消费水平分析范例(12篇)

消费水平分析范文篇1

关键词:GDPI;CPI;协整检验;误差修正模型

中图分类号:C913.3

文献标识码:A

文章编号:1005-5312(2010)08-0098-01

本文采用了《河北经济年鉴》1984――2008年河北省地区生产总值指数GDPI和居民消费价格指数CPI的时间序列数据,利用协整关系分析等计量分析方法,探讨河北省地区生产总值与居民消费水平之间是否存在长期稳定的关系。

一、河北省居民消费水平与经济增长关系的实证分析

(一)指标的选取和处理

本文选用GDPI(上年=100)来反映经济的增长情况,CPI(上年=100)反映居民消费水平。由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系,并能使其趋势线性化,所以对GDPI和CPI取对数,分别用InGDPI和InCPI表示,以下所有的分析都使用Eviews3.1计量经济分析软件来完成。

(二)数据的单位根检验

判断经济时间序列变量水平数据是否存在长期均衡关系可采用协整性检验,而格兰杰因果检验则可检验经济时间序列变量之间是否存在因果关系,两者均要求经济时间序列变量具有平稳特征。因此我们采用ADF检验对个变量进行单位根检验,各变量的检验结果见表1。

由表1可知,InGDPI、InCPI的一阶差分DInGDPI、DInCPI在5%的显著性水平上拒绝了有单位根的原假设,因此它们均是1阶单整I(1)。可进一步进行协整回归。

(三)协整检验和Granger因果关系检验

对两个变量数据进行EG两步法协整检验,由于haGDPI和InCPI时间序列均为一阶平稳,具有相同的整形阶数,故可以考虑两者之间是否存在协整关系。用普通最小二乘法(0Ls)估计InGDPI、lnCPI之间的方程,同时计算并保存残差ecm,估计方程为:

InCPI=1.457550+0.6794841nGDPI

对残差序列ecm进行ADF单位根检验,得检验的统计量值-2.085177,小于显著性水平5%时的临界值-1.9574,因此可认为估计的残差序列ecm是平稳序列,表明序列InGDPI、InCPI具有协整关系。Granger因果关系检验的结果表明,在5%显著性水平上,河北省地区生产总值和居民消费水平存在单向Granger因果关系。即地区生产总值是居民消费水平增长的Granger原因,但居民消费水平不是地区生产总值增长的Granger原因。

根据Granger定理,一组具有协整关系的变量具有误差修正模型的表达形式。因此,在协整检验的基础上,来进一步建立包括误差修正项在内的误差修正模型,以此来研究模型的短期动态和长期调整特征。DInCPI对DlnGDPI和ecru回归结果如下:

DlnCPIt=0.001483+0.164170DInGDPIt-0.464430ecmt-1

t:(0.153667)(0.483755)(-2.768882)

R2=0.292479DW=1.373427F=4.340559

各项统计量表明,模型基本通过检验。误差修正项系数为负,符合反向修正机制。模型中的被解释变量的波动可以分为两部分,一部分是短期波动,一部分是长期均衡,差分反映了变量短期波动的影响。因此居民消费的短期变动可以分为两部分:一部分是短期收入波动的影响,一部分是偏离长期均衡的影响。根据模型的参数估计量,短期地区生产总值波动的变化会引起居民消费水平波动的同方向变化,即地区生产总值波动变化1%,将引起居民消费波动变化0.164170%。误差修正项ecmt-1的系数大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。从系数的估计值-0.464430来看,当短期波动偏离长期均衡时,以-0.464430的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。

二、给我们的启示

因果分析的结果表明,河北省经济的增长能在很大程度上促进居民消费水平的提高,但居民消费的增加并不能直接带动经济的增长。因此,只有通过启动消费进而影响投资才能最终达到促进经济增长的目的。

对于刺激消费的一些短期性政策,虽然在短期内可能会扩大消费,但不可能影响收入和消费的长期均衡关系,前一期扩大的消费会在下一期的消费中进行修正。因此,长期来看。要刺激消费市场,必须依靠增加居民的可支配收入。

参考文献:

消费水平分析范文篇2

关键词：农村居民消费水平定量分析

消费在经济发展中的地位越来越重要，在构成市场需求，拉动经济增长的三驾马车中，消费是原动力。只有消费水平提高了，国民经济才可以获得持久的发展。本研究对近年来农村居民消费水平，以及由消费水平所决定的农村居民生活质量进行定量分析，采用逐步回归法建立回归模型，利用灰色理论进行预测分析，构建计量模型，为建立合理的农村消费水平增长模式提供参考。

一、农村居民消费水平的阶段性变化

改革开放以来，中国经济的发展令世人瞩目，农村居民家庭人均纯收入从1990年的686.31元上升至2010年的5919元。伴随着人均收入的大幅增长，农村居民的年平均消费水平由1990年的560元上升至2010年的4455元，增长了约6.9倍。经过仔细分析，自1990年来，农村居民消费水平的演变可以分为以下三个阶段。

第一阶段：1990—1995年农村居民消费快速增长。中国农村居民的纯收入在此期间稳定增长，人均纯收入由1990年的686.3元增加至1995年的1577.7元，增长了129%。同期农村居民人均消费支出从560元增至1313元，增长134.5%。

第二阶段：1996—2000年农村居民消费出现放缓。农村居民纯收入的增速放慢，消费支出也出现明显的放缓趋势，消费支出的增长速度下降14.39%。此期间，城镇居民收入和消费支出明显快于农村居民，城乡差距进一步拉大。

第三阶段：2001—2010年，农村居民消费恢复稳定增长态势。这10年间，中国国内生产总值的增长率保持在10%以上，农村居民人均纯收入由2001年的2366.4元增加到2010年的5919元，增长了150.1%。同期居民消费支出由2001年的1969元增加到2010年的4455元，增长了126.2%。而城镇居民的人均收入由6859.6元上升至19109.4元，增加了178.5%；同期居民消费水平由7161元增至15907元，增加了122%。城镇居民收入与消费增长的态势更加强劲，城乡消费水平的差距被逐渐拉大。见图1所示。

二、农村居民消费水平的定量分析

（一）变量的选择

选取因变量为农村居民消费水平（Y），自变量X1为农村家庭人均纯收，X2为人口自然增率，X3为农村居民消费价格指数，X4国内生产总值。用逐步回归法建立模型。

（二）建立逐步回归模型

用逐步回归法可得回归方程为：

，方差分析结果见表1所示。

由表1可以看出。显著性水平，自由度，P=0.000

（三）异方差的检验及修正

1、用等级相关系数法检验异方差

计算得：等级相关系数，P值=0.016，认为残差的绝对值abs（）与自变量显著相关，所以存在异方差。

2、用加权最小二乘法消除异方差

用一元加权最小二乘估计计算的回归方程为：

方差分析结果见表2所示。

从表2可以看出，加权最小二乘估计；普通最小二乘估计。这说明加权最小二乘估计的拟合效果略好于普通最小二乘的效果，选用加权最小二乘估计是正确的。

（四）模型的经济意义

经过模型的建立及修正，我们发现农村居民消费水平只与他们的纯收入有较强的关系，由建立的模型可知，当农村居民家庭人均纯收入增加1元时，农村居民家庭人均消费会增加0.778元，所以要提高农村居民消费水平的最好办法是提升收入。

三、农村居民消费水平的预测分析

采用灰色预测模型方法，预测2015年和2022年中国农村居民消费水平，判断未来中国农村居民消费水平的变动趋势。本文采用目前使用较为广泛的GM（1，1）模型（GrayModel）来进行定量分析。

收集中国统计年鉴中，1990年至2010年中国农村居民消费水平作为原始数据列。采用累加生成对原始数据进行预处理，构造数据矩阵和数据向量，得出预测模型。

灰色模型预测和线性回归模型的预测结果见表3所示。

随着时间的推移，灰色预测可以不断地对预测做出调整，与线性回归模型相比具有更高的精度，如表3所示。因此，采用灰色预测模型预测未来的农村居民消费水平具有较高的可信度。

由灰色预测结果可知，2012年农村居民家庭消费水平为5064.897元；2015年的农村居民家庭消费水平为6685.966元。可以看出，我国在未来一段时期内，消费支出依然可以保持着较为强劲的增长态势。

四、结论与建议

消费水平研究对我国经济的发展具有重要的意义。本文利用回归模型、灰色模型，对中国农村居民的消费水平进行分析，得出以下结论：

居民家庭收入水平、消费支出水平总体上表现出逐年稳步、快速增长的态势。由回归模型可以看出，消费支出与收入水平相关密切，中国农村居民收入每增加1元，消费支出相应的就增加0.778元。因此，要增加农村居民消费支出的最好方法是提高收入。

灰色预测与线性回归模型相比，具有更高的精度。灰色预测结果表明，我国农村居民的消费支出在2012—2015年期间，将依然保持强劲的增长，农村居民家庭消费水平有望超过6000元。

为提高农村居民的消费水平建议：狠抓各项惠农政策的落实；通过各种途径提升农民的素质；拓宽农民增收渠道；实行城乡一体化发展战略等。

参考文献：

[1]马立平.居民消费行为的定量研究[M].首都经济贸易大学出版社，2009.108-122

[2]牛树海.河南省农村消费需求与经济增长的关系研究[J].行政事业资产与财务，2011，（02）：155-161

[3庞皓.计量经济学[M].科学出版社，2007.

[4]焦爱英.农村住宅市场组合预测分析[J].安徽农业科学，2012，（04）：186-187

消费水平分析范文篇3

【关键词】居民消费因子分析

一、引言

随着我国经济不断发展和改革不断深入，中国经济内在的问题表现得愈来愈明显，一方面我国经济发展的不均衡对人民消费水平的提高有很大的影响。沿海经济发达地区的消费水平高于中西部经济欠发达地区，并且消费结构和消费重点在不同的地区也不相同；另一方面，自2008年经济危机以来，外部经济增长疲乏，中国经济增长点必须由外转内，因此找出居民消费的新增长点，提高居民消费水平具有很大的意义。单一的指标难以衡量消费水平的变化，需要有一套指标体系来衡量地区的综合消费水平。在众多的消费指标体系中，哪些指标能够反映消费水平的变化，代表消费的主要内容和发展方向，哪些指标不能反映消费变化，都需要我们进行探讨。分析我国各省市、直辖市、自治区消费水平的变化，可以为产业结构变化提供方向，为国家制定消费政策提供决策依据，缩小地区的消费差异，促进消费水平的共同提高。有人已从许多的侧面对我国城镇居民的消费水平进行了研究。本文采取因子分析方法（FactorAnalysis）来评估我国城镇居民的综合消费水平。

二、我国城市居民家庭消费性支出的主要经济指标

作为指标变量（摘自2011年《中国统计年鉴》）来分析。这些变量分别为：X1城镇居民家庭平均每人全年食品支出、X2城镇居民家庭平均每人全年衣着支出、X3城镇居民家庭平均每人全年家庭用品及服务支出、X4城镇居民家庭平均每人全年医疗保健支出、X5城镇居民家庭平均每人全年交通和通信支出、X6城镇居民家庭平均每人全年教育文化娱乐服务支出、X7城镇居民家庭平均每人全年居住支出、X8民家庭平均每人全年杂项商品和服务支出。

三、我国城市居民家庭消费性支出的因子分析

（一）应用KMO和Bartlett检验是否适合做因子分析

KMO检验用于研究变量之间的偏相关性，如果它的值越大，做因子分析的效果就越好，当它的值超过0.9时认为效果是非常好的，超过0.7是可以接受的，本例其值为0.859，表明因子分析的结果可以接受。Bartlett球形检验的统计量的sig

（二）因子特征值及累计贡献率

对于上述的8个指标，依据因子分析原理，运用统计软件SPSS17.0进行分析，可得到8个指标相关矩阵R的特征值、方差贡献率和累计方差贡献率。按照累计贡献率大于80%的原则，选出2个主因子，其累计方差贡献率为87.331%，表明5个主因子已经包含了15个指标的大部分原始信息。

（三）旋转后的因子载荷矩阵

在通过对原始指标的初始载荷矩阵的计算之后，我们发现各个因子的典型代表指标的经济意义不明确，难以得到合理解释，故对因子进行旋转。因子经过25轮正交旋转后2个主因子的累计方差贡献率仍为87.331%，因子旋转不改变模型对数据的拟合。根据指标的经济意义，给各主因子一个合适的名称，具有高载荷值的指标对该因子名称影响较大。

通常来说因子载荷是变量与公共因子的相关系数，因此对一个变量来说，载荷绝对值较大的因子与它的关系更密切，也更能代表这个变量，按照这个观点，我们可以认为第一个公共因子为F1：集中反映了教育文化娱乐服务、家庭设备用品及服务、居住、食品、交通和通信、杂项商品和服务支出，可以称F1为综合消费因子。F2主要体现在衣着与医疗保健上，可以将之称为偏好消费因子。

（四）家庭消费模型及综合分析

是因子的得分矩阵，由此可以得最终因子的得分公式：

从因子分析的最终结果看，我国31个省市目前的城市居民消费水平呈现两头小中间大的态势，上海、北京、广东、浙江等地区的城市居民消费性支出水平相对较高，而山西、海南、云南、甘肃、青海及等农村居民消费性支出水平相对薄弱；而且从最终结果来看从吉林（排名12）开始，因子得分为负数，这说明我国大部分地区还处于全国消费平均水平之下，有待进一步提高和引导消费。从综合消费因子来看（F1），上海、北京、广东、浙江与最终消费得分的排名相当，比其他省份要许多，可能因为这几个省份经济发展水平较高，所以城市居民在生活条件、居住条件以及受教育程度和医疗保健方面要好于其他省市。另外海南、广西、四川在F1消费因子相对于最后排名是比较靠前的，其中原因有待进一步考察。就F2是消费倾向成分而言，内蒙古、北京、天津、吉林排得很靠前，这可能与这边的气候有关，北方气候寒冷，人们的消费倾向于衣着和医疗保健。

四、政策及建议

从上述的统计分析结果和相关的消费原理，我们知道增加城市居民的收入是刺激消费水平提高的前提，当居民收人水平提高时，在消费倾向不变的条件下就可以对消费的数量和质量发生提升作用，另外在目前我国城市居民的食品和衣着支出在今后的消费支出中仍占有较大比重，但根据消费倾向递减规律，随着收入的提高其增幅将不断下降，因此提高居民收入不仅是降低恩格尔系数的主要途径，也是居民增加消费的前提。其次我们应该加快调整产业结构和产品结构，消费的对象只能是生产出来的产品，消费结构必然受到产业结构的影响，当人们的消费从生存型消费过渡到享受型消费和发展型消费时，人们对精神文化、生活质量、生活环境的要求就会提高，就会推动消费需求结构的变化，最终导致产业结构中第一产业比例下降，而第二、三产业增长较快。最后我们认为应该建立健全居民生活保障体系，提高城市居民的消费倾向，目前我国的社会保障体系仍然很不完善，尽管城乡医疗保险体系的覆盖面已经很广，但是医保的水平仍然是较低的，加上人口老年化、房价高企不下，以及严峻的就业形势，使人们感觉到收入的持久性受到了威胁，这些都强化了居民的储蓄倾向，从而降低了居民的即期消费倾向，所以要充分调动人们的消费需求，就必须先解除他们的后顾之忧，建立健全居民生活风险与保障体系。

参考文献

[1]何晓群.多元统计分析[M].北京：中国人民大学出版社，2008.

[2]贾丽燕，杜强.SPSS分析标准教程[M].北京：中国邮政出版社，2010.

消费水平分析范文

【关键词】城镇居民体育消费;影响因素;灰色关联分析;建议

一、前言

随着全民健身运动的快速发展，人们在体育消费方面的支出也呈上升态势，但是与发达国家的差距仍旧存在，而在国内，不同区域间的体育消费水平差距尤为突出，这与当今社会提倡体育消费健康投资，注重人的身体健康安全，巩固国民经济发展的长效机制，以人为本，统领科学发展观，构建和谐社会的大环境是不相适应的。本文拟采用描述统计和灰色关联分析的方法，对居民体育消费支出及相关数据进行数理统计和分析，把握我国城镇居民体育消公费水平的区域发展规律，对影响我国城镇居民体育消费水平的主要因素进行影响程度的计算，为进一步分析我国城镇居民体育消费水平的影响机制提供数据基础。

二、研究方法与数据来源

本文运用文献资料研究与专家访谈法，查证文中相关概念的界定以及研究方法的选择命名，选取和筛选出影响我国城镇居民体育消费的诸多因素，确保研究过程和结果的准确性与科学性。

通过访问国家统计局官网，获取了2003年-2013年居民体育消费数据以及相关数据，通过查阅中国体育事业年鉴，获取了2001-2013年的公共体育服务相关数据。采用Excel2007对数据进行常规处理。采用SPSS17.0对数据进行描述统计处理。通过采用灰色关联分析，了解到影响居民体育消费的若干因素，主要指“国内生产总值（GDP）”、“文化体育和娱乐业固定资产投资”、“城镇居民可支配收入”、“体育事业经费”等的影响程度，为进一步分析经济因素对居民体育消费的影响机制提供数字依据。

三、我国城镇居民体育消费水平概况

1、总体发展态势

2003年至2013年以来，我国城镇居民体育消费支出呈直线上升趋势，见图1所示。然而对东中西部体育消费水平进行分析，数据显示，我国城镇居民体育消费水平总体上不高，且存在不平衡现象：一是东西部体育消费不平衡;二是城市和农村居民体育消费水平不平衡。

图12003-2013年期间中国城镇居民人均文化娱乐消费支出增长趋势

（注：鉴于没有直接的城镇居民体育消费指标，因此用我国城镇居民文化娱乐型消费支出指标的数据（文化娱乐型消费支出包含文化娱乐用品、文化娱乐服务消费支出）间接代表居民人均体育消费水平。

2013年，城镇居民体育消费支出排名前5名的地区：上海、北京、广东、江苏、福建，均在东部地区;排名后5名的地区：、甘肃、河北、青海、黑龙江，河北划归东部地带，人均体育消费支却居于东部地带最末位。人均体育消费占消费支出比例的排名中，山西和贵州均靠后，但所占的比例却靠前，分别为第2名和第5名，见表1所示。初步推断，居民体育消费支出基本上取决于地区经济水平或可支配收入，但是在很大程度上也取决于当地体育经费投入与体育消费观念和理念。因此，发展体育产业或与居民体育消费，不应受限于地区经济水平，而应从加大体育投入或转变体育消费观念做起。

2、城镇居民体育消费支出的区域差异情况

在同一社会历史阶段下，社会经济发展不均衡会导致不同区域的公共需求存在差异性的侧重内容及表现形式，同时，体育消费观念与习惯滞后也会影响体育消费行为与水平，2013年我国城镇居民体育消费呈现出较大的区域差异，见表2。

四、政府公共体育服务投入简析

1、体育事业经费相对规模呈下降态势，影响体育事业的发展

北京奥运以来，政府在体育事业方面的财政投入快速增长。随着政府对体育事业财政投入的不断增加及对体育实施的优惠政策尤其是体育的发行，体育事业经费以年均19.5%的速度保持增长。体育事业财政投入的不断增加为体育事业的发展提供了稳定的经费保障。

然而表3也显示出，体育事业经费投入占GDP及国家财政支出的比重较低。2002-2007年，体育事业经费投入占GDP的比重仅为0.12%左右，到2010年，下降至0.08%，而占政府财政支出的比重也是逐年缩小。西欧大多数经济发达国家的体育经费投入，与本国GDP的比值超过1%以上。此外，国家体育事业投入的不足，影响到国家体育总局对体育事业发展的宏观调控能力，不利于体育事业的均衡发展及我国体育公共财政保障体系的建设。

2、公共体育投入呈现出较大的区域差异

2008年以来，我国公共体育投入逐年增长，但也长期伴随着较大的区域差异，见图2。目前公共体育投入经费主要用于体育场地（馆）的建设。

图22007-2013年我国东中西部地带文化体育传媒财政支出对比图

而区域差异从也从数量差异逐渐地转变为功能质量上的差异。图3图4显示，2010年西部地带的新增场地所占比例较大，但场地面积的数据比例相对较小，可以推断，西部新建的场地主要特点是数量多、规模小，而东、中部地带新建场地数量虽少、规模较大，可能与西部地区人口分布有关。

图32010年体育场地数量对比（%）图42010年体育场地占地面积对比

比例（%）

五、灰色关联分析

1、灰色关联模型的建立

以“全国城镇居民人均体育消费支出”为研究对象，将“国内生产总值（GDP）”、“文化体育和娱乐业固定资产投资”、“城镇居民可支配收入”和“体育事业经费”作为相关因素，进行建模研究。建模过程如下。

（1）数据处理过程

设“全国城镇居民人均文化娱乐服务性消费支出”为主行为因子的时间序列：

并依次设：X1―“国内生产总值（GDP）”;X2―“文化体育和娱乐业固定资产投资”;X3―“城镇居民可支配收入”;X4―“体育事业经费作为相关因素”。同时，X1，X2，X3，X4相关的时间序列为：

计算关联度系数：

式中为分辨系数，用来削弱（max）过大而使关联系数失真的影响。人为引入这个系数的目的在于提高关联系数间的差异显著性。。可见，关联系数反映了两个数列在某一时刻的紧密程度。例如：当=时，=1，关联系数最大;当=时，关联系数最小。由此可见，关联系数的取值范围为。

根据常规，一般取分辨系数，因此，将相应的X0（K）和

Xi（K）的数值代入，得：

（3）计算关联度R（X0，Xi）

根据公式分别计算出国内生产总值（GDP）、文化体育和娱乐业固定资产投资、城镇居民可支配收入，体育事业经费关于全国城镇居民教育文化娱乐服务性消费支出的关联度R1，R2，R3，R4。

R1=R（X0，X1）==0.8776;R2=R（X0，X2）==0.9996;R3=R（X0，X3）==0.9930;R4=R（X0，X4）==0.4438。由关联度数可以看出：R2>R3>R1>R4。

2、数据结果分析

分析结果显示，“城镇居民体育消费水平”与“文化体育和娱乐业固定资产投资”和“城镇居民可支配收入”两项指标的关联最为紧密，这也与人们在经验上的直观感觉相一致。在居民文娱消费保持较高速增长的有利背景下，基于体育锻炼与健身价值日益受到社会重视的现状，我们预计社会公众的体育消费和公共体育需求在今后几年也将保持良好的增长势头。这就要求体育行政部门加快公共体育服务供给，以满足国内社会公共需求变化趋势中不断增长的公众公共体育需求。

六、小结

综合上述，在加快公共体育服务构建的进程中，我国体育行政部门更需要明确公共体育服务供给导向，进一步加强政府主导作用，构建科学、透明的公共体育服务网络;加快消费观念的转变，逐步改善投入软环境;扩大公共体育投资渠道，使供给方式趋于灵活性;公共体育服务供给内容应趋于多层次、多样化，采取积极措施以公正、有效地实现公众的需求和利益，将满足公众的公共体育需求作为目标，努力建设成为公共需求导向的服务型政府。

【参考文献】

[1]周爱光.从体育公共服务的概念审视政府的地位和作用[J].体育科学2012.5.64-70.

[2]唐立慧，郇昌店，肖林鹏等.我国公共体育服务的市场化改革研究[J].西安体育学院学报，2010.5.

[3]何国民，沈克印.体育事业投入与经济发展水平协整分析[J].体育科学，2012.6.

[4]陈丛刊，卢文云，陈宁.英国公共体育服务供给体系建设的经验与启示[J].成都体育学院学报，2012.1.

[5]肖建华.基于公共服务投入与经济增长关系的最优规模测算[J].统计与决策，2010.19.

消费水平分析范文篇5

关键词:土家族农村居民;生活消费;特征分析?

土家族是中国历史上悠久的少数民族之一,在公元前315年秦灭巴后,巴人的一部分流落到今天的湖南、湖北、重庆、贵州四省接壤的武陵山区一带定居下来,并与当地居民逐渐融合。现今土家族主要分布在湖南省西北部(湘西土家族苗族自治州)、湖北省的恩施土家族苗族自治州、宜昌的五峰土家族自治县、长阳土家族自治县、贵州沿河土家族自治县、德江、印江等县以及渝东南的石柱土家族自治县、秀山土家族苗族自治县、酉阳土家族苗族、彭水苗族土家族自治县、黔江区等(以下简称石柱、秀山、酉阳、彭水、黔江),与汉、苗等族杂居[1]。在聚居的地域,土家族居民在生活、饮食、居住等方面形成了自己独特的习俗。?

而今,土家族地区普遍贫困落后,经济社会发展滞后于其它地方,开发少数民族地区经济,缩小地区间差距成了各级政府面前的头等大事,同时也是学术界普遍关注的问题。张琦(2001)认为少数民族即期消费不旺,需求拉动不足制约少数民族地区的经济发展[2];吕学芳(2002)认为开拓少数民族地区农村消费市场是实现少数民族地区农村经济持续、快速、健康发展的有效途径,对少数民族地区农村经济的增长具有重要的推动作用[3]。开拓土家族地区农村消费市场来发展土家族地区经济,先必须了解土家族地区居民的消费特征,并对土家族居民的消费模式有一个准确的定位。目前,研究土家族地区居民消费的文献较少,主要有彭林绪(2000)从居住饮食文化的变迁角度探讨了土家族生活消费的变化[4];姚伟钧(2005)从节日习俗探讨了土家族的饮食文化[5];姚伟钧,刘朴兵(2007)从地理、气候等自然环境角度分析了鄂西土家族的饮食文化的特征,认为鄂西土家族的饮食文化具有粗放纯朴的三区饮食文化特征[6]。这些研究主要从民族学、民俗学等角度对土家族居民的饮食、消费文化进行定性的探讨,缺乏实证的分析。而从经济学的角度探讨土家族居民消费行为的文献极少,余石(2001)采用总量数据建立了恩施土家族苗族自治州消费函数的数学模型,并对该地区的总消费需求与其影响因素之间的关系进行了分析研究[7],表明绝对收入假说与相对收入假说理论在该地区的适用性。而笔者认为采用总量数据构建模型未必能全面反映土家族居民真实的消费特征;其次在余石所建模型中没有任何检验,因此其模型的准确性有待进一步探讨。那么土家族地区居民的消费特征是否与传统的消费理论相吻合呢?这些消费特征又衍射出土家族人怎样的经济特征与消费文化呢?它赋予我们怎样的政策导向呢?基于上述思考,并借鉴前人的研究成果,笔者以渝东南土家族地区为例(分别是石柱、秀山、酉阳、彭水、黔江),对该地区农村居民生活消费特征进行实证分析。?

一、相关理论介绍?

凯恩斯在《就业、利息和货币通论》中研究“当就业量处于既定水平时,什么因素决定消费的总量”时,将消费倾向定义为:存在于yw(即用工资单位衡量的既定的收入水平)和cw(即在该收入水平下的消费开支)之间的函数关系x,即:cw=x(yw)。?

其理论纲要[8]是:当期收入是消费的主要决定因素,当实际收入总量增加时,总消费量也会增加,但其增加的程度不如收入,也即边际消费倾向的数值为正,但小于1。基于心里规律,这一理论在实际生活中很有说服力,在人们收入水平还很低时,必须把全部收入满足基本需求,因而没有储蓄或很少有储蓄;随着收入水平的提高,除满足基本需要以外,还有剩余用来满足其它需求,由于有些需求不是必须的,因此人们不会把全部收入用于消费,而是有一部分被储蓄;同时由于人们对未来收入的不确定,以及应付未来的不测之需、支付未来的大笔支出,加上为后代留笔财富的心态,使得人们也要进行储蓄;还有根据边际效用递减规律,人们总是把每个单位的货币用于效用最大的物品上,随着所消费物品的增加,从最后一个消费品上所得到的边际效用呈递减趋势,因而消费者的边际消费率呈递减性。?

自凯恩斯提出上述消费函数的概念后,有关消费函数的实证研究被置于宏观经济学的核心地位,近几十年来,消费函数理论一直是经济学家相对关注和研究的领域。从时间维度来看,西方宏观经济理论对居民消费行为研究的演进过程大体可划分为四个阶段[9]:第一阶段是20世纪30年代至50年代中期,最具代表性的是凯恩斯的绝对收入假说和杜森贝里的相对收入假说;第二阶段是50年代到70年代中期,弗里德曼和莫迪利安尼在原有消费者行为分析框架基础上提出的永久收入假说和生命周期假说;第三阶段是7o年代后期到80年代初期,霍尔(hall,roberte.,1978)将理性预期理论引入永久收入假说和生命周期假说,提出了随机游走假说;第四阶段是80年代中期以后,以预防性储蓄假说和流动性约束假说为代表所引发的大量相关经验理论与假说。?

学术界运用于定量分析的理论主要集中在凯恩斯的绝对消费理论模型和杜森贝里的相对收入假说模型,国内学者一般将凯恩斯的消费理论化为具体可计量的数学模型[10]:?c=a+by(c表示消费水平,y表示可支配收入,a表示自主消费水平,b表示边际消费水平);将相对收入假说理论化为可计量的模型[7]:c?t=b?0+b?1y?t+b?2y??t?max??或者c?t=b?0+b?1y?t+b?2c??t?max??,式中y??t?max??表示过去最高收入水平,c??t?max??表示过去最高消费,在实际中一般采用上年消费水平c??t-1?代替c??t?max??,这样上式表达式为:c?t=b?0+b?1y?t+b?2c??t-1?。笔者仍以上述理论模型为基础,建立渝东南土家族地区消费函数模型并展开分析。??

二、渝东南土家族地区为例的实证分析?

笔者以渝东南地区土家族农村居民生活消费为例,分析数据来源于历年《重庆统计年鉴》及《重庆直辖10周年——数据与分析》,具有很高的可靠性[11][12]。文章先以凯恩斯的绝对消费理论模型?c=a+by进行回归分析,其中c为土家族地区农村居民人均生活消费,y表示为农村居民人均纯收入,a表示自主消费,b表示边际消费倾向?。运用eviews软件[13]对1996-2006年人均生活消费与人均纯收入的当年数据进行回归,计算结果如表1。

从回归结果来看,黔江回归模型的可决系数较高(0?98),t检验与f检验都能通过,拟合较好,但常数项为负数,经济学含义即自主消费量为负数,同时b值高达1?16,大于1,其经济学含义即边际消费倾向为1?16,意味着收入增长一元,消费将增加1?16元,因此违背了凯恩斯消费理论的分析框架(凯恩斯绝对消费理论认为自主消费不少于0,边际消费倾向少于1),该模型是失败的;石柱的消费模型中,常数项未能通过t检验,(在n=11,显著性水平a=0?1时,t临界值为1?36,上述表中仅为0?32);秀山的消费模型拟合较好,各项参数均能通过相关检验;酉阳、彭水的消费模型同样不能通过常数项的t检验,其中酉阳的边际消费倾向为1,不符合凯恩斯的消费理论框架。总体而言,除了秀山消费函数拟合较好以外,其他区县的拟合情况较差,因此上述分析表明凯恩斯的绝对消费理论在解释土家族地区农村居民生活消费行为特征时缺乏说服力。

针对上述分析出现的问题,并结合相对收入假说理论,对模型进行修正,以统计学原理为依据[14],以参数通过相关检验为衡量标准,择优处理,得到如下分析结果见表2。

注:方程式栏中参数下面括号中数值为t检验值,消费函数表达式中c?t表示当期消费,c??t-1?表示上期消费。??

从表2中的分析结果来看,可决系数都在0?9以上,表明拟合方程式能解释的部分达到90%以上,拟合较好。同时各参数估计的t值,f都通过了检验,但有一个共同的特点:自主消费没有体现在模型中。从各地区拟合的消费表达式来看,黔江居民生活消费行为较为特殊,当期的生活消费取决于当期收入与上期的消费水平,其中边际消费倾向为1?01,即当期收入增加一个单位时,生活消费将增加1?01个单位;石柱、秀山、酉阳、彭水等县的边际消费倾向也偏高,分别是0?95、0?83、0?99、0?89。另外,依据相关数据计算[11][12]的平均消费倾向也表明该地区的消费倾向明显高于重庆平均水平与全国平均水平[15]。?

基于上述分析,可得出渝东南土家族地区农村居民的生活消费特征如下:第一,消费行为不符合凯恩斯的消费理论,但与相对消费理论吻合较好;第二,自主性消费参数a的估计不显著,同时平均边际消费倾向普遍较高;第三,边际消费倾向偏高,甚至大于1,明显高于全国及全市平均水平。?

三、原因分析?

针对上述土家族居民的消费特征,分析其原因主要有以下三个方面。?

(一)“自给自足”的生产方式是其主要经济特点?

在上述消费函数分析过程中,常数项参数未能通过检验,即渝东南土家族地区居民的自主消费不显著。但这并不表明土家族居民没有自主消费,而可能是自主消费主要依靠自己生产供给,并不是在市场上购买所得,而目前我国的数据资料的统计主要是针对市场交易产生的数据进行统计,而自给自足的经济数据未能统计,因此可能部分掩盖了数据的真实性,导致常数项通不过检验。从事实上来看,渝东南土家族地区历来属于“老、少、边、穷”的部级贫困区,与其它地方相比,该地区交通不便、经济落后、信息闭塞,至今仍以传统的农业生产为主。从2006年农林牧渔业总产值占gdp比重来看,重庆平均水平是18?3%,而土家族地区5区县该指标平均在30%以上,比重最小的是黔江28?6%,最高的是酉阳达65?7%。由此可见,农业生产在该地区仍处在核心地位。另外,从农产品的商品率来看,重庆平均水平是55?7%,而该地区均低于这一水平,农业商品率最高的石柱为54?0%,最低的酉阳仅为47?6%。这表明土家族地区的经济具有浓厚的自给自足的特征,大量农产品未在市场上流通,而是满足于自己的生活,这也印证了上述消费函数的回归分析是准确的。?

(二)农民收入低导致严重的“透支消费”现象?

从渝东南土家族地区5区县的平均边际消费倾向来看,1996年、2001年、2006年三年的截面数据均显示该地区的平均消费水平高于重庆平均水平。1996酉阳的平均消费倾向高达1?282,远远超过重庆平均水平(0?898),黔江平均消费倾向最低,也高达0?925。至2006年,平均消费倾向整体呈现下降趋势,但是黔江、酉阳地区的平均消费倾向大于1,这表明消费支出额大于收入水平,况且本文分析的仅仅是生活消费支出,这就表明该地区农村居民生活极度贫困,出现了严重“透支消费”现象。统计数据显示,2006年重庆农村居民人均纯收入为2873?83元,而渝东南土家族地区该指标均低于这一数值。最高的石柱为2457?73元,相当于重庆平均水平的85?5%;最低的酉阳仅为2030?98元,仅仅相当于重庆平均水平的70?7%,见表2。这表明该地区居民低收入水平是制约消费行为的主要因素,农民的收入主要用于生活方面的必要消费,而对生活消费之外的弹性消费品需求很少,因此从这种角度来讲,要繁荣该地区农村经济,拓展农村消费市场必须加快提高该地区居民的收入水平,增强居民的消费能力。?

(三)土家族消费文化的影响?

尽管渝东南土家族地区农村居民收入水平较低,但其边际消费倾向普遍较高,部分甚至高达0?9以上,相当于每增加一元收入,生活消费就会相应增加0?9元以上,这与我国居民收入水平与边际消费倾向的“倒u”型关系假说不符合[16](即中产阶级的边际消费倾向最高,低收入者与高收入者的边际消费倾向较低)。同时也与我国农村居民边际消费倾向徘徊在0?7-0?8之间存在很大差别[17],何况上述的分析还没有考虑生活消费以外的消费情况,那么其中的原因何在呢?单从经济学角度考虑很难找到答案,笔者认为土家族的饮食文化深深影响边际消费倾向。?

土家族居民尽管并不富裕,但是其食风十分豪放,平日土家族人普遍喜欢用大大的土碗吃饭喝酒。如果饭碗太小,就觉得吃的不舒服;酒碗太小,就觉得喝的不爽快。这种豪放的食风在接待客人的筵席上,更是得到了十足的体现。一般说来,客人临门,夏天要先请客人喝一碗糯米甜酒,冬天则先请客人吃一碗开水泡团馓,再待以酒菜。土家人待客还喜用盖碗肉,即以一片特大的肥膘肉盖住碗口,下面装有精肉和排骨。为表示对客人尊敬和真诚,土家族待客的肉要切成大片,酒要用大碗装。土家族有吃社饭的传统风俗,社日期间,家家请,户户接,社宴散时,主人还要让赴宴者带一些社饭回去,对于因故未来者,主人还往往派人把社饭送到府上去[6]。吃了别人家的社饭,要还席,因此社日期间土家族人互相邀请吃社饭,形成吃转转席的饮食格局。喝咂酒是土家族的另一风俗,凡客至家,必以酒招待;婚丧喜庆,必设酒宴。同时,土家族是一个节日频率极高的民族,除了农历的十月外,几乎每月都有节日,有的甚至一个月里有几个节日。过年过节往往杀猪宰羊,排场很大。?

因此,笔者认为土家族豪放的饮食文化和节日文化注定了土家族居民的生活消费在收入中的比重较高。这在一定程度上解释了为何在渝东南土家族贫困地区农村居民保持很高的边际消费倾向的“怪圈”。?

四、结论?

文章以渝东南土家族为例,运用消费理论基本原理对该地区居民的消费行为进行实证分析,分析表明凯恩斯的绝对消费理论不适合该地区居民的消费行为特征,而相对消费理论比较吻合该地区居民的消费行为。土家族地区居民的生活消费主要取决于当期的收入水平和上期的消费水平,而且平均消费倾向和边际消费倾向都明显高于重庆平均水平与全国平均水平,一方面这是该地区居民收入不高,贫困的表现;同时也是土家族居民独特的饮食文化、节日文化及淳朴的好客习俗的体现。它给予我们的政策导向主要有三点:一是促进土家族地区商品经济的发展,提高农村居民的商品意识,活跃农村消费市场;二是挖掘土家族文化产业,培育土家族特色饮食文化产业大有潜力可挖;三是大力实施农业产业化,千方百计提高土家族居民的收入水平才是硬道理。?

参考文献:?

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消费水平分析范文篇6

（一）消费水平与经济增长

消费水平的提高与经济增长，在客观上有合理的比例，在数量上有很大的依存关系，这种依存关系表现为以下几方面。

首先，消费水平的变动与国民收入增长的变动有着直接的依存关系，当国民收入的增长较快时，其他条件不变的情况下，消费水平也增长较快，而在某些时候，消费水平的增速会高于或低于国民收入的增速，但只要使积累与消费的比例稳定合理，国民经济就可以持续、稳定、协调地发展，当消费的增长超过国民收入的增长，也就是我们通常所说的高消费时，消费与生产的正常比例就会遭到破坏，生产正常发展就会受到影响，消费水平的提高则成为一种无源之水，无本之木。当消费需求不足，也就是我们所说的“高积累，低消费”时，消费与生产的比例同样会遭到破坏。这时候消费需求相应减少，消费品市场供过于求，消费对生产的促进作用弱化。由于生产与消费之间的不协调差距加大，引起商品或资本运动受阻，最终导致整个社会经济生产活动的被迫紧缩。

其次，消费率与经济增长率有一定的依存关系。消费是国民生产总值的主要部分，其变动必然会引起国民生产总值的变动。而最终消费与国民生产总值的比例函数，就是消费率，消费率对经济增长率变动有明显的影响。在合理的经济增长率区间，当消费旺盛，经济增长率就高，消费不足，经济增长率就会滑落。当然，消费率也不是越高越好。消费率长期过高，会挤掉投资，使经济增长不能持久，但消费率也不能长期过低，长期过低就会使高速扩张的生产能力与低消费水平不相适应，出现“过剩危机”，从而影响经济增长。

目前，我国消费率总的变动趋势是下降的，虽然在1978－1982年消费明显上长，从61.8%上升到68.7%，但从此以后，我国的消费率却是持续下降的。1990年比1982年降低了7.4个百分点。1997年又比1990年下降1.4个百分点。③由于消费率下降，总消费对经济增长的贡献率也呈下降趋势。如表（一）所示。

资料来源：引自许永兵《消费需求：拉动经济增长的主导因素》

从表一可知我国拉动经济增长的主要因素是内需的增长，但从1993年以后，我国的消费需求对经济增长的贡献率呈下降趋势。93-98年消费对经济增长的贡献率平均为42.9%而投资贡献率却为56.7%,后者比前者高出13.8个百分点。这主要是近几年来城乡居民收入增长势头放慢。受收入水平制约，再加上居民对房改，医疗保险，就业制度等改革的预期热情不高，再加上服务消费、住房消费等绝大部分还未完全市场化，所以造成近年来消费对经济增长的拉动作用逐渐减弱。

(二)消费水平与经济波动

改革开放以来，随着经济的高速增长，人民的消费水平也取得了同步的增长，我国国民生产总值1978年为3588.1亿元，1994年上升43798.8亿元，年平均增长9.5%(按不变价格计算)，人均国内生产总值则由1978年的375元增加到了1994年的3654.5元，剔除价格因素，年平均增长了7.3%,而全国居民的平均消费水平由1978年的175元上升至1994年的1737元。剔除价格因素，居民消费水平实际年平均增长9%，④同时，我们也不难看到，消费水平是阶段性波动的。如表（二）所示。

资料来源：《中国统计年鉴1994》，中国统计出版社1994年。

究竟是什么引起了消费的波动呢？通过研究分析，我们可以发现有以下几点因素：

1，个人收入增长的波动，居民消费直接受到可支配收入的制约。当居民的收入大幅增加，居民的消费水平就有所上升，居民的收入下降时，消费也就相就地受到限制，这一趋势以下表（三）可以清晰地表现出来。

2、居民消费倾向的变动。

居民消费倾向是指居民消费支出占居民收入的比例，是平均消费倾向及边际消费倾向的统称。平均消费倾向是指任一收入水平上消费在收入中的比率(APC)，边际消费倾向就是增加的1单位收入中用于增加的消费部分的比率(MPC)。

在经济的短期波动中，人们的消费变动不会和收入的变动成比例，具体而言，在经济趋向繁荣过程中，收入增加，这时人们的消费会增加，但增加的幅度会小于收入增加的幅度，即边际消费倾向要比平均消费倾向小。在经济走向衰退过程中，收入下降，这时人们消费会减少，但减少的幅度会小于收入下降的幅度，这也说明，边际消费倾向要比平均消费倾向小。平均消费倾向随着收入的增加而下降，因此边际消费倾向小于平均消费倾向，随着收入的增加，边际消费倾向是下降的。

消费倾向对整个国民经济的健康发展是具有十分重要的意义的。它充分反映了在一定收入水平下消费意愿的大小。

改革开放以前，我国实行“低工资，高积累“的政策，居民个人所得少，消费倾向普遍很高，改革开放以后，居民收入大幅度提高，居民的消费也就进入了一个新的阶段。从1978年以后，我国的居民平均消费倾向基本上呈现出缓慢下降的趋势，而边际消费倾向的下降不太明显。

3、农业波动对消费波动的影响。我国是一个农业大国，农业在国民收入中所占的比重大，农业的波动必然引起整个国民经济的波动，从而引起消费的波动。首先，农业的增长必然导致消费的增长，1979年到1982年，农业分别增长1.81％，0.31％，1.5％和0.87％，消费分别增长2.8％，3.1％，1.0％，2.2％，其次，农业的减产或低增长导致消费的下降或低增长，1991年农业国民收入下降1.53％，同年消费下降3.2％，⑤1992年至1995年，农业国民收入大幅下降消费也大幅下降。(三)消费水平与经济结构

经济结构大体上是指国民经济各部门，各地区，各成分，各组织和社会再生产各方面的构成，以及它们的相互联系，相互制约的关系。一国的经济增长从其内涵来看，主要有两方面，经济总量的增长和经济结构的优化，而一国的经济增长又是以一定的消费水平为前提的。当社会经济实现增长，经济总量及人均收入量也会相应增长，从而引起需求结构、生产结构以及外贸结构发生相应的变化。根据现代经济增长理论和发展经济学理论，高的经济增长率必然带来高的结构变化率。也就是说，结构的变动是与经济发展过程相联系，是以经济发展的水平和阶段（即人均收入水平和工业化程度）为条件，是通过资源的再分配来实现的。

改革开放以来，随着我国人民消费水平的不断提高，我国的经济结构也产生了相应的变动。下面就从几方面来阐述这一问题。

1、人均收入水平与经济结构变动及工业化程度

根据库兹涅茨的研究可知，人均国民生产总值与结构变动率存在着一定的比例关系。人均国民生产总值在50-130美元时是产值结构变动率最高的第一时期，人均国民生产总值在220-360美元时是产值结构变动率很高的第二时期，人均国民生产总值在360-860美元时是产值结构变动率较高的时期。我国改革以来，按世界银行图表集法计算，人均国民生产总值水平大概在300美元左右。⑥因此可知我国这一时期的产业结构处于高变动率阶段。

产业结构的转变过程，根据钱纳里等人的理论，可将其划分为三个阶段：（1）初级产品生产阶段，（2）工业化阶段，（3）发达经济阶段。工业化阶段是结构转变幅度最大的时期，这一时期，需求结构及生产结构、外贸结构发生显著的变化，我国在改革开始时工业化程度已经相当高，但是人均收入水平却是相当低的。这是由于改革前我国优先发展工业尤其是重工业的政策倾向过于偏激所导致的工业化过程的片面演进和产业结构关系的严重失衡。一般而言，工业化的起步是要以一定的收入水平和消费水平为前提的，工业化程度超过人均收入水平的状况必然会影响到产业结构的进一步变动。

目前，我国经济结构依然存在不合理的状况，这一状况严重制约了国民经济的持续快速、健康的发展。但这种不合理状况不是由于过去重工业的倾斜政策而造成的，而是因为当前消费需求结构的升级导致现行经济结构不再适应当今的经济发展。目前从我国消费领域的整体来看，酝酿着一次新的消费升级-“住行消费升级”（在此之前，已有几次消费结构升级）。其间消费投入大，积蓄时间长。这使得消费需求不足现象在一定时期内存在。

2、收入水平、消费水平引起结构变动的原因

收入的增长必然引起消费水平的增长，而消费水平的增长又会引起经济结构的变化。这一变化用恩格尔定律可以明显表现出来。恩格尔定律可以表述为居民食品消费占国民生产总值的份额随着人均国民生产总值的增长而下降的一种趋势。也可以表述为居民食品消费占居民总消费的份额随人均国民生产总值、人均总消费的增长而下降的一种趋势，以我国1987-1997年城镇居民与农村居民的恩格尔系数及其消费结构为例可知，1987-1997年，城镇居民的恩格尔系数从0.53下降至0.46，而农村居民的恩格尔系数则没有多大的变化，仅从0.56降至0.55，城镇居民的消费结构有较大的变化，而农村居民的消费结构却没有多大的变化。如表(四)所示。从中可知消费水平的上升必然引起需求结构的升级，但需求结构又是如何引起整个经济的变动呢？根据经济学原理我们可知，需求结构的变动会引起资源向消费需求多的产业部门转移，从而实现经济结构的变化。

3、结构的变化反过来又会带来收入水平及消费水平的增长

经济的增长主要是靠生产要素投入的增长和经济结构变化所带来的增长，结构合理，就可以提高全社会总要素的生产率，进而实现更高的经济增长率，这样就必然能够带来消费水平的提高。

二、影响消费水平的因素

影响消费水平的因素有很多，有经济因素，也有非经济因素。经济因素有国民收入总额及其提高速度，积累与消费的比例，消费与投资人口总数及其增长速度，价格水平的变动等。

消费水平的高低，直接依存于消费基金的多少，而消费基金又来自国民收入，国民收入总额大，增长速度快，其他条件不变的情况下，消费水平就高，收入总额小，增长速度慢，则消费水平就低。

在国民收入为一定的情况下，消费水平的高低，取决于积累与消费的比例，积累是扩大再生产的源泉，任何社会要扩大再生产，都必须有一定的积累，在积累效果不变或不断提高的情况下，积累的增长就意味着社会物质技术基础的增强。人们的物质文化水平的不断提高就有可靠的物质保证，反过来，消费的增强和消费水平的提高，又会促进生产的发展和积累的增加。目前我国存在积累过度的现象。改革开放以来，我国国内储蓄年平均增长速度为10.3%，其中1978-1982年平均增长率为6.5%。1993－1991年增长11.6%，1992年－1997年平均增长为37.1%。在储蓄存款猛增的同时，居民消费的增长却相对疲软，社会消费品零售总额的增长速度几乎都低于同期储蓄增长速度。其年平均增长仅为16.1%,比储蓄存款余额的年平均增长速度低了14.1%个百分点。⑦

造成居民储蓄率上长，甚至实际利率下降也选择储蓄的原因有很多，一方面由于多项改革的推进，人们存款以备将来购买住房、养老、子女教育，医疗保健之用。另一方面，是居民之间收入差距拉大，高收入阶层与低收入阶层的支出结构存在显著差异，在当前市场高收入阶层想要的已经有了，边际需求欲望下降，消费结构或支出结构升级。而低收入层受购买力限制，商品购买量增加缓慢。由此导致居民存款源源不断的增加，消费市场需求不旺。

在消费基金确定的情况下，人口的数量与消费水平成反比，人口数量大，增长速度快，人均消费水平就低，人口数量小，增长速度慢，消费水平就会高，我国人口基数大，且人口增长速度也快，而且每增加一亿人口，所用的时间越来越短，据粗步估算，我国现有人口达14亿左右。每年新增的社会财富，新生产的各种消费品中的一部分或大部分将为新增加的人口所占有，为提高居民生活水平和改善居民生存环境所进行的各种努力，如医院病床的增加，普遍教育和专业教育的普及，住宅条件的改善，生活用水质量的提高等都将因为人口总数的较快增长而受到影响。因此目前我国的消费水平是不高的。要提高消费水平，实现经济社会的快速健康发展，我们就要控制人口增长，充分发挥计划生育政策的作用，限制早婚早育，多生多育，以实现人口增长与经济社会发展协调。

在其它条件不变的情况下，消费水平的高低与物价水平成比例关系，我国近些年来，居民的货币收入提高了但物价也上涨了，某些物价上涨程度还高于平均工资的提高速度，因而影响了消费水平的提高，有一部分居民的实际消费水而下降了，我国目前物价已由低谷逐渐缓慢的向上攀升，这说明我国居民的消费水平已有所回升。

三、城乡居民消费水平的比较及其对经济发展的影响

在我国，由于自然条件不同，生产力布局不同以及对某些地区采取“倾斜”政策和劳动差别和非劳动因素造成经济发展水平不同，劳动报酬不同，从而形成消费水平的差异，我国经济发展的不平衡，在地区之间，城乡之间表现得非常明显，在经济发展过程中，由于城市发展较快，大部分农村发展比较慢，所以在一定时期内，城乡之间的消费水平差异比较明显。附表(四)

资料来源：引自各卷本《中国统计年鉴》和《中国统计摘要》

表(四)中显示城镇居民的消费水平一直在农民人均消费水平之上。城市和农村的恩格尔系数都较高，这表明城市和农村居民的消费都还处于一个较低的水平，而城市居民的MPC相对较平稳，表明城市居民目前在寻找新的消费热点，农村的MPC变化相对较大，表明农村居民目前还处在一个消费热点之中，但消费支出变化不大。

这主要是近年来，由于多数居民对未来支出预期不断增强，将收入较多地转向了储蓄，投资等其他渠道，加上医疗制度和社会保障制度，教育制度等多项改革情况下，居民为应付改革的被动储蓄倾向在明显增强，这在一定程度上直接影响居民的消费水平。而导致农村消费增长率低于城镇居民的消费增长率的原因除了农民的收入水平的限制以外，最主要是农村的消费环境滞后，配套设施不齐全,如有些农村没有通电，或有电的地方供电极不正常而且电费极贵，这在一定程度上影响了农民的购买积极性。其实，农民每消费1000亿元将对农业部门产生427亿元的直接需求，对工业，运输，邮电，商业饮食以及其他服务部门分别产生395亿元，36亿元，85亿元，57亿元的直接需求，综合推算，农民每增加消费1000亿元将对整个国民经济新增2008亿元的消费需求，⑧可见，今后我国经济的持续快速发展必须依靠农民消费水平的提高和农村市场的拉动力。

四、提高我国消费水平的建议及其对策

我国目前存在在消费率过低，储蓄过高的倾向。因此我国今后的消费政策主要是提高居民的消费率，而提高居民消费率的主要措施又是提高居民的消费倾向，为此提出以下的建议。

1、积极发展开拓农村消费市场，培育城镇新的消费热点。

目前，农村居民的消费层次正处于对彩电，冰箱等耐用消费品的需求阶段，据抽样调查结果显示，1997年我国农村平均每百户仅拥有电冰箱8.49台，彩电27.32台，洗衣机27.81台，摩托车10.89台，而1998年十一月末，我国商品库存彩电97.3万台，电风扇344.1万台，电冰箱91.9万台，⑨所以无论是从供给还是从需求的角度来看，我国农村居民的消费都有大幅增加的可能，开拓农村的消费市场，要解决好几点金融问题。

A、把消费信贷引入农村，这是以农民日益增加的储蓄为基础的，由于农村存在着巨大的潜在的消费市场，且农民的消费热点产品货源充足，所以在农村开展消费信贷可以在一定程度上释放被抑制的消费需求。

B、建立农业保险机构，以减轻自然灾害对农民收入的影响，我国是自然灾害较多的国家，仅1998年的洪涝灾害，仅农作物的受灾面积就达3.2亿亩，使得经济损失高达数百亿左右，自然灾害一方面使得农民的收入减少另一方面，也使农民对未来收入的预期的不确定，增加储蓄，因此，开拓农村消费市场就要完善和发展我国的农业保险。

城镇居民面临着消费断层问题，即原有的主要以彩电，冰箱，VCD等家用电器为代表的消费层次已经得到满足，消费已经饱和，处于一种储币待购的状态。因此，培育新的消费热点显得格外重要，对于我国城镇居民而言，住宅消费及住宅装饰业应成为培育重头戏。目前我国城镇居民进入住房数量与质量并重的提高阶段。随着福利分房的结束，个人对商品房的消费，已经占到了主要地位，但由于房价过高，无法使百姓安居乐业，也无法使住宅建设这个新的经济增长点发挥其带动经济发展的作用。随着住房制度改革的推进，银行商品房抵押贷款的规模扩大的商品住房及装饰业必然成为消费热点和新的经济增长点。

家庭轿车将成为我国消费领域发展的热点。目前我国汽车消费结构发生了重大的变化，公务用车改革方案已经出台，长期以来，靠公款买车的局面已经改变，目前，1400万辆汽车保有量中有百分之三十以上的车为个人所有，虽然目前从消费领域谈轿车进入家庭领域还为时过早，但私人买车那部分先富起来的高收入阶层，如律师，三企白领等购车数量不小，且据调查，我国约有三十万个家庭在近两年内有购车意向。约三百万个家庭将购车列入了自己的消费计划，所以家庭轿车必然成为我国将来的消费热点。

教育消费将成为消费热点，教育消费包括居民子女教育支出以及为提高自身业务竞争能力的培训支出，它属于服务性消费，知识经济时代，人人都要学习新知识，新技能，很多人还要不断变换工作岗位，这就产生了再学习的强大需求。教育成为一种产业就要满足群众对非全日制教育的种种需求，目前成人高考热已标志着教育消费已成为一个消费热点。

2、发展消费信贷。发展消费信贷是促进内需扩大的必然选择.，发展消费信贷，可以联通生产与消费，疏导巨额储蓄适当向消费领域分流，解决现实购买力与消费需求不匹配的矛盾，从而推动我国经济的增长，促进我国经济的发展。发展消费信贷首先要转变消费观念，由过去的“积蓄－消费－积蓄”的单一的消费方式转化为“贷款－消费－积蓄还债”的新型消费方式。提倡适度的超前消费。其次是政府努力提高居民的实际收入水平，降低消费信贷成本拓宽个人消费信贷能力，针对不同的消费信贷品种上和贷款对象，在利率，期限，还款方式等方面向消费者提供多种选择。第三是建立担保机制和个人资信调查机构，为低收入居民提供解决担保问题。第四是积极发展信用卡业务。如加强透支功能等。

3、建立和完善社会保障制度，社会保障制度一般包括养老保险制度，医疗保险制度，住房保险制度和失业保险制度四大方面。目前我国的养老保险实行的是社会统筹与个人账户相结合的原则。这实际上是又一次消费品按劳再分配有益于保障退休人员有基本的消费金。医疗保险制度则可以为广大职工提供基本医疗保障，提高职工的健康水平。住房保险制度中，住房公积金的建立，增加了工资中的住宅消费基金，也增大了住宅消费的能力，对保证住房投资和住宅消费达到较高水平具有积极的意义，失业保险制度是社会福利制度的一方面，它对于保障下岗职工的最低生活消费有着重要意义。

注释：

①引自孙鹤、杨咸月《储蓄、消费与经济增长》《统计研究》99年第七期

②引自马克思《资本论》第二卷

③引自郭柏春《论消费率》《消费经济》2000年第1期

④引自曾壁钧等著《我国居民消费问题研究》第43页

⑤引自景体华等著《中国经济增长与波动》第51页、第224页

⑥引自郭克莎《中国，改革中的经济增长与结构变动》第165页

⑦引自《理论经济学》第77页

⑧⑨引自邹东海、万举《农村消费市场开拓与农村金融创新》《消费经济》99年第5期

参考书目：

1、《消费经济学原理》尹世杰、蔡德容经济科学出版社

2、《中国经济增长与波动》景体华北京出版社

3、《居民消费统计学》易丹辉中国人大出版社

4、《中国经济波动与增长》栗树和、梁文征陕西师范出版社

5、《中国，改革中的经济增长与结构变动》郭克莎上海三联书店出版社

消费水平分析范文篇7

关键词：消费水平；时间序列；二次型模型；指数型模型

一、引言

居民消费水平是指居民在物质产品和劳务的消费过程中，对满足人们生存、发展和享受需要方面所达到的程度。通过消费的物质产品和劳务的数量和质量反映出来。现在物价上涨，我国的消费水平和消费能力提高，对我国的经济发展有一定的推动作用。

所谓时间序列是按照时间的顺序排列的统计数据。对时间序列进行观察，研究，找出一定的规律，预测将来的趋势。在日常生活，生产中，时间序列随处可见，时间序列分析的应用领域很广泛。本文将运用于经济领域。

二、样本与数据处理

本文选用1993年-2012年的居民的消费水平年度数据作为样本。（数据来源：中国统计年鉴2012）

根据EViews7.0得到时序图，知样本总体呈现出不断上升的趋势。进一步做单位根检验可得：P值为1，P值大于0.05，故不能拒绝原假设，即存在单位根，该序列不平稳。

由于序列不平稳，所以对样本数据进行差分处理。经过一阶差分后的单位根检验结果中，P值为0.4349，P值大于0.05，故接受原假设，即存在单位根，该序列不平稳。经过二阶差分后的单位根检验结果中，P值为0.01，P值小于0.05，故拒绝原假设，即不存在单位根，该序列平稳。

三、模型的选择

1.二次型模型的建立

由于原序列经过二阶差分得到平稳序列可知，此序列可能为二次型序列，所以对其进行二次型模型处理。

（1）确定二次型模型

由EViews7.0

图对原序列的二次型拟合图

由图1可得到二次型模型，但也需要对其残差自相关等分析，而后对残差进行模型拟合。

（2）二次型模型残差分析

由EViews7.0可得二次型模型的残差分析图，可得Q统计量的P值小于显著性水平5%，所以该序列为非白噪声序列，则需要进行残差模型的拟合，使得序列的模型由两部分组成，即二次型模型和残差序列进行残差模型的拟合。

（3）残差序列模型的拟合

由EViews7.0可得二次型模型的残差分析图可知，残差的偏自相关图看成为2阶截尾，因此建立模型ar（2）进行拟合。由EViews7.0可得残差序列估计结果可知其常数项未能通过检验，所以删去常数项，模型通过显著性检验，模型中AR（1）对应的常数为1.2953，P值为0，AR（2）对应的常数为-0.6441，P值为0.003，拟合优度为0.7116。由残差模型可得出残差模型拟合效果很好，而且各统计量都能通过显著性检验。

（4）对此模型做残差是否为白噪声序列检验，由EViews7.0可得白噪声检验图，该残差序列检验的P值都显著大于显著性水平α=0.05，所以该残差序列为白噪声序列，不需要继续研究。

（5）残差的异方差性检验

利用EViews7.0进行ARCH检验可得P值为0.3577，所以P值显著都大于显著性水平α=0.05，所以残差模型不存在异方差。

（6）由以上步骤可知，二次型模型显著，则建立模型：

2.指数型模型的建立

（1）对该序列求取一阶差比率，一阶差比率数相差不大，对该序列进行单位根检验，P值为0.0137，P值小于0.05，故拒绝原假设，即不存在单位根，该序列各期数值的一阶差比率平稳。所以可以用指数型模型进行拟合。

（2）由EViews7.0可得原序列指数型模型估计，常数为7.091156，P值为0，@TREND为0.121162，P值为0，拟合优度为0.9773。由指数型模型可知，该模型基本显著，但仍需对残差进行检验，再由EViews7.0得出指数模型残差检验图，可知该模型残差P值皆小于0.05，所以为非白噪声序列，则还需对残差模型拟合。

（3）残差序列的拟合

根据指数模型的残差检验图可知，该残差序列的偏自相关系数二阶截尾，所以选用AR（2）模型进行拟合。得到模型中的AR（1）的常数项为1.26，AR（2）的常数项为-0.5906，拟合优度为0.7778。可知残差模型拟合效果很好，且都通过显著性检验。（4）残差模型的白噪声检验与异方差检验

由eviews7.0可得残差模型的白噪声性检验结果，该残差序列检验的P值都大于显著性水平α=0.05，所以该残差序列为白噪声序列，不需要继续研究。

利用EViews7.0进行ARCH检验可得P值为0.242，所以P值显著都大于显著性水平α=0.05，所以残差模型不存在异方差该残差序列。

（5）由对数模型通过变换，可得原序列的指数型模型为：

四、最优模型的选择及预测

二次型模型中的拟合优度等于0.9818，指数型模型的拟合优度等于0.9773，所以二次型的拟合优度较好，大概的确定二次型模型比较理想，进一步比较二次型和指数型的拟合图知：二次型模型预测效果更好。

由二次型模型预测出的2013～2015年的预测值如下：

表指数型模型预测结果单位：元

五、结论与政策性建议

1.结论

居民消费水平的值和预测值，说明中国居民消费指数一直处于增长趋势，这是也说明人均可收配支出增长，人们的生活条件越来越好。同时使消费水平持续增长，政府调控也非常重要。由于在预测预测中影响因数很多，所以预测值仅为理论值，实际值以中国统计年鉴为准。不过通过我们的预测，还是可以预见居民的消费水平会继续保持增长趋势。生活必需品和生产资料价格的稳定对社会的稳定有着重要作用。

2.政策性建议

政府在制定消费政策时要根据消费函数的特征进行制定。由协整理论可知居民的消费主要取决于居民的收入，要提高居民消费水平，提高居民可支配收入是最重要的。具体措施如下：

（1）适当提高国家机关和事业单位职工工资水平。

（2）建立健全社会保障制度。

（3）要继续强化税收调节个人收入分配的功能。

参考文献：

[1]王燕.应用时间序列分析（第三版）[M].北京：中国人民大学出版社，2012.

[2]庞浩.计量经济学[M].北京：科学出版社，2010.

消费水平分析范文

在社会保险机制中，由于存在不同的起付线和共付比例设计，并受到经济水平、健康状况等群体差异的影响，不同的参保人对医疗卫生服务需求存在差异，很可能导致经济水平较低的人群得不到基本的医疗卫生服务，而经济状况较好的人群则过度享有医疗卫生服务。保险机制设计存在的弊端导致国民不能公平享有医疗卫生服务。近几年来，国家的医疗卫生事业逐步发展，社会医疗保障体系不断建立健全。中国的医疗卫生事业是在政府的作用下，通过实施一系列的福利政策，从而保障国民健康水平的社会公益事业。医疗卫生事业的公益性使得国民的医疗卫生需求成为政府制定卫生政策和计划的出发点。当前，中国以城镇职工基本医疗保险、新型农村合作医疗制度和城镇居民基本医疗保险为主的三大社会医疗保险体系基本建立，国家的医疗卫生政策旨在进一步建立一套多层次的全民医疗健康服务保障体系，以满足国民获得基本医疗卫生服务的权利，提高全民的健康水平。然而，在社会医疗保障体系逐步完善，社会医疗保险的覆盖面不断扩大的同时，医疗费用也在急速攀升。不难想象，医疗费用的急剧攀升导致居民“看病贵”，严重制约了国民健康水平的提高。与此同时，随着城市化和工业化进程的加快，大量的农村人口向城市流动，在城市中，不同户籍的居民之间经济状况存在差异，使得家庭医疗需求和医疗消费具有差别，面对急剧增长的医疗卫生费用，贫困家庭承担着更高的疾病风险和经济负担。基于以上背景，以医疗保险和贫困因素为研究视角，分析社会医疗保险和贫困因素对家庭医疗消费的影响，特别是探索医疗保险在影响家庭医疗消费绝对和相对医疗支出方面的作用机制，以及这种影响在不同人群中的稳健性，为完善国家的社会医疗保险体系建设，推动医疗卫生领域的公平，保障国民健康水平提供了解释。

二、文献综述

医疗费用的增长不仅是当前中国所面临的问题，更是一个在世界范围内普遍存在的问题。早在1990年，PaulJ．Feldstein研究了美国医疗费用的发展趋势，发现当年的医疗支出比上年增长了11%，而同期的GNP仅增加了7%，并指出医疗费用持续以高于GNP的增长速度在增长［1］(P1－3)。自改革开放以来，随着社会经济的市场化转型和发展，中国的医疗卫生体制改革逐步推行，针对医疗卫生领域出现的问题，改革取得了明显的成效。但是仍存在一定的问题和矛盾，医疗费用的急剧攀升是我国医疗卫生体制改革所面临的主要矛盾之一。“自改革开放以来，中国的GDP年平均增长率为9.7%，而医疗费用的增长率为18%，较GDP的增长，医疗费用的增长幅度是GDP的近两倍”［2］。不断增长的医疗费用会产生一系列的负面效应，例如，高额的医疗费用是“因病致贫”的主要原因，尤其对于农村居民，由于经济困难看不起病，应就诊而未就诊的人数较多，致使他们的基本医疗需求得不到满足［3］;从医疗费用对医疗选择的影响来看，医疗费用升高，降低了医疗选择的可能性［4］。因此，对家庭医疗消费状况及其影响因素进行深入分析和探究具有一定的紧迫性和现实意义。当前国内外学者对健康问题的研究范围日趋广泛。首先，健康对人与社会具有效用。健康是人力资本的重要组成部分，是人类发展的基本需求［5］［6］［7］。对于个人和家庭来说，良好的健康状态能够帮助人们有效地投入生产生活，对提高收入和增进福利具有重要的作用［8］［9］(P24)。对于社会而言，国民健康与社会生产力以及社会经济的发展密切相关。其次，健康具有风险。人类的生存与发展是一段长期的过程，在这一过程中，将会面临各种诸如环境、行为等不确定因素的影响，由于这些影响因素是复杂多变的，使得人类健康具有动态性，从而衍生健康风险［10］(P4)。伴随着健康风险产生，遭受疾病的社会人群产生心理和生理的双重病痛，劳动能力下降，为了缓解和恢复健康，不得不承担由健康风险带来的疾病经济负担。疾病经济负担将会带来患病人群的经济消耗和社会经济损失［11］(P259－260)。基于上述原因，有必要通过政府和个人的共同作用进行健康投资，从而改善国民健康状况，增进个人的人力资本，推动社会生产力发展。世界银行较早地对健康投资进行了研究，从政府责任的角度提出各国政府应制定相关措施改善卫生状况［12］。高梦滔、姚洋从家庭内部资源分配的角度出发，研究了家庭内部成员健康投资的导向和责任［13］。可见，政府和个人都具有健康投资的责任。社会保险机制的建立是政府健康投资的方式之一，家庭的健康投资需要家庭医疗消费产出，但贫困因素在一定程度上可能束缚家庭医疗消费。医疗保险、贫困因素以及家庭医疗消费之间存在相关关系，以下就三者的研究现状择要述之。从医疗保险效用的视角出发，学者们的研究存在正反两种观点。一部分学者持正面的观点，认为医疗保险一方面能够有效降低医疗服务价格，提高居民的医疗消费水平，增进居民的医疗保健需求和医疗卫生服务的可及性，同时对提高居民尤其是低收入群体的医疗服务利用率具有显著作用;另一方面，作为医疗支出风险平滑的财务机制，医疗保险的费用分担制度有效降低了医疗支出，减轻了低收入群体的医疗负担，对群体差异的人群发挥了分散风险的功能［14］［15］［16］［4］［17］［18］。持负面观点的代表学者解垩通过研究发现医疗保险的补偿并没有减轻城乡患病家庭的贫困状况，反之增加了贫困家庭的医疗消费负担，贫困群体的医疗费用支出超过收入比例的增加，医疗保险对中国城乡家庭具有反贫困效应［19］。此外，医疗保险成为扩大医疗卫生服务利用不平等的约束条件，与对医疗卫生服务存在更多需求的穷人相比，富人消耗了绝大多数医疗卫生服务资源，使得穷人陷入“疾病－贫困－疾病”的恶性循环之中［20］［21］(P12－24)［22］。医疗保险设立的作用在于分担风险，互助共济，从而保障正常的生产生活，维护社会安定。然而，对于经济贫困的人群来说，医疗保险是否真正起到了分散风险的作用呢?在农村地区，农村居民的消费行为总体呈下降趋势，而医疗消费则呈反向趋势不断上升，尤其是低收入家庭的医疗消费支出比例较高，同时“广覆盖、低保障”的医疗保险难以承担高额的医疗费用增长，透视出医疗费用持续增长给居民带来了较大的疾病经济负担，医疗保险远远不能满足居民的医疗需求［16］［23］［24］。解垩通过实证分析发现，在医疗保险补偿以后，医疗保险对城乡家庭的贫困状况起到了一定的缓解作用，并且对城乡家庭的减贫作用存在差异，对城市家庭的减贫程度高于农村。但这种缓解并不显著，医疗保险对降低家庭的医疗支出，缓解贫困具有微弱的作用［19］。综合以上研究，针对家庭医疗消费影响因素及其结构变化的争论，文章将探索分析三个问题:第一，医疗保险制度对家庭医疗消费有何影响，是否显著改变家庭消费结构;第二，经济状况，尤其是贫困因素对家庭医疗消费是否具有显著的约束性;第三，医疗保险和贫困的联合作用是否显著影响家庭医疗消费结构，将会产生哪些影响。

三、假设、数据、变量与模型

(一)研究假设

基于理论分析和文章需要，做出如下假设:假设1:医疗保险能够刺激家庭的医疗需求，有效提升家庭医疗消费水平。假设2:经济状况对家庭医疗消费有重要影响，贫困会约束家庭医疗需求，抑制家庭医疗消费。家庭越贫困，医疗消费水平越低。

(二)研究数据

本研究使用的是国家基本医疗保险调查跟踪数据，该数据由人力资源与社会保障部、中国医疗保险研究会、北京大学光华管理学院联合调研获得。根据医疗保险试点先后，结合区域分布和人口、经济发展等因素，选取了乌鲁木齐、潍坊、吉林市、常德、绍兴、厦门、成都、包头、西宁九个城市，在采取随机抽样的基础上，进行跟踪调查，目前已经完成2008年—2011年跟踪调查数据，其中，2011年完成有效访问户11105户，有效访问人口30496人，随访率为87.04%，其他年份调研规模大体相同。调查主要针对城市居民(市民、流动农民)的医疗卫生服务需求、利用、费用、保险等内容。本研究使用了2008年—2011年四年的面板数据，样本四年一共16407个家庭，127300人次①。

(三)变量选择

从总体来看，家庭医疗消费的影响因素不仅与家庭的基本情况有联系，同时也受到医疗制度、家庭医疗观念等家庭和社会层面各方面因素的影响。基于研究需要，将家庭医疗支出额度和家庭医疗支出比例作为因变量，主要反映家庭一年内医疗支出的绝对水平和相对水平。在自变量的选取方面，家庭医疗消费状况首先受到家庭基本特征的影响，因此选取家庭规模、家庭赡养比、户主民族、户籍、家庭人均收入来控制家庭基本情况。此外，将家庭成员疾病程度作为家庭年内医疗需要的变量，选取最近医疗点时间代表居民的医疗卫生可及性，选取是否是低保户作为家庭贫困状况的变量，选择户主健康意识控制家庭医疗观念，选择家庭(主要成员)是否有医疗保险作为反映家庭医疗保险状况的变量。

四、经验分析

(一)描述分析

针对下表中的数据分布进行表述分析。自2008年至2011年，家庭医疗支出额度不断上升，从3024.11元增加到了3322.63元，说明家庭绝对医疗消费逐年上升;家庭医疗支出比例则变化不大，大致稳定在12%，家庭相对医疗消费趋势较为稳定。家庭规模保持在3.3左右，大多数家庭常住人口为3人，反映出现代家庭模式以核心家庭为主。家庭赡养比从22%提高到26%，老年人口占家庭人口的比重增加，在一定程度上反映了中国老龄化趋势的发展;样本中的大部分户主为汉族，同时大多数为城市户籍;家庭人均收入不断增加，从1869.48元提高到2456.52元;家庭成员的疾病程度处于比较严重的状态，但疾病严重程度不断减轻;家庭位置距离最近医疗点的时间平均约为12分钟;家庭的健康意识由薄弱逐渐增强;家庭成员拥有保险的比例不断提高。

(二)回归分析

根据回归模型，分别使用面板数据混合效应OLS模型、固定效应OLS模型和随机效应OLS模型进行估计，同时，进行F检验和Hausman检验，结果发现，面板数据固定效应模型估计结果具有一致性。而且，不论家庭医疗消费绝对量还是相对比例，F检验和Hausman检验结果都支持选择面板固定效应模型，所以，本研究后续的回归均是使用面板固定效应OLS模型估计。分别比较原始估计模型和在放入医疗保险和低保户的交互项后的模型，估计结果见下表。通过回归结果，在控制其他变量后，医疗保险对家庭的医疗消费水平具有显著的正向影响，并且具有稳健性。与没有医疗保险的家庭相比，拥有医疗保险的家庭的医疗消费水平显著高于没有医疗保险的家庭。医疗保险具有补偿和分散风险的效用，一方面，医疗保险有效降低了医疗服务价格，提高了家庭对医疗服务的可及性，形成了推动作用，促使家庭购买更多的医疗服务，提高了家庭的医疗消费水平。另一方面，医疗保险对家庭医疗消费形成拉力，通过较低的医疗服务价格吸引家庭的医疗消费，释放了家庭成员的医疗卫生需求，从而增加了家庭的医疗卫生支出。无论是家庭的绝对医疗消费，还是相对医疗消费，都受到医疗保险的正向影响。以家庭收入和是否是低保户来代表家庭的经济水平，经济水平对家庭医疗消费有显著的影响。家庭人均收入对家庭绝对医疗消费有显著的正向作用，人均收入越高，家庭医疗消费额度越大;以是否是低保户家庭来衡量家庭的贫困状况，检验家庭医疗消费的影响因素，发现非低保户家庭的相对医疗消费显著高于低保户家庭的相对医疗消费，即贫困家庭的医疗消费水平低于非贫困家庭的医疗消费水平。以上说明经济状况会显著影响家庭的医疗消费水平，贫困家庭的医疗消费需求受到了贫困状况的约束，符合上文的研究假设。通过医疗保险和是否是低保家庭的交互项进行回归分析，发现医疗保险和是否是低保户家庭对家庭绝对医疗消费的作用不具显著性，同时对家庭的相对医疗消费存在微弱的正向影响，低保户家庭在拥有医疗保险后，家庭的医疗消费水平会略微提高，说明拥有医疗保险的低保户家庭，其医疗消费绝对水平并不会比其他类别家庭更高。但由于医疗需求得到释放，其家庭医疗消费所占比例水平有所提高，这证明了医疗保险对贫困家庭医疗消费结构有显著影响。在其他变量中，家庭成员的疾病程度对家庭医疗消费具有显著的负向作用，并且具有稳健性。家庭成员的疾病程度越重，医疗需要越大，家庭医疗消费水平越高，说明家庭医疗消费水平显著受到医疗需要的影响。家庭规模对家庭绝对医疗消费具有显著的正向影响，对家庭的相对医疗消费具有负向影响，但不具有显著性，说明家庭规模越大，家庭的绝对医疗消费水平越高。家庭赡养比对家庭医疗消费具有显著的正向作用，且具有稳健性。家庭赡养比越高，家庭医疗消费水平越高，说明老年人的医疗需求可能是影响家庭医疗消费的重要因素。户籍是影响家庭医疗消费的重要因素，在城市中，户主是城市户籍的家庭医疗消费水平高于户主是农村户籍的家庭医疗消费水平。

(三)分低保户回归分析

在回归分析中，医疗保险对家庭绝对医疗消费和相对医疗消费都具有显著的影响，在医疗保险作用下，家庭的绝对和相对医疗消费水平均有所提升，反之，贫困因素对家庭的绝对和相对医疗消费具有抑制作用。为了进一步检验医疗保险影响的稳健性，本研究将人群分为贫困户和非贫困户两类，进行稳健性检验。结果见下表。医疗保险对低保户和非低保户家庭的医疗消费影响存在差别。医疗保险对非低保户的家庭医疗消费具有显著的正向影响，对于非低保户家庭而言，有医疗保险的家庭的医疗消费水平高于没有医疗保险的家庭，医疗保险均能抬升非低保家庭的绝对医疗消费和相对医疗消费水平。对于低保户家庭而言，医疗保险对家庭的绝对医疗消费具有正向影响，而对相对医疗消费具有负向影响，但没有通过显著性检验，说明低保户家庭有无医疗保险，并不会显著抬升其家庭医疗消费。其他变量回归结果基本与上文一致，此处不再赘述。

(四)分户籍回归分析

为了进一步分析医疗保险对家庭医疗消费影响的城乡差别，进行分户籍的稳健性检验，检验结果见下表。从下表回归结果可以看出，医疗保险对城市户籍的家庭医疗消费具有显著的影响，并且具有稳健性。在市民中，拥有医疗保险能够显著抬升其家庭的绝对和相对医疗支出，医疗保险释放了市民的医疗需求，并影响了其消费结构;而在城市流动的农村户籍人口中，拥有医疗保险将会显著释放其医疗需求，也会显著抬高其家庭医疗支出比例;但是，交互项回归发现，在城市流动的农村户籍人口中，拥有医疗保险的贫困家庭的绝对医疗支出并不会显著高于其他农村户籍家庭，而其相对医疗支出比例则显著高于其他农村户籍家庭，这也证明了医疗保险释放了在城市流动的农村户籍家庭的医疗需求，改变了其家庭消费结构，这种影响会显著明显于其他农村户籍家庭。其他控制变量回归结果与上文基本一致，此处不再赘述。

五、研究结论与若干思考

(一)研究结论

综合上述的实证分析，可以得出如下研究结论。第一，医疗保险对家庭医疗消费具有显著的正向影响，医疗消费能够显著提高家庭的医疗消费水平。通过控制其他变量，考察医疗保险对家庭医疗消费的影响，医疗保险能够有效降低医疗服务价格，进而释放家庭医疗卫生服务需求，增进家庭的医疗卫生可及性，进而提升家庭医疗消费的绝对量和相对水平，这一结论验证了假设1。第二，经济状况对家庭医疗消费具有重要的影响。一方面，家庭收入越低，家庭医疗消费水平越低;另一方面，低保户家庭的医疗消费水平显著低于非低保户家庭的医疗消费水平。说明贫困会显著抑制家庭医疗消费，验证了假设2。第三，在考察医疗保险和贫困的交互作用对家庭医疗消费影响的情况下，其交互项显著正向作用于家庭相对医疗支出水平，即获得医疗保险的低保户会显著提高家庭医疗相对支出水平，而在医疗消费绝对水平上变得与其他群体基本无显著差异了，这进一步证明了医疗保险的积极作用。虽然贫困家庭会因此而承担更高的家庭财务风险，但是，它让贫困家庭能够拥有与其他家庭基本无差异的绝对医疗消费，这是非常巨大的贡献，因为由于贫困约束，贫困家庭长期医疗消费受到抑制，医疗消费显著低于非贫困家庭。而稳健性检验进一步证明和深化了这一结论，即医疗保险与贫困交互项之所以对家庭相对医疗消费水平影响显著，这一影响主要发生在拥有农村户籍的城市流动家庭中，这也进一步证明，让在城市的流动人口获得必要的医疗保险对其医疗卫生服务可及性的提升极为必要。

(二)若干思考

1．强化医疗保险对贫困人口的保障作用理论和经验现实都表明，贫困人口往往更可能被暴露于疾病风险之下，相对于其他人群而言，贫困人口往往更有脆弱性。作为基本的社会医疗保险制度，国民基本医疗保险体系应当更加注重对以贫困人口为核心的弱势群体予以扶助，正如本研究所揭示的，医疗保险在改善贫困人口卫生服务利用的同时，可能存在加剧其家庭财务风险的可能。第一，应当通过完善基本医疗保险制度，加强对贫困人口小病预防和及时治疗的帮助，使贫困人口疾病风险得到及时控制和解决;第二，应当针对贫困家庭有针对性的完善大额医疗报销政策，在保险报销封顶线之外，优先对贫困家庭予以大额医疗扶助;第三，应当完善基本医疗保险与医疗救助的衔接，使贫困人口能够得到不同层面的保障和福利;第四，应当通过不断改善报销结构、提高保障水平，并有针对性地对贫困人口和方便报销程序方面给予便利，降低其保险利用成本。此外，还应当弱化经济作用对社会医疗保险的影响，削弱收入等因素对个人利用社会医疗保险的影响和限制，强化社会医疗保险作为国民基本健康权利的属性。当然，也应当在国民基本健康权利保障和控制道德风险之中寻求平衡。

消费水平分析范文1篇9

当今，扩大以消费需求为核心的国内需求，建立扩大消费需求长效机制，释放居民消费潜力，成为保持我国经济健康持续发展的良方。刺激国内需求尤其是居民消费需求，成为推动经济增长、实现经济发展方式转变、经济结构转型的重要议题。消费需求历来是国内外专家学者分析与研究的重点对象，并且取得了丰硕的成果。

国外对于消费需求早已有广泛而深入的研究。1936年出版的《就业、利息和货币通论》提出了凯恩斯（Keynes）的消费函数，系统论述了有效需求理论，认为有效需求不足导致了萧条和大危机。在凯恩斯之后又出现了许多消费理论，具有代表性的有美国经济学家杜森贝利（Duesenberry）提出的相对收入消费理论，莫迪利安尼（Modigliani）的生命周期消费理论，弗里德曼（Friedmam）的永久收入消费理论等。Hall（1978）把理性预期学说开创性引入到消费函数理论，对消费增长的不可预见性进行了检验。在行为经济学领域，Kahneman和Tversky（1979）创立了著名的前景理论，使对消费者行为的描述更加精确。Porter（1990）和Rostow（1990）基于竞争优势理论和国家经济增长五阶段划分，研究指出消费拉动型经济增长方式才是健康可持续的，建立消费型社会是一国经济发展最终目标。

进入21世纪以来，随着消费在我国经济发展中的地位越来越重要，消费问题渐渐为国内专家学者所重视。从目前已取得的研究成果来看，国内研究消费需求的重点在于影响消费需求因素的分析、消费需求不足的原因和影响、扩大消费需求的作用与意义以及如何提高消费需求等方面。尹世杰（2002）论述了扩大消费需求，拉动经济增长的问题，并从消费的观念、政策、结构、环境方面阐述了如何提高消费率，促进经济增长。范剑平（2003）提出促进我国经济增长动力机制由投资主导型向居民消费、社会投资双拉动型转换。李文星等（2008）实证考察了我国人口年龄结构变化对居民消费的影响，得出人口年龄结构变化不是居民消费率过低的原因。田青等（2008）利用相关数据分析了消费习惯、收入、购房支出、医疗、教育支出、收入波动及利率等因素对消费的影响。刘惯超（2010）研究概括了导致消费需求不足原因的高投资挤占消费论、高储蓄挤占消费论、国民收入分配不合理制约消费论等7种观点。李燕桥和臧旭恒（2011）动态分析了1978-2008年间我国城镇居民消费（储蓄）行为，表明预防性储蓄动机对居民消费水平变动及居民消费增长率变动产生的作用强度均不大。王勇（2012）认为发展消费金融是扩大消费需求的长效机制之一。陈健等（2012）从信贷约束角度探讨了房价波动对消费的影响机制，经实证分析发现总体上房价上涨会抑制消费。夏杰长（2012）分析认为仅靠投资与净出口拉动的经济增长模式正逐步不可持续，必须扩大消费需求、调整经济结构、稳定经济增长。洪银兴（2013）认为发展消费经济是解决消费拉动经济增长的供给问题，尤其需要企业的创新，引导和创造消费者，推动消费方式的多样化，消费状态的扩展，消费模式的调整。

梳理和回顾国内外已有研究，可以发现对消费需求问题的研究硕果颇丰，无论理论分析还是实证分析都取得了令人瞩目的成绩。然而，在呼吁增加居民消费的同时，对于居民消费与金融体系风险的分析在已有文献中鲜有提及，系统性论述和相关成果更是少见。但是，随着金融在我国经济发展中地位的提高，管控金融体系风险对于保持经济健康持续发展的重要性不言而喻。居民消费与金融体系风险问题应该引起足够的重视。鉴于此，本文就居民消费与金融体系风险问题进行深入分析和探讨。通过对居民消费、居民储蓄、间接融资规模的实证分析，揭示居民消费与金融体系风险的关系。其中，运用计量工具进行实证模型数据化研究是本文分析的重点部分。期望通过本文的分析论述，对当前扩大内需提高居民消费水平的当下，控制好金融体系风险，保持经济健康持续发展有所参考和帮助。

分析方法介绍及变量数据选取

本文针对所要分析的问题，采用相关性分析方法和向量自回归（VAR）模型，选取取自然对数后的居民消费率（LNHCR）、居民储蓄率（LNHDR）和间接融资规模指标（LNIFR），结合我国1989-2011年之间的年度统计数据，进行实证分析。

（一）分析方法及模型简介

相关性分析方法，通过计算相关系数能精确的反映变量之间是否存在相关性及其程度的大小。向量自回归（VAR）模型是基于数据的统计性质建立的模型，通过所有内生变量滞后值回归分析，以估计内生变量的动态关系。VAR模型不以经济理论为基础，避免了经济学先验理论的束缚，在对经济问题的分析中常常被使用。

（二）变量选择及数据说明

居民消费率（LNHCR）=LN（居民消费支出/GDP），以LNHCR来衡量居民消费需求的水平，该数值越大表明居民消费水平越高。

居民储蓄率（LNHDR）=LN（城乡居民人民币储蓄存款余额/GDP），以LNHDR来衡量居民储蓄的状况，其数值越大则居民储蓄水平越高。

间接融资规模（LNIFR）=LN（金融机构人民币各项贷款年末金额/GDP），以LNIFR作为衡量金融体系风险的指标，LNIFR值越大，银行体系积聚的风险越多，金融体系风险也就越大。

本文搜集我国1989-2011年之间的年度统计数据作为样本，时间跨度共计23年，所有样本数据均来自中国统计局网站《中国统计年鉴》和历年的《中国金融年鉴》。由于统计指标呈指数化变化，本文对选取的变量进行了对数化处理，起到压缩数据、消除异方差等作用，但并不会改变时间序列的性质。

实证检验与分析

鉴于对居民消费与金融体系风险实证分析需要，本文利用Eviews7.2软件，对LNHCR和LNHDR变量进行相关性分析；对LNIFR和LNHDR变量进行平稳性检验，建立VAR模型判定其平稳性，脉冲响应函数分析、方差分解分析以及Granger因果检验。

（一）居民消费率（LNHCR）和居民储蓄率（LNHDR）相关性分析

为了实证分析居民消费与居民储蓄之间是否存在消费-储蓄的收入支配模式，对LNHCR和LNHDR进行相关性分析。结果如表1所示。

由表1可知LNHCR与LNHDR的相关系数为-0.745633，可以判定居民消费与居民储蓄之间存在强烈的负相关关系，消费-储蓄的居民收入支配模式确实存在。居民储蓄率提高说明居民消费率降低了，居民储蓄率下降则说明居民消费率升高了。

（二）间接融资规模（LNIFR）和居民储蓄率（LNHDR）实证检验与分析

1.变量的平稳性检验。由于序列LNIFR、LNHDR都是时间序列数据，为了防止虚假回归等问题的出现，首先需要检验其平稳性，再进行VAR建模及后续相关的检验和分析。本文选用ADF（AugmentedDickey-Fuller）检验来检验序列平稳性，检验结果如表2所示。

表2结果显示，序列LNIFR、LNHDR的ADF值均小于相应的5%临界值，即单位根检验结果表明在5%显著性水平下，间接融资规模（LNIFR）、居民储蓄率（LNHDR）都是平稳序列。

2.建立VAR模型判定其平稳性。经检验LNIFR与LNHDR都是平稳的时间序列，下面来构造向量自回归（VAR）模型，并判定VAR模型平稳性。通过LR、FPE、AIC、SC和HQ准则选择VAR模型最优滞后阶数为3，即建立VAR（3）模型。进一步对VAR（3）模型进行平稳性判定。通过AR根的判断，被估计的VAR（3）模型所有单位根都落在单位圆内，因此可以判定VAR（3）模型是平稳的。

3.脉冲响应函数分析与方差分解分析。在已经判定VAR（3）模型是稳定的前提下，就可以进一步对VAR（3）模型进行脉冲响应函数分析与方差分解分析。具体分析如下：

脉冲响应函数分析。图1表明了居民储蓄率（LNHDR）对间接融资规模（LNIFR）的冲击效应。LNIFR在受到LNHDR一个标准差变化的单位正向冲击之后，由开始值为零1年内迅速上升，上升到第2期的最大正效应值（0.025）之后又迅速下降，并在第3期由正效应变为负效应，在第4期达到最大负效应值（-0.01）之后逐步上升，在第5期再次上升为正效应，之后小幅变动，但其值始终是大于零的。这说明居民储蓄率（LNHDR）上升，即居民消费率（LNHCR）下降，总体上对间接融资规模（LNIFR）有正向促进作用，从而增加了金融体系风险。同时，随着时间的推移，伴随居民消费率下降，居民储蓄率提高对间接融资规模扩大保持相对稳定的正向作用，金融体系风险不断积累。

图2表明了间接融资规模（LNIFR）对居民储蓄率（LNHDR）的冲击效应。居民储蓄率在受到间接融资规模单位正向冲击之后，前3年由正向效应不断下降并转负，之后持续下降到第5期最大负效应值（-0.032），到第6期保持相对平稳的负值状态，而后开始持续上升，在第9期上升为正值，之后小幅度继续上升。这说明随着金融体系风险积聚，间接融资规模的扩大对居民储蓄率的负面作用较大，但在近期和较长的远期表现出正效应的影响。

方差分解分析。从表3可以看出，间接融资规模（LNIFR）标准差从100%-87.4%的绝大部分被自身承载。居民储蓄率（LNHDR）对间接融资规模（LNIFR）的影响力第1年为0，之后从第2期到第10期影响力在10.9%-13.1%之间小幅度波动。这表明间接融资规模在较长时期内受自身影响，并稳定在一定水平，期间受到的居民储蓄率影响是稳定的且相对较小的。进一步反映出金融体系风险在较长时期内受自身影响较大，居民低消费、高储蓄对金融体系风险的加大是一个渐进的过程。

表4表明，居民储蓄率（LNHDR）标准差被自身承载的比例不断下降，而由间接融资规模（LNIFR）承载的比例不断上升。居民储蓄率受自身影响第1期为82.18%，之后到第3期有微幅上升，随后下降并且到第10期基本稳定在60%以上。居民储蓄率受间接融资规模的影响总体不断上升，由期初的17.82%，到第10期为38.01%。这表明居民储蓄率受间接融资规模的影响随时间推移而加大，反映了银行体系为了维持巨大的间接融资规模，而努力扩大储蓄尤其是积极吸收中长期的定期储蓄，以获得稳定的负债。当然，银行体系的这一行为过程，抑制了居民消费的提升，也不断集聚着风险，给金融体系的健康稳定带来隐患。

4.Granger因果关系检验。为了更进一步发现间接融资规模（LNIFR）和居民储蓄率（LNHDR）之间的相互关系，本文利用Granger因果关系检验方法对LNIFR和LNHDR之间的因果关系进行检验和分析。检验结果如表5所示。

由表5可知，在1%显著性水平下，居民储蓄率（LNHDR）是间接融资规模（LNIFR）的格兰杰原因；而间接融资规模（LNIFR）不是居民储蓄率（LNHDR）的格兰杰原因。即居民储蓄率（LNHDR）是间接融资规模（LNIFR）单向的格兰杰原因。这表明居民储蓄水平的提高、消费水平的下降，能够促使间接融资规模扩大，也就使银行体系积累风险，金融体系面临越来越大的风险暴露。同时，在接受LNIFR不是LNHDR的格兰杰原因零假设时，相伴概率为0.1374，这一概率值并不高。其表明间接融资规模的扩大、金融体系风险的加剧，一定程度上也能够引起居民储蓄率提高、消费率下降。

结论与建议

（一）研究结论

通过对居民消费与金融体系风险的探究与分析，可以得出以下结论：

第一，居民消费率低、储蓄率高是我国间接融资规模占比很高的重要原因，随着间接融资规模扩大大量风险向银行体系积聚，金融体系面临越来越大的风险暴露，这些对于国民经济健康持续发展是不利的。第二，由相关性分析可知，居民低消费、高储蓄现象一直存在并不断加强，消费与储蓄此消彼长，消费-储蓄是居民收入支配主要模式。第三，脉冲响应函数表明，一方面居民消费下降、储蓄上升促进了间接融资规模的扩大，增加了金融体系风险。另一方面随着间接融资规模扩大、金融体系风险积聚，在近期和较长远期能使居民储蓄增加、消费下降。第四，从方差分解来看，金融体系风险加大是居民低消费、高储蓄下一个渐进的过程，而银行体系在追求利润加大吸储力度，维持较大间接融资规模聚集较大金融体系风险的同时，客观上抑制了居民消费的提升。第五，Granger因果检验表明居民消费、居民储蓄与间接融资规模之间存在相互作用，消费水平下降、储蓄水平上升对间接融资规模扩大、金融体系风险增加的影响更为显著。

（二）对策建议

基于结论，为了在扩大内需增加居民消费需求的同时，更好地管理和控制金融体系风险，保持经济健康持续发展，本文提出如下建议：

1.鼓励居民消费的同时拓宽居民投资渠道。鼓励居民消费只是从数量上能降低居民的储蓄水平，而未能改变居民收入的消费-储蓄支配模式。拓宽居民投资渠道，分散居民消费后闲置资金流向，降低对储蓄依赖，一方面能给居民带来较之单一储蓄更高的收益，满足其合理理财需求；另一方面能从源头上降低居民储蓄率，缓解风险向银行体系过分积聚的现状，合理配置社会资金，分散风险，保持金融体系健康稳定。拓宽居民投资渠道主要是从股票、债券、信托产品等方面入手加快发展资本市场，在2006年到2007年股票市场处于持续大涨之时居民储蓄水平就明显下降，资本市场十分活跃，直接融资规模增大显著。这里需要指出的是随着现代人生活方式的转变和网络金额的发展，开发出适合众多小额闲余资金方便快捷的投资渠道和投资产品是具有巨大发展潜力的。

消费水平分析范文篇10

论文摘要:本文通过衬我国居民体育消费水平现状的研究，从理论上阐述了居民体育消费水平的特点。在此基础上，分析并研究我国居民体育消费水平有那些影响因素。并对如何提高我国居民的体育消费水平提出几点建议，以提高我国居民的体育消费水平，为发展体育经济提供理论依据。

体育消费是指使用物质资料和劳务以满足人们的体育需求的个人消费支出。体育消费又可以分为广义的体育消费和狭义的体育消费。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。狭义的体育消费指直接从事体育活动的个人消费行为。如购买运动会人场券、运动服装、运动器材等。体育消费水平是指一定时间内按人口平均实际消费的各种体育物质和服务数量。体育消费水平是衡量一个国家体育产业和人民生活水平的一个重要指标。它反映了一个国家体育生产资源，体育劳务和居民体育消费能力的结合程度。体育消费水平包括社会集体体育消费和居民个人体育消费的数量和质量。本文主要是对居民体育消费水平的分析与研究。其影响因素多种多样，本文通过对我国居民体育消费水平影响因素的分析与研究，来探索如何提高居民的体育消费水平，从而振兴体育产业，发展体育经济。

一、现阶段我国居民体育消费的特点

1．体育消费主体的多样性

居民的体育消费行为，由于受个人的教育程度、文化修养、社会地位、社交范围、兴趣爱好、收人伏况以及职业、年龄、性别和社会隆因素位目经济、政治、文化等)的影响，因而每个人的体育消费需求都不一样。因而在体育消费需求方面表现出很大的多样性。体育消费产品根据不同居民的不同需求也表现出其多样隆，如:竞技表演类产品、健身娱乐类产品、咨询培训类产品、康复体疗类产品以及体育旅游类产品等等。

2.体育消费需求的主观性

首先，追求身心健康、防病治病、假市色隆情、丰富生活和社会交往是人们参与体育消费最直接的动机。其中，中老年人对健康和交往的需求最为强烈，参与体育运动的选择以健身的、舍彩爱的群体性慢跑、练操、舞剑、舞蹈等居多;少年儿童则以娱乐身心和学业需要的球类活动、跑、跳、投掷、圈晚等运动为主。女性在进行体育消费时更看重其健身与健美的价值，追求形体的美化;而男性更强调体育消费的强身健体性，追求体育的娱乐性和社会交往的作用。这些都体现了消费需求的主观性，它是随着消费个体对体育消费的目的不同而体现其体育消费的独特性的。其次，正因为体育消费个体在生活习惯、经济条件、文化水平、欣赏能力、兴趣爱好、性别、年龄及价值观念等方面存在着差异，因此，他们选择体育消费的种类时不可能完全一样。

3.体育消费水平的差异性

我国体育消费水平的差异主要表现在城乡居民体育消费水平的差异和发达地区与欠发达地区居民体育消费水平的差异。由于我国各地区的经济发展水平的差异性，同时体现在体育消费水平上也呈现出体育消费水平的差异性。在经济发展过程中，由于城市发展较快，大部分农村发展比较慢，所以在一定时期内，城乡之间的消费水平差异比较明显。而且各地区收费的体育经营场所为了利润往往收费过高，阻碍了很多消费者的进人，尤其是阻碍了大批的不受时间限制的离休退职人员、下岗工人和无业人员等低收人群体的消费。在支付体育消费的费用方面，无经济来源或收人水平低的群体，一般会选择免费的或低值的消费产品;而收入较高的群体则会选择个性化的、高值的产品来消费。

二、影响我国居民体育消费水平的因素

1.经济因素

(1)居民收入水平对居民体育消费水平的影响。经济学上的消费指有支付能力的消费，任何一种消费都必须有足够收人即支付能力为前提。体育消费作为人们享受和发展需要的生活消费，也只有在人们收人水平足以支付生存资料，并有一定的剩余后才有可能产生和发展。因此，居民收人水平的高低决定了其体育消费水平的高低。(2)居民收人增长的波动性对居民体育消费水平的影响。居民个人收人增长是具有波动性的，居民消费直接受到可支配收人的制约。当居民的收人增长率大幅增加时，居民的可支配收人就会随之增加，相对用于体育消费的比例也会相应增加，从而居民的体育消费水平就有所上升。反之，居民的体育消费水平也跟着降低。(3)体育消费品价格水平对居民体育消费水平的影响。价格因素也是制约居民体育消费水平的重要因素。体育消费品的价格越高，居民购买能力就越低，相应的用于体育方面的消费支出就越低。倘若将消费支出分为生活必需品支出和奢侈品支出的话，体育消费属于奢侈品支出，由于奢侈品具有较大的需求价格弹性，再加上对预期收人的不稳定，将加剧降低这类奢侈品的消费倾向，从而进一步导致市场有效需求不足，制约体育消费水平。

2.非经济因素

(1)居民消费倾向性对居民体育消费水平的影响。消费倾向对整个国民经济的健康发展是具有十分重要的意义。它充分反映了在一定收人水平下消费意愿的大小。个人的兴趣爱好是促使其进行体育消费的首要影响因素。个体只有对体育有了持久稳固的兴趣，才能真正推动个体积极主动的参加体育活动，观赏体育赛事。才会有效地提高体育消费水平。(2)居民的消费素质对居民体育消费水平的影响。居民在体育消费过程中表现出了很大的个人特征，其个好决定了体育消费的种类以及形式。除此之外，消费者文化教育程度也体现了消费者对体育消费的态度与观点。受教育程度与体育消费态度构成之间存在明显的正相关关系，即随着受教育程度的提高，消费者购买倾向休闲体育消费的比率也增高，体育消费必须要求消费者具备相应的知识、技能和经验。(3)居民空闲时间比例对居民体育消费水平的影响。有效的体育消费不仅包括可支配的收人、休闲体育需求的欲望，还必须拥有一定的闲暇时间。体育消费实质上也是一种时间消费。而闲暇时间的缺乏是制约居民进行体育消费的关键因素。闲暇时间增多为体育消费提供了时间上洲别章。

三、提高我国居民体育消费水平的建议

第一，开拓群众性体育消费市场，发展新兴体育行业。积极开拓群众性体育消费市场，根据不同年龄、不同职业、不同收人水平和不同兴趣体育消费者的消费需求，开发组织不同层次体育劳务消费品的生产，以满足不同层次体育消费者的需求。大力发展具有光明发展前景的新兴交叉体育行业，如体育广告业、体育业、体育旅游业和体育健身娱乐业等。积极发展这些新兴行业，不但可以促进我国体育消费水平的提高，而且在扩大内需、拉动经济增长方面发挥着重要作用。

第二，引导居民的体育消费。首先，应重视群众体育活动的组织和开展，句谴良好条件，提供必要帮助，以积极稳妥的途径引导广大居民的体育消费。对待我国的体育消费，既不能超越初级阶段经济的发展，不切实际地加大体育消费的规模层次，也不能听凭经济的制约，对体育消费报自然主义的态度，而是应该有计划有步骤地加以引导。其次，积极引导居民的家庭体育消费。中华民族是一个注重家庭和亲情的民族，家庭在中国人的生活中具有特别重要的位置。因此针对不同家庭需求建立社区辅导站、体育俱乐部和体育协会等多种组织形式，丰富群众的体育消费。

第三，完善体育场所设施建设及经营管理。体育场地设施是体育消费的主要场所。没有场所，即使人们有了消费意识和消费动机也不足以产生消费行为。以体育场馆为阵地大力发展体育产业。体育场馆是有形的体育市场，是当前发展体育产业的重要载体。发展体育产业，特别是本体产业，必须坚持以场馆为阵地，充分发挥场馆的综合效益。一要抓好场馆建设，特别是大型综合性体育设施建设。二要抓好体育场馆的开发、开放。所有场馆都应该向群众开放，主动做好服务，吸引群众进馆健身消费。同时，要做好场馆的开发工作，要全方位地开展健身娱乐和竞赛表演活动，要不断地开发新的项目，培育新的市场，最大限度地提高场馆利用率。三要抓好场馆的经营和管理。经营场馆必须要树立市场濒见念，手噢酥扬定位，合理定价，句谴品牌，运用市场机制，改革经营方式，提高场馆的经济效益和社会效益。

消费水平分析范文1篇11

关键词：居民消费增长流通业发展研究综述

居民消费是拉动经济增长的重要力量，也是改革的引导力量。然而我国近年来出现持续的消费不足，将直接影响我国未来的经济发展和人民生活水平的提高。因此，研究中国目前居民消费增长的影响因素，对于我国当前应对金融风暴，扩大内需，具有重要的理论和现实意义。

流通业是国民经济各部门的桥梁和纽带，它已经由社会再生产的末端产业变为先导产业，成为引导生产、消费和经济运行的先导性力量。如何充分发挥流通业的作用这个问题值得我们深入研究，也具有重大的现实意义。目前，学术界关于如何发展流通业的观点主要有：提高流通业的信息化水平、规范和整顿市场秩序、调整流通产业结构、加快流通现代化企业制度建设等。然而，关于居民消费增长能否反过来促进和能在多大程度上促进流通业增长的研究文献很少。本文试图将现有学术界关于流通业发展与居民消费增长的研究进行梳理，以供学者更深入探讨二者关系，从而推动我国居民消费增长和流通业发展水平。

流通业促进居民消费增长的研究

贺珍瑞认为，农村流通体系与农村消费需求存在着明显的相关性。日前，农村流通体系的落后，在一定程度上制约了农村经济的发展和农村消费需求的扩大。商务部研究院学者赵萍对流通体制促进消费的潜力进行了分析，并在借鉴相关国际先进经验的基础上提出了改革流通体制促进消费增长的对策建议。赵萍还认为，中小零售企业强大的吸收就业的能力，可以切实提高普通大众的收入水平，为扩大消费提供最基本的收入基础。

中国人民大学马龙龙教授在《经济日报》上撰文提出：促进消费需要强有力的流通支持。马教授认为必须构筑一个高效通畅、竞争有序的高层次“流通平台”，充分发挥流通对于启动消费和市场的作用。2006年第二届中国现代流通（上海）国际论坛上中国人民大学商学院黄国雄教授指出“要发挥商业在促进内需、扩大消费中的基础性作用”。朱成钢认为流通业发展能够促进绿色消费，他提出要“发挥流通业在促进绿色消费中的重要作用”。在该国际论坛上，国务院发展研究中心市场经济研究所研究员任兴洲提出“商业流通业态和方式创新能培育和引导新的消费需求的增长”等观点。王微提出“城市商业特别是零售业是我国城乡居民消费需求实现的主要途径”。在第五届中国百货商业高峰论坛上，商务部副部长姜增伟提出“零售业促进消费大有可为”的观点。

目前关于二者关系相关研究的大多数理论和实务工作者基本上认为，流通业发展能够促进居民消费的增长。贺珍瑞主要从农村流通体系的完善与否的角度论述其对农村消费需求的影响。赵萍则是从完善流通体制的角度和中小零售企业强大的吸收就业从而提高居民收入的角度阐述如何促进居民消费。任兴洲认为商业流通业态和方式创新有助于培育和引导新的消费需求。总的来说，这些学者都一致认为流通业的发展能促进消费的增长，提高居民消费需求，只是他们论述的角度不同而已。从理论上说，流通业发展也是能够促进消费增长的。马克思早在100多年前就在《资本论》第二卷用了大量的篇幅论述了商品和资本的流通、交换形式，详尽阐述了流通环节、流通时间、流通费用对产品转化成商品（即对消费）的重要作用。今天我们在研究鼓励消费、扩大消费、实现可持续消费时，同样离不开对商品流通业的研究。

居民消费增长促进流通业发展研究

王惠认为，消费无论是在商业流通发展的历史演进中，还是对新兴商业业态的崛起都起着非常重要的作用。商业流通要在消费导向型经济时代获得更大发展，则必须适应消费、推动消费、发展消费。消费的变化是零售业不断创新的直接因素。

目前关于居民消费增长能够促进流通业发展的研究的文献较少，但是笔者比较认同王惠的观点，一方面，流通的效率直接影响到居民消费需求的实现情况；另一方面，居民消费状况也会反作用于流通业的发展，居民消费的快速增长会促进流通业业态的发展创新和整个流通业的发展。

居民消费增长与流通业相互促进的理论研究

湖州市统计局财贸处的研究人员认为，流通业增长和居民消费增长相互促进。比如，他们提出“加快流通业发展促进消费市场繁荣”的建议，并提出湖州市居民消费的增长促进了流通业的发展。另一方面，他们认为应进一步整顿和规范市场流通秩序，改善消费环境；湖州市政府要重点扶持汽车流通与服务业、电子信息产品流通业等新兴行业的发展。通过流通业的发展以改善消费环境，拓宽消费领域，引导消费观念更新，促进消费结构升级，培育新的消费热点。

流通业发展与居民消费增长的实证关系

王新利等通过对2003年我国31个省（市、自治区）的截面数据（以农村社会零售消费品总额近似地代表农村对消费品的消费水平，以农村从事批零贸易及餐饮业的人数近似代表农村流通体系的发展状况）进行分析，研究分析表明，农村流通体系是除了收入因素以外，对农村消费有较大影响的因素之一。胡愈对2005年我国31个省（市、自治区）的截面数据进行分析，也得出与王新利类似的结论。冉净斐选用相关数据，建立流通和消费增长的线性模型，同样是对时间序列进行逐步回归，只是在方程的建立过程运用了自回归分布滞后模型进行分析。

从以上分析可以看出，关于二者关系的实证分析研究的主要有王新利和胡愈等学者，他们进行实证方面的探讨为进一步深入研究提供了一个好的思路，颇具借鉴意义。但是，他们的实证分析尚存在一些问题，在此提出与之商榷。由于胡愈和王新利的分析方法和思路基本相同，在此以王新利文章的实证分析为例进行讨论。首先，该文对于居民消费水平和农村流通发展选用的数据不是很合理。笔者认为，可以考虑以农村居民消费支出或者农村人均消费支出近似替代农村的消费水平，以农村社会消费品零售总额（包括农村批发零售贸易值、餐饮业值和其他行业值）近似替代农村的流通业发展水平更为合理。其次，该文对1989—2003年的相关数据，运用一元回归方程结果来考察农村的流通体系对农民消费的作用程度。

笔者认为，这样的分析方法和结果有待商榷。一方面，现实生活中越来越多的经验证据表明，经济分析中所涉及的大多数时间序列是非平稳的，非平稳序列往往会出现伪回归。这是因为传统的显著性检验所确定的变量间的关系在事实上是不存在的。因此，序列平稳性检验是非常必要的。而该文没有对时间序列数据进行平稳性检验。另一方面，由于我国幅员辽阔，居民消费水平和流通业发展水平因地区而异，仅用时间序列数据或截面数据来分析有可能会忽略不同截面个体的影响，进而导致模型估计方面的系统性偏误，若改用paneldata建立统计模型则可以避免这一点。

关于流通业发展的研究趋势分析

综上所述，目前关于流通业发展对居民消费增长的研究相对较多，也基本达成共识，即流通业发展是能够促进居民消费增长的，但是该方面的研究还远远不够。一方面，首先要从理论上继续探究流通业发展能够通过哪些机制和途径影响和促进居民消费的增长；另一方面，要从实证分析的角度研究流通业的发展究竟能在多大程度上促进居民消费的增长。

通过前文的分析，可以大致认为居民消费增长是能够反作用于流通业发展的，上文分析仅仅从居民消费的快速增长会促进流通业业态的发展创新和整个流通业的发展的角度论述，理论分析比较薄弱，因此我国的学术界可以继续从理论和实证的角度深入探讨居民消费增长对流通业发展的作用途径和程度。

关于二者相互关系的研究，理论和实证分析都较少，也不够深入。一方面，要从理论上深入探究二者关系，另一方面，要加强在实证方面的分析研究，可以运用实证分析多层面多角度的探讨二者关系。首先，可以运用我国建国后（尤其是改革开放以来）的相关数据进行分阶段的时间序列分析。建国以后，我国经济体制和流通业发展都发生了较大的变迁，变量之间的函数关系强度和形式一般也会相应的发生变化，如果能够分阶段研究就可以真正深入的把握变量之间的真实关系。以我国的流通业为例，流通业在改革开放前后“判若两人”，无论从商业运行的环境机制还是运行机制都发生了较大的变革，因此，我国可以将流通业的研究分为改革开放前和改革开放后两个阶段。其次，可以运用我国建国后（尤其是改革开放以来）的不同区域或者不同省份的数据运用paneldata模型进行分析。运用时间序列数据建立模型进行分析会漏掉不同截面之间的联系，也会忽略不同个体之间的差异。而运用paneldata模型可以构造和检验比单独使用横截面数据或时间序列数据更为真实的行为方程，可以进行更深入的分析。我国东、中、西部无论是经济发展水平，流通业发展水平还是居民消费水平等方面差距都较大。如果仅用时间序列分析流通业发展和居民消费增长关系可能会产生系统偏差，从而使得估计的参数存在误差，最终使得研究的结论和预测都大打折扣。再次，针对我国城市和农村差距经济发展水平、流通业发展和居民消费水平差距较大的现实，我们可以针对性的对我国城市和农村进行比较的实证分析，对于当前我国提出的流通现代化（尤其是农村流通现代化）和提高居民消费增长（尤其是农村居民消费增长）都具有较强的现实意义。

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消费水平分析范文篇12

>>农村人力资本积累与城乡消费水平差距分析农村人力资本积累与城乡收入差距的实证分析农村人力资本水平与城乡收入差距的关系苏北地区城乡消费水平差距分析农村人力资本外溢与中国城乡居民收入差距关系的实证分析城乡居民消费水平差距分析及政策建议土地财政、房价与城乡消费水平差距人力资本积累与海南农村劳动力转移规模的实证分析农村人力资本投资与农民收入的关系分析再分配对居民消费水平及城乡收入差距的影响基于收入分配差距视角的我国内生消费水平提升路径中国农村消费水平的实证分析河南省农村人力资本投资与农民收入关系的实证分析区域金融发展与消费水平的实证分析农村人力资本投资对农村家庭收入影响分析我国城乡居民消费与旅游消费水平现状分析财政教育支出\人力资本积累与社会生产效率动态关系实证分析农村人均消费水平的区域对比分析广西农村居民消费水平与消费结构变动分析新疆农村居民收入结构及其对消费水平的影响分析常见问题解答当前所在位置：

[3]白菊红.农村人力资本积累与农民收入分配机理研究[D].2002

[4][美]西奥多・W.舒尔茨著.蒋武，张蘅译.人力资本投资――教育和研究的作用[M].上海：商务印书馆出版，1990

[5]张晓峒.计量经济分析[M].经济科学出版社，2000