。并且由于獨生子女家庭的增加，父母望子成龍，加大對子女培養教育的投入。還有就是，隨著科技發展和社會進步，人們對自身學歷的提高越來越重視。但從消費比率來看，文教娛樂的消費比重開始逐年下降，2006年僅為8.11%，這與國家提出從2006年開始全部免除西部地區農村義務教育階段學生學雜費，2007年擴大到中部和東部地區的政策有關。

4中國居民消費結構影響因素的實證分析

本章節首先對影響消費結構的變量，包括社會保障水平、受教育水平、技術進步、利率、人口結構、城市化水平，進行單位根檢驗；接著把這些變量與消費結構的變量包括食品、居住、文教娛樂、醫療保健、衣著、交通通訊、雜項，放在一起進行因果檢驗和相關系數分析。

4.1單位根檢驗

表2消費結構影響因素單位：%

年份

SS

GHEP

RD

R

DR

UR

2000

1.53

1.02

1.00

2.25

29.9

36

2001

1.81

1.12

1.07

3.06

30.0

38

2002

2.19

1.27

1.23

3.47

41.7

39

2003

1.96

1.51

1.13

2.52

40.5

41

2004

1.95

4.14

1.23

2.25

38.6

42

2005

2.02

4.53

1.34

2.25

40.1

43

2006

2.06

4.95

1.42

1.98

38.3

44

2007

2.18

5.45

1.49

1.98

37.4

45

注:SS是社會保障支出總額占GDP的比重；GHEP是普通高等教育人口占總人口數的比重；RD是研究與開發的投入量占GDP的比重；R是金融機構一年期定期存款利率；DR是少年兒童與老年人口的總數占總人口數的比重；UR是市鎮人口占總人口的比重。

利用EViews3.1對上述6個變量進行單位根(ADF)檢驗，檢驗結果如下表所示:

表3:變量ADF檢驗

變量名稱

ADF檢驗值

P值

(C，T，N）

臨界值

1%

5%

10%

D(SS(-1)，2)

-2.965013

0.0251

(0，0，0)

-3.0507

-1.9962

-1.6415

D(GHEP(-1))

-1.926497

0.0954

(0，0，0)

-2.9677

-1.989

-1.6382

D(RD(-1))

-2.127608

0.0709

(0，0，0)

-2.9677

-1.989

-1.6382

D(R(-1))

-2.940666

0.0217

(0，0，0)

-2.9677

-1.989

-1.6382

D(DR(-1))

-2.743578

0.0288

(0，0，0)

-2.9677

-1.989

-1.6382

D(UR(-1)，2)

-8.660254

0.0001

(0，0，0)

-3.0507

-1.9962

-1.6415

在10%的顯著性水平下，Eviews3.1的檢驗結果表明GHEP、RD、R、DR這些變量都是一階平穩的，而SS、UR是二階平穩的，同時也說明這些變量本身是不平穩的。因此，不能對這些變量直接進行回歸，本文采取因果檢驗與相關系數來進行實證分析。

4.2因果檢驗與相關系數分析

選擇食品、衣著、居住、家庭設備與用品、醫療保健、交通與通訊、文教娛樂、雜項開支在總消費支出中的比例作為中國消費結構的結構變量，分別記為Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6、Y7、Y8。

用Eviews3.1對其進行ADF檢驗，結果見表7。

表4:結構變量ADF檢驗

變量名稱

ADF檢驗值

P值

(C，T，N）

臨界值

1%

5%

10%

D(Y1(-1))

-3.725314

0.0204

(0，0，0)

-5.2459

-3.5507

-2.9312

D(Y2(-1))

-3.116793

0.0356

(0，0，0)

-5.2459

-3.5507

-2.9312

D(Y3(-1))

-4.947263

0.0078

(0，0，0)

-5.2459

-3.5507

-2.9312

D(Y4(-1)，2)

-3.598566

0.0368

(0，0，0)

-5.8034

-3.7441

-3.0339

D(Y5(-1))

-4.353490

0.0073

(0，0，0)

-3.1714

-2.0056

-1.6458

D(Y6(-1)，2)

-3.603050

0.0367

(0，0，0)

-5.8034

-3.7441

-3.0339

D(Y7(-1))

-3.118931

0.0356

(0，0，0)

-5.2459

-3.5507

-2.9312

D(Y8(-1)，2)

-6.285693

0.0081

(0，0，0)

-5.8034

-3.7441

-3.0339

在10%的顯著性水平下，結構變量Y1、Y2、Y3、Y5、Y7是一階平穩的，Y4、Y6是二階平穩的，同時說明這些結構變量本身是不平穩的。

4.2.1食品結構變量影響因素

表5:食品結構變量影響因素Granger因果檢驗

變量

零假設

滯后期

F

P

結論

Y1

SS不是Y1的格蘭杰原因

2

0.01579

0.98457

接受

SS

Y1不是SS的格蘭杰原因

2

67.1668

0.08596

拒絕

Y1

GHEP不是Y1的格蘭杰原因

1

4.53328

0.1003

拒絕

GHEP

Y1不是GHEP的格蘭杰原因

1

0.03207

0.86658

接受

Y1

RD不是Y1的格蘭杰原因

1

0.54146

0.50265

接受

RD

Y1不是RD的格蘭杰原因

1

0.42696

0.54914

接受

Y1

R不是Y1的格蘭杰原因

1

1.49549

0.28849

拒絕

R

Y1不是R的格蘭杰原因

1

0.17164

0.69991

接受

Y1

DR不是Y1的格蘭杰原因

1

0.06458

0.81192

接受

DR

Y1不是DR的格蘭杰原因

1

0.01062

0.92288

接受

Y1

UR不是Y1的格蘭杰原因

2

0.92002

0.59339

接受

UR

Y1不是UR的格蘭杰原因

2

0.04539

0.95748

接受

從因果檢驗的結果表明:普通高等教育人口指數是食品支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為89.97%，普通高等教育人口指數是食品消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是食品支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為71.15%，金融機構一年期定期存款利率是食品消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、R兩個因素來進行實證分析。Y1與這兩個變量的相關系數如下所示:

表6:食品結構變量影響因素的相關系數

相關系數

GHEP

R

Y1

-0.4118

0.2729

從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y1(總消費中食品消費占的比重)有影響的主要是GHEP(普通高等教育人口指數)，且起到負的作用。這主要是由于高等教育人口指數越大，中國的教育水平越高，人們的總收入水平隨之提高，且消費觀念更加科學化，在保證基本的物質消費條件下，更增加了在精神文化等方面的支出，從而在食品消費絕對量增長的同時其比重呈下降趨勢。

但由于中國人口眾多，平均消費水平還比較低，尤其是廣大農村地區，其消費水平僅達到溫飽，正處于向小康社會奔進的發展階段，食品支出在消費總支出中依然處于主導地位，現階段食品消費結構與教育水平等變量的相關性還不是很顯著。

4.2.2衣著結構變量影響因素

因果檢驗結果表明:少年兒童與老年人口的撫養比是衣著支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為63.50%，撫養比是食品消費結構的格蘭杰原因。因此，選擇DR來進行實證分析。Y2與其的相關系數如下所示:

表7:衣著結構變量影響因素的相關系數

相關系數

DR

Y2

-0.7059

從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y2(總消費中衣著消費占的比重)有影響的主要是DR（少年兒童與老年人口的撫養比）且起到負的作用。這主要是由于少年兒童與老年人都是消費大于當期收入的人群，缺乏收入作為消費的支持和后盾，該類人群所占比越大，人們的消費壓力也越大，用于衣著這類可多消費可少消費的物品來說其在總消費支出中的比重自然隨之減少。另外，少年兒童與老年人對衣著品牌和款式的追求也不是十分強烈。

4.2.3居住結構變量影響因素

因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為97%，普通高等教育人口指數是居住消費結構的格蘭杰原因；技術進步率即研究與開發投入占GDP總值的比重是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為91%，技術進步率是居住消費結構的格蘭杰原因；城市化率是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為71%，城市化率是居住消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、RD、UR三個因素來進行實證分析。Y3與這三個變量的相關系數如下所示:

表8:居住結構變量影響因素的相關系數

相關系數

GHEP

RD

UR

Y3

0.6533

0.7244

0.6907

從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y3(總消費中居住消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、RD(技術進步率)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。這主要是由于高等教育人口指數越大，技術進步率越高，人們的生產力水平越高，伴隨的收入越多，對住房這類高消費需求也越大。另外，隨著城市化水平的提高，大量的農村居民進入城市謀求發展，對住房的需求也十分強烈。

4.2.4家庭設備與用品結構變量影響因素

因果檢驗結果表明:社會保障支出總額占GDP的比重是家庭設備與用品支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是75%，社會保障水平指數是家庭設備與用品結構的格蘭杰原因；研究與開發投入占GDP的比重是家庭設備與用品支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是72%，技術進步率是家庭設備與用品結構的格蘭杰原因。因此，應選擇SS、RD兩個因素來進行實證分析。Y4與這兩個變量的相關系數如下所示:

表9:家庭設備與用品結構變量影響因素的相關系數

相關系數

SS

RD

Y4

-0.6462

-0.5628

從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y4(總消費中家庭設備與用品消費占的比重)有影響的主要有SS(社會保障水平指數)、RD(技術進步率)，且都起到負的作用。這可能是因為，社會保障水平越高，國家對居民的相關補助越多，像家電下鄉政策的實施，農村居民購買家庭設備與用品可以減免13%的費用，由當地政府部門給予補償等。另外，技術越進步，家庭設備與用品越先進，其耐用性越高，當人們已經購買了所需家庭設備用品后自然不會再輕易購買此類用品，因此，其受到各方面因素影響的作用有限，以上檢驗出的相關性不是十分顯著。

4.2.5醫療保健結構變量影響因素

因果檢驗結果表明:受到普通高等教育的人口數占總人口數的比重是醫療保健支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為88%，普通高等教育人口指數是醫療保健消費結構的格蘭杰原因；城市化率是醫療保健支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為83%，城市化率是醫療保健消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、UR兩個因素來進行實證分析。Y5與這兩個變量的相關系數如下所示:

表10:醫療保健結構變量影響因素的相關系數

相關系數

GHEP

UR

Y5

0.6515

0.6639

從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y5(總消費中醫療保健消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。這可能是因為普通高等教育人口指數越大，人們受教育水平越高，越注重對身體的健康保養，另外，城市化進程越快，越多的人可以享受到城市里較好的醫療保健水平，但其消費價格也較高。

4.2.6交通與通訊結構變量影響因素

因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是交通與通訊支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為84%，普通高等教育人口指數是交通與通訊消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是交通與通訊支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為73%，金融機構一年期定期存款利率是交通與通訊消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、R兩個因素來進行實證分析。Y6與這兩個變量的相關系數如下所示:

表11:交通與通訊結構變量影響因素的相關系數

相關系數

GHEP

R

Y6

0.5841

-0.5022

從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y6(總消費中交通與通訊消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、R(金融機構一年期定期存款利率)，前者起到正的作用，后者起到負的作用。高等教育人口指數越大，中國的教育水平越高，人們更注重信息之間的交流與交通的便利，對交通與通訊的需求越強烈。另外，金融機構一年期定期存款利率越低，人們用于儲蓄的資金越少，消費越旺盛，汽車、手機、電腦等交通與通訊設備已成為消費的熱點，是人們生活的重要組成部分，因此，利率越低在交通與通訊方面的支出越多。

但由于交通與通訊設備的使用期較長，已經購買了的消費者除非特別的愛好與追求不會再輕易購買同類產品，因此受各因素的影響有限，相關性不是十分顯著。

4.2.7文教娛樂結構變量影響因素

因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為82%，普通高等教育人口指數是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；技術進步率是文教娛樂支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是74%，技術進步率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為75%，金融機構一年期定期存款利率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；城市化率是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為77%，城市化率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、RD、R、UR四個因素來進行實證分析。Y7與這四個變量的相關系數如下所示:

表12:文教娛樂結構變量影響因素的相關系數

相關系數

GHEP

RD

R

UR

Y7

-0.5264

-0.5483

0.5009

-0.4149

從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y7(總消費中文教娛樂消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、RD(技術進步率)，且起到負的作用。這可能是與近幾年國家實行的教學娛樂改革有關，國家越來越重視教育娛樂事業的發展，在教育娛樂方面的投入越高，居民個人在該方面的投入自然越少，因此，普通高等教育人口指數和技術進步率對文教娛樂結構變量起負的作用。

雖然，現在的家庭更加重視文化培養和生活娛樂，對教育質量和生活樂趣的投入越來越大，但由于家庭人口數的減少，越來越多的是3口之家，文教娛樂消費在總消費中的比重變化不大，且其也具有一定的消費剛性，受到各因素的影響有限，相關性并不十分顯著。

4.2.8雜項開支結構變量影響因素

因果檢驗結果表明:少年兒童與老年人口的撫養比是雜項支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是57%，少年兒童與老年人口的撫養比是雜項開支消費結構的格蘭杰原因。因此，選擇DR這個因素來進行實證分析。Y8與這個變量的相關系數如下所示:

表13:雜項開支結構變量影響因素的相關系數

相關系數

DR

Y8

-0.9049

從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y8(總消費中雜項開支消費占的比重)有影響的主要是DR(少年兒童與老年人口的撫養比)，且起到負的作用。這可能是因為少年兒童與老年人口的撫養比越大，生活壓力越大，將收入來源主要用在必需品上面，用于不十分緊迫的雜項上面的開支自然受到約束，其在消費結構中的比重自然越小。

4.3小結

社會保障指數、普通高等教育人口指數、技術進步率、金融機構一年期定期存款利率、少年兒童與老年人口的撫養比、城市化率，通過這些變量的單根檢驗以及與消費結構變量的因果檢驗及相關系數的分析，結果顯示(下面“+”表示影響因素對結構變量正的影響，“-”表示影響因素對結構變量負的影響)：

（1）影響食品消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(-)；

（2）影響衣著消費結構因素主要是少年兒童與老年人口的撫養比(-)；

（3）影響居住消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、技術進步率(+)、少年兒童與老年人口的撫養比(+)、城市化率(+)；

（4）影響家庭設備與用品消費結構因素主要是社會保障水平指數(-)、技術進步率(-)、少年兒童與老年人口的撫養比(-)；

（5）影響醫療保健消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、城市化率(+)、金融機構一年期定期存款利率(-)；

（6）影響交通與通訊消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、金融機構一年期定期存款利率(-)；

（7）影響文教娛樂消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(-)、技術進步率(-)、金融機構一年期定期存款利率(+)；

（8）影響雜項開支消費結構因素主要是少年兒童與老年人口的撫養比(-)；

5結論及政策建議

本文通過對消費結構變量及影響因素變量的平穩性檢驗、因果關系及相關系數的檢驗分析，得出影響中國居民消費結構各自的主要因素，針對上面分析的結果，給出以下建議：

1、對消費結構的調整要兼顧不同因素的綜合影響

2、推進教育體制改革，提高普通高等教育的深度和寬度

3、進一步實施計劃生育，控制少年兒童與老年人口撫養比的進一步擴大

4、加大科技投入，完善社會保障制度，提高人們的生活品質

5、降低利率，促進消費結構的優化升級

6、加快城市化改革步伐，提高人們的生活檔次

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2 張黎鷗.我國城鎮居民消費結構的因素分析及預測研究.現代商業，2007(24):230-231

3 晏民春，楊桂元.近十年我國城鎮居民消費結構研究.統計與信息論壇，2004(3):72-76

4 易月輝，孫鳳.地區差異對城鎮居民消費結構的影響分析.預測，2000(1):66-70

第9篇：居民消費水平論文范文

【關鍵詞】 消費潛力；消費需求；消費能力；卷煙消費市場

在西方現代消費理論中，較有影響的是1936年凱恩斯提出的絕對收入假說、1939年杜森貝利提出的相對收入假說、1954年莫利迪安尼提出的生命周期假說、1957年弗里德曼提出的持久收入假說等。我國學者對消費理論與實踐的研究始于70年代末，從探討生產的目的是消費開始，研討了消費水平、消費結構及轉軌經濟中的消費問題，近年來又對啟動消費、擴大內需等問題進行了廣泛的探討。這些研究，多是以上述理論為依據和基礎而進行的新探索和實證研究。[1]本文先后選取了15篇文獻，探討了對消費潛力、消費需求、消費能力的基本理解，并深入探討了當前對消費潛力進行研究的主要范疇，進一步以卷煙消費市場為例，探討了當前對卷煙消費市場潛力進行研究的現狀。

一、對消費潛力、需求及能力的基本理解

消費潛力可通俗的理解為：人們究竟需要多少？需要的范圍究竟有多大？即從潛在的需要和現有的需求之間的差距來研究消費潛力的大小。“需要”是馬克思歷史唯物主義的重要范疇，馬克思認為需要是指人類為滿足自身物質生活和精神生活而提出的一種愿望或意愿。而《科林斯經濟學辭典》對“需求”的解釋是：由購買貨幣支撐的對某種產品的需求、需要或愿望。由此可見，需要強調“要”，是行為學意義的名詞，而需求強調“求”，是經濟學意義的名詞。一般地，只有當需要轉化為市場需求之后才產生消費，即消費與需求發生直接關聯，而消費潛力與需要發生直接關聯。消費潛力的開發也就是將需要轉化為需求的過程，消費需求與貨幣收入有關，沒有收入決不會有需求，但不是所有的收入都能轉化為需求，還必須要有消費意愿。按照邊際消費學說，低收入群體的需要已經全部轉化為需求，中高收入群體的需要有一部分沒有轉化為需求[2]。

我國經濟快速增長主要依靠投資和出口拉動，而消費尤其是居民消費對經濟的拉動作用呈不斷減弱態勢。目前我國最終消費率過低并長期呈下降趨勢，在很大程度上是由于居民消費持續走低造成的，據此可認為，長期以來我國居民整體消費能力偏低。居民消費需求作為有支付能力的需求，在既定時期內只取決于居民收入水平和消費傾向。而且收入水平上升或下降，只是構成了需求增加或減少的上限，其對需求總量的實際影響，則是由消費傾向決定的。因此，居民的收入水平和消費傾向是衡量居民消費能力的重要指標，其中，居民的收入水平直接決定其消費能力的強弱，而對消費需求進行宏觀調控的著力點則是消費傾向。所謂消費傾向，即居民收入用于消費支出的比例。西方經濟學認為，居民的平均消費傾向隨著居民收入的增加呈下降趨勢，高收入者具有較高的平均消費傾向，低收入者平均消費傾向也較低。而發展中國家隨著經濟發展和居民收入的增長，會出現一個居民消費傾向遞減的趨勢。[3]

二、當前對消費潛力進行研究的主要范疇

歸納相關文獻，目前國內學者對消費潛力進行研究的主要范疇大致包括三類。一從宏觀層面分析預測居民消費潛力，特別是對農村居民的消費潛力進行分析；二從微觀層面對消費潛力進行論述；三從應用層面實證測度與評價消費潛力。預測我國消費潛力是當前研究消費問題的焦點之一，許多研究都是基于當前消費現狀的統計數據在宏觀層面上進行分析預測。余芳東（2010）收集了近20年12個國家和地區居民消費支出占GDP的比重，比較研究了我國居民消費與主要發達國家的差距，研究了限制居民消費的各種因素，提出了擴大居民消費的基本途徑。[4]我國是典型的二元經濟國家，擴大國內消費需求既包括擴大城市消費需求，也包括擴大農村消費需求。近年來研究農村消費潛力的文獻比較多，劉樂山等（2010）歸納了部分學者對農村消費需求潛力的基本估計，從供給和需求兩方面分析了農村消費需求潛力向現實消費需求轉化的主要障礙及相應對策。[5]

從微觀層面對消費潛力進行論述屬于較為創新的研究范疇。黃娟（2011）從人性需要的微觀視覺來研究消費需求的滿足，提出人性需要內涵本身決定著消費潛力的大小。[6]進而從人性需要的內涵與本質來研究消費潛力。此外，對消費潛力進行實證測度與評價已逐漸成為主要研究范疇之一。常用的對指標體系進行測度與評價的方法主要是定量分析方法，包括數據包絡分析法、主成分分析法、模糊綜合評判法等。而常用于對消費潛力進行評價的方法為多指標綜合評價方法，例如，鄭直（2007）對中國城市壽險消費潛力評價，選取了城市第二和第三產業GDP，人口自然增長率等9個指標，運用主成分分析法對80個主要城市壽險消費潛力進行了科學評價。[7]由亞男等（2010）對新疆旅游產品市場需求潛力評價，以問卷調查為基礎方法，采用相關分析和交叉分析法對調查數據進行統計分析，對新疆旅游產品市場需求潛力進行了評價。[8]

三、當前對卷煙消費市場潛力的研究現狀

目前，國內學者對卷煙消費市場潛力進行研究的文獻不多，尤其是定量研究的文獻較為少見。大部分學者都是從分析影響卷煙消費的因素著手，運用傳統的計量經濟學模型對卷煙消費市場進行需求預測，也有少部分學者從分析消費者購買行為入手，嘗試運用較為先進的數據挖掘方法對卷煙消費市場潛力進行研究，但研究成果均略顯粗淺。

對卷煙消費市場進行需求預測研究的文獻大致有：白遠良等（2007）對比分析了我國宏觀社會經濟發展指標與卷煙消費的關聯性，通過修正對數-線性需求模型，構建了我國卷煙需求的基礎模型，繼而運用1997～2002年我國煙草行業和相關的宏觀經濟數據，對我國卷煙需求模型進行了實證分析，研究表明：中國卷煙需求增長的潛力市場在中西部和農村，當前卷煙需求增長是市場經濟作用的客觀結果。[9-10]周冀衡等（2009）在對我國2001～2006年間煙草稅收、價格和消費需求變化趨勢進行數據分析的基礎上，研究了影響我國煙草消費需求變化的主要因素。研究表明：上世紀我國出現的兩次人口出生高峰當前正處于吸煙高發年齡段，人口高峰所形成的疊加效應是造成當前煙草消費需求持續增長的主要原因。另外，我國經濟的高速發展和國民經濟收入、居民消費水平的提高及貧困人口的大幅度減少也是影響我國煙草消費需求變化的重要因素。[11]湯柱國（2010）采用我國30個省、市卷煙銷售和經濟社會發展的截面數據，運用回歸模型，分析了吸煙危害性教育、居民最終消費支出、卷煙平均消費傾向和卷煙價格對卷煙需求的影響。研究表明：我國目前的卷煙需求與消費者受教育水平正相關，居民最終消費支出、卷煙平均消費傾向和卷煙價格對卷煙需求有顯著影響。[12]

對卷煙消費市場潛力進行研究的文獻大致有：李陽等（2009）基于行為經濟學和博弈論的相關理論，運用四方參與模型，分析入世前后煙草品牌集中戰略對卷煙消費影響，認為對卷煙市場真正起決定影響力的因素是卷煙消費者，必須以消費者的需求為導向實施煙草品牌集中戰略，未來對卷煙消費者消費習慣和偏好的分析將會直接影響到品牌集中政策實施的效果。[13]劉向峰等（2010）從把握卷煙消費市場真實需求出發，應用數據挖掘技術對消費者的購買行為進行分析，在選定區域內通過多種數據采集方式獲取消費者的基本特征、購煙習慣等各種消費者數據，建立消費者數據庫系統。繼而獲取顧客輪廓描述、偏差分析以及消費趨勢分析等數據，分析和研究市場發展趨勢以及預測消費行為。[14]何建龍等（2010）采用在全國八省市開展的“云南高端卷煙品牌消費調查研究”市場調查數據，將影響高端卷煙購買行為的因素分為：參照群體、地方文化、社會文化、企業形象、營銷、產品等因素。并運用消費者行為學理論從購買地點、購買頻率、購買量、支出和用途等方面分析了高端卷煙消費者的行為特征，并提出了相應的營銷策略。[15]

長期以來，烤煙與卷煙一直是我國西部多省的傳統支柱產業和支柱稅源，在西部各省經濟建設和財源結構中發揮了舉足輕重的作用。當前我國經濟處于快速發展時期，一方面需要維護煙草行業的持續穩定發展，以保證國家財政收入，另一方面要逐漸降低煙草消費，提高全民健康水平，達到2020年“健康中國”提出的目標，如何解決其中蘊涵的深層次矛盾，是我國政府、人民以及煙草行業未來需要共同面臨的巨大挑戰。我國西部地域遼闊，人口眾多，尚處于經濟發展的積累階段，因而暫時無法規避吸煙所帶來的種種風險。本述評有助于深入思考上述問題，并對后續一般商品消費潛力、卷煙消費市場潛力研究具有重要參考作用。

【參考文獻】

[1] 楊光榮，張海應等.西北地區農民消費能力與消費意愿分析[J] .甘肅金融，2009（8）29-31.

[2] 黃娟.論中國消費潛力的質與量[J] .經濟問題探索，2011（3） 33-39.

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[4] 余芳東.擴大我國居民消費潛力的國際比較研究[J] .統計研究，2010（6） 29-32.

[5] 劉樂山，雷丁.論農村消費需求潛力向現實消費需求的轉化[J] .新疆財經，2010（2） 22-24.

[6] 黃娟.從人性需要內涵的演化論消費潛力[J] .財經問題研究，2011（3） 14-20.

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[10] 白遠良，吳應祿，呈曉蘇.中國卷煙需求分析―卷煙需求模型實證分析與結論[J] .中國煙草學報，2007（8） 55-59.

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[13] 李陽，王振偉.中國煙草品牌集中戰略對微觀消費決策的影響[J] .山東工商學院學報，2009（2）45-61.