導語：如何才能寫好一篇消費水平的影響因素，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公文云整理的十篇范文，供你借鑒。

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【關鍵詞】消費 數據分析 問題和原因 政策建議

1.經濟理論綜述

1.1消費水平的宏微觀定義

消費水平從宏觀角度來說，指一國居民在一定時期平均享用的生活消費的產品（與勞務）的數量與質量，或全體消費者按人均達到的物質與文化需要獲得滿足的程度。從微觀角度來說，指某一消費者及其家庭在某一時期所獲得的消費對象的數量與質量，或某一消費者及其家庭某個時期的生活消費需要獲得滿足的程度。消費問題本來屬于微觀經濟學的一個基本問題，在微觀經濟學中用效用論來考察消費者行為，但同時消費者的消費決策也會對宏觀經濟運行狀況和宏觀經濟政策的效果產生影響。

1.2關于收入對消費的影響

1.2.1凱恩斯的消費理論

關于收入和消費的關系，凱恩斯認為存在一條基本心理規(guī)律：隨著收入的增加，消費也會增加，但是消費的增加不及收入增加的多，存在著邊際消費遞減規(guī)律，這種消費函數表示為c=a+βy。

1.2.2相對收入消費理論

相對收入消費理論由美國經濟學家杜森貝利提出，他認為消費者會受自己過去的消費習慣以及周圍消費水準的影響來決定消費，從而消費是相對決定的。

1.2.3生命周期的消費理論

美國經濟學家弗蘭科.莫迪利安尼的生命周期消費理論主要是強調理性的消費者會依據效用最大化的原則根據其預期壽命來安排收入用于消費和儲蓄的比例，即每個人都將根據他一生的全部預期收入來安排他的消費支出。消費不是取決于個人現(xiàn)期收入，而是取決于其一生的收入。

1.2.4永久收入的消費理論

美國經濟學家米爾頓.弗里德曼將個人的收入分為持久性收入和暫時性收入。持久性收入是穩(wěn)定的、正常的收入，暫時性收入則是不穩(wěn)定的、意外的收入。弗里德曼認為， 消費者的消費支出主要不是由他的現(xiàn)期收入決定，而是由他的永久收入決定。

根據凱恩斯的絕對收入消費理論、杜森貝利的相對收入理論和弗里德曼的永久收入理論，他們都認為影響消費的首要因素是收入水平，即隨著收入的增加，消費也會增加。

1.3其他因素對消費的影響

在現(xiàn)實生活中，影響消費的因素很多，除了以上相關理論強調的收入水平外，還有其他一些因素會影響消費行為。

1.3.1價格水平

由向右下方傾斜的需求曲線可知，消費者對某商品的需求量和價格之間成反方向變動的關系，即消費隨著商品價格的上升而減少（吉芬商品除外）。這里需要強調一下價格水平的變動是通過實際收入改變而影響消費的。貨幣收入不變時，若物價上升，實際收入下降，此時人們的消費就會減少。但是物價與貨幣收入以相同比例提高，就會發(fā)生“貨幣幻覺”。

1.3.2國民收入

消費水平的變動與國民收入增長的變動有著直接的依存關系，當國民收入的增長較快時，其他條件不變的情況下，消費水平也增長較快，而在某些時候，消費水平的增速會高于或低于國民收入的增速，但只要使積累與消費的比例穩(wěn)定合理，國民經濟就可以持續(xù)、穩(wěn)定、協(xié)調地發(fā)展，當消費的增長超過國民收入的增長，也就是我們通常所說的高消費時，消費與生產的正常比例就會遭到破壞。這時候消費需求相應減少，消費品市場供過于求，消費對生產的促進作用弱化。

1.3.3利率

利率主要是通過影響儲蓄進而影響消費的?，F(xiàn)代西方經濟學家認為，提高利率是否增加儲蓄，抑制當前消費要根據利率變動對儲蓄的替代效應和收入效應而定。當利率提高，人們認為減少當前消費增加未來消費是有利的，從而鼓勵增加儲蓄。利率提高使儲蓄增加是利率變動對儲蓄的替代效應。另一方面，利率提高使將來的利息收入增加，會使人們感覺自己較為富有，從而增加當前的消費以致減少儲蓄。這種儲蓄的減少是利率對儲蓄的收入效應?？梢钥闯觯瑑π詈拖M在一定條件下是成反比關系的。

1.3.4收入分配

一般來說，高收入居民的消費傾向低于低收入居民的消費傾向。因此，如果收入分配更加平等，則會提高整個社會的平均消費傾向。反之，收入分配差距越大，社會的平均消費傾向就越低。

1.3.5社會保障制度

通常來說，社會保障制度越完善，所營造的社會消費環(huán)境就越是良好，居民越是敢于消費，否則寧愿把錢存起來作為保障，而不愿意去風險消費，這時儲蓄意愿會增強。

2.我國居民消費現(xiàn)狀以及存在的問題

2.1我國民消費現(xiàn)狀不容樂觀

改革開放以來我國經濟保持高速增長，近十年更是保持9%以上的增長速度，投資、消費和出口是拉動經濟發(fā)展的“三駕馬車”，但長期以來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拉動作用呈現(xiàn)不斷減弱的趨勢。改革開放三十年多年來，我國的經濟規(guī)模急劇擴大，但國內居民享用的份額卻在不斷下降，其突出的特征是投資率和消費率的變化。我國投資率由1998年的36.2%上升至2009年的42.3%，近年來的平均投資率在40%以上，比世界平均投資率高出近20個百分點；最終消費率則由59.6%下降到48.8%，十年平均消費率為56.6%，比世界平均消費率（78%左右）低20多個百分點。我國居民消費對經濟增長的帶動十分有限，經濟增長主要依靠消投資和出口，消費的作用不斷弱化，即使國內擁有巨大的市場，也只能望洋興嘆。

2.2城鄉(xiāng)居民消費水平差距不斷擴大

由于主要受農村居民收入增長慢于城鎮(zhèn)居民收入增長的影響，使得原有的城鄉(xiāng)消費差距不僅沒有縮小，而且越來越大。2009年我國城鎮(zhèn)居民購買的消費品零售總額70355億元（市和縣合計），比1998年增長2.9倍，而農村居民購買18855億元（縣以下），僅增長2.1倍，按人口計算的人均消費品購買量則更低。而且從消費支出比例上看，我國城鄉(xiāng)居民的消費支出差距呈不斷擴大態(tài)勢。特別是近十年農以來，雖然城鄉(xiāng)消費水平對比項的比值雖起伏不大，但其消費的絕對值持續(xù)拉大。

2.3居民消費結構有待完善

隨著我國經濟的發(fā)展，居民收入水平的提高，我國居民的消費結構也日趨于合理，從偏重于食品消費的溫飽型消費開始逐步向享受型消費轉變?？傮w上來說我國居民消費的恩格爾系數不斷降低，從2001年的39.18%到2010年的35%，但是總體上我國恩格爾系數還處在比較高的水平，與發(fā)達國家相比（30%）還有一定的差距，這必然會影響其他消費比重的提高，影響消費結構的優(yōu)化。同樣也從側面說明我國居民整體收入水平不高，而且消費結構比較單一，主要集中在基本生活資料的消費，消費結構有待完善。

3.數據分析

考慮到樣本數據的可收集性和我國經濟發(fā)展的實際情況，最終選擇了國內生產總值、居民儲蓄、居民可支配收入、物價水平作為影響消費的主要變量來進行實證檢驗。下面以我國1991年到2010年來源于《中國統(tǒng)計年鑒2011》的指標數據為樣本，見下表。

表1.1

資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒2011》

3.1建立模型與最小二乘回歸

根據經濟理論和對實際情況的分析可以知道，我國居民消費水平Y受國內生產總值X1、人均可支配收入X2、居民儲蓄X3和居民消費價格指數X4的影響，除此之外，還受到其他一些變量的影響及隨機因素的影響，將其他變量及隨機因素的影響均歸并到隨機變量u中，根據X與Y的樣本數據，作它們之間的散點圖可以看出，它們的變化趨勢是線性的，因此我們設定多元線性回歸模型為：

應用EViews的最小二乘法程序，得估計的回歸方程為：

（3.22） （2.49） （10.04） （-2.22） （-3.50）

R2=0.99 F=4623.967 DW=0.8393

3.2模型檢驗和分析

3.2.1經濟意義檢驗

由貝塔值可知，我國居民消費支出隨著國內生產總值和居民可支配收入的增加而增加，隨著居民儲蓄和消費價格指數的增加及提高而減少，并且它們之間的相互關系符合相關的經濟理論和我國的實際經濟情況。

3.2.2統(tǒng)計檢驗

（1）擬合優(yōu)度檢驗

由表1.2得到樣本可決系數為R2=0.999190

修正樣本可決系數為R=0.998974 。

計算結果表明，估計的樣本回歸方程很好地擬合了樣本觀測值。

（2）F檢驗

提出檢驗的原假設為Ho：β1=β2=β3=β4=0

對立假設為H1：至少有一個βi不等于零

由表1.2得F統(tǒng)計量為F=4623.967，對于給定的顯著性水平α=0.05，查表可得F0.05（4，15）=3.06。因為F=4623.967>3.06，所以否定Ho，總體回歸方程是顯著的，即我國的消費支出與國內生產總值、居民可支配收入、居民儲蓄以及居民消費價格指數之間存在顯著的線性關系。

（3）t 檢驗

提出檢驗的原假設為Ho：βi=0，i=1，2，3，4

對立假設為H1：βi不等于零

由表1.2得t統(tǒng)計量為β1的t統(tǒng)計量t1=2.4927 ；β2的t統(tǒng)計量 t2=10.0419；β3的t統(tǒng)計量t3=―2.2190；β4的t統(tǒng)計量為t4=―3.5022。對于給定的顯著性水平α=0.05，查表可得t0.05/2（15）=2.13。

因為各t值或其絕對值均大于t0.05/2（15）=2.13，所以否定Ho，β1、β2、β3和β4均顯著不等于零，即可以認為我國國內生產總值、居民可支配收入、居民儲蓄以及消費價格指數對居民消費支出都有顯著的影響。其中可支配收入和價格指數的影響更為顯著。因此，這些提高我國居民消費水平時這些變量必須首先得到重視。

4.政策評價與建議

4.1國內生產總值與最終消費支出有著嚴格的正相關關系。國內生產總值的提高將帶動了人民生活水平的提高，進一步促進了消費需求的擴大，而消費、投資、凈出口是拉動經濟發(fā)展的“三駕馬車”。消費作為需求力量，對經濟的增長起著拉動作用。這樣就形成了消費需求與經濟增長之間的良性循環(huán)。因此，要增加消費，關鍵是促進國內生產總值的增長，以增加人民的收入。為此國家應該堅定不移地大力發(fā)展生產力，以經濟建設為中心，積極采取相應措施促進經濟又好又快的發(fā)展。同時還應配合相關政策培育和引導居民形成正確的消費意識，樹立健康、科學和綠色的消費觀念。

4.2提高居民收入是關鍵。經濟理論和居民消費模型都表明，要刺激消費，最重要的是提高居民收入水平，尤其是增加居民的可支配收入，從而增加人們對未來的信心。提高居民人均可支配收入，首先要建立完善的勞動報酬形成機制，大幅度提高勞動報酬在初次分配中的比重。其次，在再分配環(huán)節(jié)中要通過縮小城鎮(zhèn)居民內部之間、城鄉(xiāng)之間、行業(yè)之間的收入差距，增加政府財政在公共產品領域的支出，改善社會保障和社會福利體系，增加政府的轉移支付等措施來提高居民在再分配環(huán)節(jié)中的收入。只有居民人均可支配收入增加才能促進居民的人均消費支出，才能促進經濟的可持續(xù)增長，也才能最終調整經濟增長的結構。

4.3正確處理好消費和儲蓄的關系，只有讓儲蓄和消費保持平衡和協(xié)調的關系，經濟才能實現(xiàn)穩(wěn)定。如果人們把過多的資金用于儲蓄，在一定程度上會抑制消費的增加，但是鼓勵消費并不是意味著不儲蓄，還是需要保持適當的儲蓄，以備日后的各種資金需要。所以這就需要國家采取積極有效的措施來引導居民形成科學的消費習慣和合理的儲蓄行為。

4.4由此模型可以看出居民價格消費指數CPI成為居民消費支出的重要影響因素，所以要想增加消費，就必須防止過度的通脹，維持物價穩(wěn)定。隨著市場體系的不斷完善和經濟增長方式的轉變，兩者間的相互影響和相互作用日益增強。因此，防止物價過快上漲，探討影響物價上漲的各種國內外因素，并盡可能實現(xiàn)重要因素的可控可測。同時政府尤其要減少物價過快上漲對低收入居民家庭生活的負面影響，切實將改善民生落到實處，要在價格上漲幅度較大、對低收入群體生活影響較多時，及時采取調整社會保障標準、發(fā)放臨時補貼等措施，確保低收入群體生活水平不因價格上漲而降低。

參考文獻：

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[2]趙明珠，亢曉龍.試析提高農村居民消費水平是中國經濟增長的根本動力.消費經濟.2010，（8）

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[4]王長坤，喻永紅.當前居民消費水平與物價變動的相關性分析.中小企業(yè)管理與科技.2008，10.

篇2

【關鍵詞】城鎮(zhèn)居民消費水平 影響因素 回歸分析

一、研究背景及意義

改革開放以來，我國居民消費水平不斷提高，消費一直以來都是經濟發(fā)展的重點任務之一。2015年政府工作報告中指出，應通過加快培育消費增長點，大力鼓勵大眾消費，使其成為拉動經濟增長的強勁動力。在我國經濟步入新常態(tài)的背景下，提高居民消費水平，對于我國調整經濟結構，避免“中等收入陷阱”等問題意義重大。城鎮(zhèn)居民消費水平對整體消費水平具有帶動作用，因此，及時把握城鎮(zhèn)居民消費變動趨勢，分析城鎮(zhèn)居民消費水平的影響因素，對于提高經濟發(fā)展的速度與質量具有重要意義。

二、文獻綜述

查閱文獻發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民消費水平的影響因素已有很多角度的研究。李洋等（2014）通過建立計量經濟模型，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)家庭實際人均可支配收入、人均國內生產總值、城鎮(zhèn)固定資產投資額是影響城鎮(zhèn)居民消費水平的顯著因素。羅世超（2012）從消費水平價格指數、可支配收入、人口增長率和城鎮(zhèn)居民工資水平出發(fā)研究影響我國城鎮(zhèn)居民消費水平的因素。吳錕等（2014）則基于財富效應視角，研究了收入、財富、利率對居民消費水平的影響。

除了對城鎮(zhèn)居民消費水平的縱向研究，一些學者著重分析了城鎮(zhèn)居民消費差異及成因。袁軍江（2012）研究了我國各省域和城鎮(zhèn)內部居民消費水平的差異，郝東陽（2011）則按整體、收入、家庭收入角度對城鎮(zhèn)居民進行分類，并建立年齡效應模型，分析城鎮(zhèn)居民戶主年齡與家庭消費行為之間的關系。

盡管眾多學者對影響我國城鎮(zhèn)居民消費水平的因素做了大量研究，但是較多側重收入研究。當今社會影響消費的因素很多，應合理加入其它變量，才能更好地擬合消費函數。本文選取了幾項重要解釋變量，以1984～2014年的數據建立模型并優(yōu)化，以明確影響城市居民消費水平的因素。

三、模型設定

（一）變量選擇的現(xiàn)實及理論依據

現(xiàn)實生活中，收入、物價等會影響居民消費水平。理論方面，絕對收入假說指出消費水平主要取決于收入；生命周期假說認為邊際消費傾向會因人口構成比例變化；消費品存量調整假說認為現(xiàn)期消費依存于現(xiàn)期收入等因素。本文以絕對收入假說為基礎，選取以下變量：城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民消費價格指數、城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數、城鎮(zhèn)人口、國內生產總值、個人所得稅。

（二）確定模型形式

1.相關系數分析。相關系數矩陣顯示，有4個解釋變量與被解釋變量的相關系數超過0.9，屬于高度相關，應為線性相關關系。

2.模型形式確定。

模型形式為：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6 +μ

X1為城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（元）、X2為城市居民消費價格指數（上年=100）、X3為城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數（%）、X4為城鎮(zhèn)人口（萬人）、X5為國內生產總值（億元）、X6為個人所得稅（億元），Y為城鎮(zhèn)居民消費水平（元）。

（三）協(xié)整檢驗

1.平穩(wěn)性檢驗。只有平穩(wěn)序列才能建立模型，本文采用ADF檢驗考察變量平穩(wěn)性。一階差分未通過的情況下對各變量進行二階差分，結果顯示各變量均在1%的顯著性水平上通過了檢驗。各變量均為二階單整，回歸可能是偽回歸，需進行協(xié)整檢驗。

2.協(xié)整檢驗。本文采用EG法進行協(xié)整檢驗。首先，對變量進行回歸，得到殘差項；第二步，對殘差序列進行單位根檢驗，檢驗統(tǒng)計量為-4.257139，小于臨界值，因此，殘差序列為平穩(wěn)序列，各變量與Y存在協(xié)整關系。

四、模型估計和優(yōu)化

（一）初步OLS估計

OLS法估計顯示，X1、X3、X6通過了t檢驗；■2及F檢驗顯示模型的擬合優(yōu)度很好，解釋變量對Y的聯(lián)合影響效果顯著。

但模型存在明顯問題：X4系數符號與預期不符，X2、X4、X5未通過t檢驗，模型需要優(yōu)化。

（二）多重共線性檢驗與處理

1.多重共線性的檢驗。多重共線程度可由膨脹因子判定，本模型平均膨脹因子為777.51，存在較為嚴重的多重共線。

2.多重共線的處理。逐步回歸法：各變量分別對Y回歸后，選定最大R2的方程為基礎方程，按R2排序依次加入各變量，得到方程：■=1471.460+1.063060X1-28.02823X3-0.769347X6對X2、X4、X5進行剔除。理由如下：①加入X2后系數不顯著，可能是各變量包含了價格因素②X4的系數沒有通過t檢驗，可能是城鎮(zhèn)人口為相對不重要變量③加入X5后系數符號與預期不符，X1與X5之間存在多重共線。

（三）引入滯后變量

按照相對收入假說，收入變化在消費反應上表現(xiàn)的較為遲鈍。因此，在模型中引入X1的滯后變量，并采用阿爾蒙法估計。

在模型中引入X1的滯后變量，模型的R2有所提高，并■=1888.82 -0.81X1t+0.35X1（t-1）-0.11X（t-2）-34.43X3-0.66X6并且滯后期為2時效果最好，引入滯后變量的形式：

（四）自相關的檢驗與處理

1.自相關的檢驗。

（1）D.W.檢驗：對模型進行D.W.檢驗，D.W.值為1.36，n=29，k=6，查D.W.檢驗上下界表，得dL=1.05，du=1.84。由于：dL=1.05

五、結論與建議

城鎮(zhèn)居民消費水平與城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入呈正相關，與城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數和個人所得稅呈負相關?？芍涫杖?、生活水平的提高及個人所得稅的降低有利于提高城鎮(zhèn)居民消費水平。具體應采取以下措施：

（一）提高城鎮(zhèn)居民人均可支配收入

以經濟建設為中心，保持經濟在新常態(tài)下的中高速發(fā)展；調整國民收入分配格局，提高勞動報酬占國民收入的比重；加速促進中小企業(yè)發(fā)展，提供更多就業(yè)機會；加大知識和技術普及力度，以實現(xiàn)勞動者高質量就業(yè)。

（二）提高城鎮(zhèn)居民生活水平

擴大社保覆蓋面，保障居民基本生活水平；加大對醫(yī)療、養(yǎng)老等方面的投入，減少消費者支出負擔；倡導積極的娛樂方式，鼓勵健康的精神消費；穩(wěn)定物價水平，使居民的生活水平穩(wěn)步提高。

（三）完善個人所得稅改革

積極進行稅制改革與創(chuàng)新。國家應適當提高個人所得稅費用起征點和免征額，同時，盡快實行綜合制個人所得稅，這樣不僅有利于公平課稅，又可以刺激消費，從整體上提升居民消費水平。

參考文獻

[1]李洋，劉美爽.我國城鎮(zhèn)居民消費水平的計量經濟模型分析[J].商業(yè)時代，2015（34）：6-8.

[2]羅世超，謝蕊霞.影響我國城鎮(zhèn)居民消費水平的主要因素分析[J]，商場現(xiàn)代化，2012（9）.

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關鍵詞：中國居民消費水平；計量分析；EVIEWS8；影響因素

一、中國居民消費水平影響因素的選擇

實際經驗以及之前的研究表明，GDP以及人均居民收入對于消費水平具有顯著的解釋效力，很多情況下這兩大要素被作為直接因素考慮，一般來說，GDP較高的國家說明其有較強的經濟實力，因此居民消費水平相應較高；而人均收入則直接體現(xiàn)一個人的財富，正如凱恩斯的消費函數所體現(xiàn)的，收入對于消費具有重大

的影響。

除去這兩個因素之外，從理論上直接分析，常見的因素還可能有以下幾個：

（一）人口增長率

在財富一定的情況下，人口增長率越高，則財富將在更多的人之間進行分配，由此會降低居民的消費水平。同時人口增長率可以一定程度上反映人口結構，而不同的人口結構消費習慣不同，必然導致消費水平的變化，人口增長率較高說明年輕群體在人口中占據主體，則必然導致消費水平的提升。

（二）通貨膨脹

通貨膨脹使居民日常生活必需品價格普遍上漲，這意味著城鎮(zhèn)和農村居民的人均可支配收入不同程度縮水。通貨膨脹使居民的實際收入減少，降低了居民的消費能力。另外，通貨膨脹對居民的消費預期也產生影響。居民消費價格持續(xù)上漲，一定程度上削弱了城市居民的消費欲望。預期未來收入水平下降，表現(xiàn)最明顯的就是恩格爾系數提高，對消費結構產生影響。本文采用居民消費價格指數描述通

貨膨脹。

（三）居民儲蓄

居民的消費和儲蓄互相影響。一方面儲蓄增加，現(xiàn)實的消費就會減少，而儲蓄減少，現(xiàn)實的消費就會增加。另一方面高儲蓄往往對應著高投資，銀行可以作為中介將財富進行轉移，而投資規(guī)模的擴張又可以提升居民的消費水平。我國居民儲蓄率一直保持較高水平。20世紀90年代以來，城鄉(xiāng)居民儲蓄存款持續(xù)增長，其對于消費的影響也是值得探究的。

二、研究設計與實證分析

（一）研究目標

首先我們將根據1978C2014年的居民消費水平（Y）；1978C2015年的GDP（X1）；1978C2015年人均可支配收入（X2）；1978C 2015年人口自然增長率（%） （X3）；1978C 2015年居民消費指數（%） （1978年作為基期=100）（X4）；1978C2014年居民儲蓄（X5）這些數據，分別對以上六個因素與消費水平進行一元線性回歸分析，確定這六個因素是否都如之前的理論分析一樣顯著影響消費水平。之后會將顯著影響的因素與消費水平進行多元回歸分析，剔除可能存在的共線性情況，最后得到一個較為完美的模型。

（二）模型設定。

1.一元線性回歸模型：

Yi=α0+α1Xki+μi（k=1，2，…，5）

分別建立五個一元線性回歸模型，α0和α1表示待估參數，通過EVIEWS軟件進行回歸分析。得到相關統(tǒng)計結果如表1：

綜合上表可以發(fā)現(xiàn)，五個因素都可以解釋居民消費水平，但解釋程度不相同。GDP、人均可支配收入、居民儲蓄在模型擬合程度、對Y的解釋能力方面都特別強，而人口自然增長率以及消費物價指數對于Y的解釋相對較弱。尤其人口自然增長率顯著性不是很強。相比較之前的理論分析可以看到：在我國人口基數大的基本國情下，人口自然增長率對于消費水平的影響是負向的，即人口增長率增加1%，居民消費水平下降988.2012元。另一方面儲蓄與消費水平是正向的關系，這與我國發(fā)展中國家的基本國情也是符合的，我國最近幾十年處速發(fā)展階段，人民生活水平不斷提高，消費提升的同時儲蓄也有增加，人民生活水平還有很大的提升空間。

2.多元線性回歸模型：（假設上述的五個解釋變量都可以顯著解釋居民消費水平）

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

建立一個多元回歸模型，β0到β5表示待估參數，通過EVIEWS軟件進行回歸分析。得到如圖1所示結果：

該模型的擬合優(yōu)度檢驗：

R2=0.999077，R2=0.998928

說明模型的擬合程度非常好，同時F統(tǒng)計值6709.099非常大，對應P-value值為0。整個模型是顯著的，但是當α=0.05時，X2與X3的t檢驗并不顯著，這與之前一元線性回歸的結果有較大出入，說明可能存在比較嚴重的多重共線性情況。因此需要進一步的篩選變量。在表一中，我們首先選取R2最大的X2作為基礎變量，逐步加入其它變量。根據赤池信息準則和施瓦茨信息準則以及加入的變量可以提高R2這三個準則，我們發(fā)現(xiàn)X2與X4這兩個變量之間存在較明顯的共線性情況，往往不能同時滿足這兩個變量同時顯著的情r，故這里我們放棄以X2為基礎變量的想法，選擇X1為基礎變量，當再加入X4、X5這兩個變量時有：

R2=0.998956

這樣修正后的可決系數大于考慮每個變量時的t值，而且各個變量都是顯著的，都可以在95%的概率下對模型有顯著解釋能力，整體上F值等于11481.17，整個模型也是顯著的，因此我們這里不再增加變量，原有的X2、X3剔除出模型之外，則可得最終的回歸方程：

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

三、小結

通過一系列的數據分析，我們最終發(fā)現(xiàn)，當單獨研究時，國民生產總值、居民人均收入水平、人口自然增長率、消費物價指數、居民儲蓄都可以顯著解釋居民消費水平，其中國民生產總值、居民人均收入、居民儲蓄的解釋能力非常強；而當綜合考慮多元線性回歸模型時，由于共線性的問題，只將GDP、消費物價指數、居民儲蓄列入模型之中。

從其影響因素來看，GDP、消費物價指數對于居民消費水平來講更多的是一種被動影響，并不能真正反映居民生活水平的改善，而隨著近幾年來我國GDP增速放緩，我們需要更多地依賴一些主動的刺激性措施來提升居民消費水平，進而提升居民生活質量。一方面面對社會老齡化趨勢，政府放開了二胎政策，這對于社會年齡結構的改變具有重大意義，而年輕群體的增加將帶來切實的消費水平改善；另一方面隨著可支配收入的提高以及居民金融意識的提高，鼓勵更合理的資金配置，促進社會實體投資、加強對于金融衍生產品的控制與監(jiān)管將會成為推動居民消費的強大動力；最后提出的供給側改革，從供給端提升生產水平，加大科技研發(fā)與科技創(chuàng)新，提高產品質量，將是提高居民消費水平的根本所在。

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篇4

關鍵詞：城鎮(zhèn)居民消費水平 影響因素 對數多元回歸

消費活動是可以量化的需求，也是推動經濟增長的真正和持久的拉動力。改革開放以來，我國整個社會經濟發(fā)生了巨大變化，人們的消費理念、消費行為也發(fā)生了很大的變化。因此，探討、分析社會消費水平的規(guī)律，對政府制定宏觀經濟政策，拉動經濟增長具有十分重要的意義。

對于消費水平的研究，經濟學中有著名的凱恩斯消費函數理論，即消費是可支配收入的線性函數。本文通過建立城鎮(zhèn)居民消費水平的計量經濟學模型，基于凱恩斯消費函數理論，對于影響消費水平變動的因素及影響程度進行探究，并對模型進行分析評價。

模型設定

研究城鎮(zhèn)居民消費水平，需要考慮以下幾個方面：

城鎮(zhèn)居民消費水平的衡量。對于消費水平，常用城鎮(zhèn)家庭平均每人全年消費性支出、城鎮(zhèn)居民人均消費水平等變量去衡量。其中，城鎮(zhèn)居民人均消費水平能更準確、全面的反映城鎮(zhèn)居民消費水平。為了消除價格變動因素對城鎮(zhèn)居民人均消費水平的影響，不宜直接采用現(xiàn)在城鎮(zhèn)居民人均消費水平的數據，而需要用城市居民消費價格指數進行調整后的1978年可比價格計量的城鎮(zhèn)居民實際人均消費水平的數據做回歸分析。所以選用“城鎮(zhèn)居民實際人均消費水平”作為被解釋變量去衡量城鎮(zhèn)居民消費水平。

數據的選擇。本文研究改革開放以來，我國城鎮(zhèn)居民消費水平的影響因素以及變化趨勢，因此選擇1978-2009年的時間序列數據。同時為了減小價格因素的影響，采用對數數據進行回歸分析。

影響因素的分析。根據凱恩斯消費函數理論，消費取決于可支配收入。因此以城鎮(zhèn)家庭實際人均可支配收入表示的可支配收入水平，是必須要考慮的主要影響因素。

除此以外，根據經濟理論，還有眾多因素可能影響城鎮(zhèn)居民消費水平：城市居民消費價格指數是衡量居民消費水平最重要的指數，是對一個固定的消費品籃子價格的衡量。它主要反映消費者支付商品和勞務的價格變化情況，也是一種度量通貨膨脹水平的工具;人均國內生產總值代表我國的經濟發(fā)展水平。我國經濟的增長主要是由投資需求的擴張與消費需求的增長帶動的。但是，為了減小價格因素的影響，不宜直接采用人均國內生產總值，而需要用人均國內生產總值指數進行調整后的1978年可比價格計的實際人均國內生產總值的數據進行回歸分析;城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年增加額、城鎮(zhèn)固定資產投資額是人民財富、社會總資產增加的最直接表現(xiàn)形式，是擴大再生產的必然要求。固定資產投資的增加會直接帶動國民經濟各行業(yè)的發(fā)展，從而帶動城鎮(zhèn)居民消費水平的增加;失業(yè)率可以判斷一定時期內全部勞動人口的就業(yè)情況，反映整體經濟狀況，從而影響城鎮(zhèn)居民消費水平。

因此，本文將“城鎮(zhèn)家庭實際人均可支配收入X2”、“城市居民消費價格指數X3”、“實際人均國內生產總值X4”、“城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年增加額X5”、“城市登記失業(yè)率X6”和“城鎮(zhèn)固定資產投資額X7”作為模型的解釋變量。

模型形式的設計。本文基于凱恩斯消費函數理論設計模型，考慮到數據間的差距較大，所以對城鎮(zhèn)居民消費水平（Y）與城鎮(zhèn)家庭實際人均可支配收入（X2）、城市居民消費價格指數（X3）、實際人均國內生產總值（X4）、城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年增加額（X5）、城市登記失業(yè)率（X6）、城鎮(zhèn)固定資產投資額（X7）進行回歸分析，并將方程形式設定為一次對數回歸模型。

數據來源

本文獲取1978-2009年各指標的數據，如表1所示。

模型的估計與調整

（一）城鎮(zhèn)居民消費水平對各影響因素的回歸分析

根據本文建立的模型：

InYt=β1+β2InX2t+β3InX3t+β4InX4t+β5InX5t+β6InX6t+β7InX7t+ut

用EViews的最小二乘法進行回歸估計，得到回歸方程：

（二）模型檢驗

經濟意義的檢驗。模型估計結果說明，在假定其他變量不變的情況下，城鎮(zhèn)家庭實際人均可支配收入每增長1%，城鎮(zhèn)居民消費水平就會增長0.376138%;在假定其他變量不變的情況下，城市居民消費價格指數每增長1%，城鎮(zhèn)居民消費水平就會增長0.014395%;在假定其他變量不變的情況下，實際人均國內生產總值可支配收入每增長1%，城鎮(zhèn)居民消費水平就會增長0.292557%;在假定其他變量不變的情況下，城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年增加額每增長1%，城鎮(zhèn)居民消費水平就會減少0.019675%;在假定其他變量不變的情況下，城市登記失業(yè)率每增長1%，城鎮(zhèn)居民消費水平就會減少0.022774%;在假定其他變量不變的情況下，城鎮(zhèn)固定資產投資額每增長1%，城鎮(zhèn)居民消費水平就會增長0.118284%。解釋變量系數的符號與預期相同，這與理論分析和經驗判斷相一致。

統(tǒng)計推斷檢驗。擬合優(yōu)度：從回歸結果看R2=0.998564 R2=0.998219，說明模型對樣本的擬合很好。

t檢驗。給定α=0.05，查t分布表，在自由度為25時得臨界值2.060。其中，InX3、InX4、InX5、InX6系數t統(tǒng)計量的絕對值小于臨界值，說明“城市居民消費價格指數X3”、“實際人均國內生產總值X4”、“城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年增加額X5”、“城市登記失業(yè)率X6”對城鎮(zhèn)居民消費水平沒有顯著影響。InX2、InX7系數t統(tǒng)計量的絕對值大于臨界值，說明“城鎮(zhèn)家庭實際人均可支配收入X2”、“城鎮(zhèn)固定資產投資額X7”對城鎮(zhèn)居民消費水平有顯著影響。

F檢驗。給定α=0.05，在F分布表中的自由度為6和25的臨界值約為3.05，由表中得到F=2896.829大于臨界值，說明回歸方程顯著，即“城鎮(zhèn)家庭實際人均可支配收入X2”、“城市居民消費價格指數X3”、“實際人均國內生產總值X4”、“城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年增加額X5”、“城市登記失業(yè)率X6”、“城鎮(zhèn)固定資產投資額X7”聯(lián)合起來對城鎮(zhèn)居民消費水平有顯著影響。

計量經濟學檢驗。多重共線性檢驗。由回歸結果看出，該模型可決系數很高，F(xiàn)檢驗顯著，但是當α=0.05時，X5、X6系數的t檢驗不顯著，這表明可能存在多重共線性。計算各解釋變量的相關系數，得到相關系數矩陣。由相關系數矩陣可以看出，部分解釋變量相互之間的相關系數較高，證實確實存在多重共線性。采用逐步回歸的辦法，分別做lnYt對lnX2t、lnX3t、lnX4t、lnX5t、lnX6t、lnX7t的一元回歸，回歸結果表明lnX3t、lnX5t、lnX6t引起多重共線性，應予剔除。最后修正多重共線性影響的回歸結果為：

異方差檢驗。Goldfield-Quanadt檢驗。分別按照解釋變量lnX2t、InX4t、lnX7t的遞增型排序，構造樣本容量n=12的子樣本區(qū)間，用OLS法得到結果后，定義樣本區(qū)間為21-32，用OLS法得到結果，根據結果計算F統(tǒng)計值，分別為1.185597、1.758101和1.778105，在α=0.05下，各F統(tǒng)計值均小于臨界值F0.05（8，8）=3.44，所以不拒絕原假設，表明模型不存在異方差。

White檢驗。用EViews作White檢驗，輔助回歸模型中有交叉項，得到檢驗結果。由White檢驗知，在α=0.05下，查χ2分布表，得到臨界值χ20.05（6）=12.5916，比較計算的χ2統(tǒng)計量與臨界值，因為nR2=5.748802小于χ20.05（6）=12.5916，表明模型不存在異方差。

自相關檢驗。圖示檢驗法。用EViews作殘差圖，如圖1所示。從殘差圖中可以看出模型中存在自相關，故模型中t統(tǒng)計量和F統(tǒng)計量的結論不可信。DW檢驗。從回歸結果得到DW=1.126316，n=32，k=3，取顯著性水平α=0.05，查DW統(tǒng)計表可知dL=1.24，dU=1.65，模型中dL

采用廣義差分法對模型進行修正，使用Yt進行滯后一期的自回歸，得到Yt=0.3364805Yt-1，可知ρ=0.364805，對原模型進行廣義差分，得到廣義差分方程：

對廣義差分方程進行回歸，由回歸結果可得回歸方程為：

其中，lnY*t=lnYt-0.364805lnYt-1，lnY*2t=lnX2t-0.304805lnX2t-1，lnX*4t=lnX4t-0.364805lnX4t-1，lnX*7t=lnX7t-0.364805lnX7t-1。

由于使用了廣義差分數據，樣本容量減少了1個，為31個。查5%顯著水平的DW統(tǒng)計表可知dL=1.23，dU=1.65，模型中DW=1.638179

由回歸結果可得新的回歸方程為：

由于使用了廣義差分數據，樣本容量再減少了1個，為30個。查5%顯著水平的DW統(tǒng)計表可知dL=1.21，dU=1.65，模型中DW=1.775741>dU，說明廣義差分模型中已不存在自相關，不必再進行迭代。同時可見，R2、t、F統(tǒng)計量也均達到理想水平。

由差分方程式有：

β1=2.013408/（1-0.364805）*（1-0.496598）=6.296653，

β2=0.299817/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.937636，

β4=0.207438/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.208487，

β7=0.154054/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.145599.

所以，我國城鎮(zhèn)居民消費水平模型的最終結果為：

lnYt=6.296653+0.937636lnX2t+

0.648733lnX4t+0.481782lnX7t

協(xié)整檢驗。用EViews對lnX2t序列、InX4t序列、InX7序列和lnY序列做ADF檢驗，結果表明，均存在單位根，是非平穩(wěn)序列，對InX2t的一階差分序列、InX4t的一階差分序列、InX7t的一階差分序列和InY的一階差分序列做ADF檢驗，結果表明，均不存在單位根，是平穩(wěn)序列。繼續(xù)檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性，對ut序列進行單位根檢驗，得到結果如下：在5%的顯著性水平下，τ檢驗統(tǒng)計量值為-4.821812，小于相應臨界值，從而拒絕H0，表明回歸殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說明InX2t、InX4t、InX7t和InY之間存在協(xié)整關系。建立誤差修正模型把消費水平的短期行為與長期變化聯(lián)系起來：

InYt=β1+β2InX2t+β4InX4t+β7InX7t+γut-1+εt

用OLS法估計誤差修正模型，最終得到誤差修正模型的估計結果：

上述結果表明，模型中存在自相關，會夸大所估計參數的顯著性，但誤差項的t統(tǒng)計量不顯著，說明城鎮(zhèn)居民消費水平不取決于上一期消費水平對均衡水平的偏離，系統(tǒng)不存在誤差修正機制。

結論

本文分析表明，隨著經濟的發(fā)展，城鎮(zhèn)居民消費水平不斷提高，城鎮(zhèn)居民消費水平不僅受城鎮(zhèn)家庭實際人均可支配收入的影響，還受到城市居民消費價格指數、人均國內生產總值、城鎮(zhèn)固定資產投資額等因素的影響。

城鎮(zhèn)家庭實際人均可支配收入對城鎮(zhèn)居民消費水平確實存在影響，這是基于凱恩斯消費函數理論。本文研究結果同樣反映城鎮(zhèn)家庭實際人均可支配收入對城鎮(zhèn)居民消費水平的影響最大。政府可以通過增加低收入者、無勞動能力者和離退休人員的收入來提高居民消費水平。人均國內生產總值反映了我國經濟發(fā)展水平，經濟越發(fā)達，城鎮(zhèn)居民消費水平越高。通過增加城鎮(zhèn)固定資產投資額，可以帶動國民經濟各行業(yè)的發(fā)展，從而提高城鎮(zhèn)居民消費水平。

本文未從計量經濟學的角度證明城市居民消費價格指數、城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年增加額、城市登記失業(yè)率對城鎮(zhèn)居民消費水平的影響，模型檢驗結果表明這種影響可能過于間接而被剔除。雖然模型的建立在理論上來講是合理的，但是還有貧富差距、人口結構等因素沒有考慮，所以城鎮(zhèn)居民消費水平模型還有待完善。

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作者簡介：

篇5

近年來，我國的經濟在迅速的發(fā)展，國內生產總值（GDP）也在增長。居民的收入和消費也都在增加。2001年我國的居民消費水平在3887萬億元，直到2010年，我國居民消費水平增加到了9969萬億元。居民的消費水平是指居民在物質產品和勞務的消費過程中，對滿足人們需求生存、發(fā)展和享受需求方面所達到的程度。一般，通過消費的物質產品和勞務的數量和質量反映出來的。居民的消費水平在很大程度上受整體的經濟狀況影響國民生產總值是用于衡量一國總收入的一種整體的經濟指標，經濟擴張時期，居民收入穩(wěn)定，GDP也高，居民用于消費的支出較多，消費水平較高；反之，經濟收縮時，收入下降，GDP也低，用于消費的支出較少，消費水平隨之下降。消費問題一直是經濟學界研究的重點和熱點， 國內許多專家學者從收入、消費支出、物價、貧富差異、地區(qū)和行業(yè)等因素入手研究了我國消費結構。因此，為了更加了解我國的消費水平，保持我國經濟可持續(xù)增長，對影響居民消費水平的因素進行大量的實證研究。

二、理論綜述

1、凱恩斯的絕對收入理論。凱恩斯將消費函數表達為：C=f（Y），并將此式改寫為C=bY，表明如果其他條件不變，則消費C隨收入Y增加而增加，隨收入Y減少而減少。他強調實際消費支出是實際收入的穩(wěn)定函數，這里所說的實際收入是指現(xiàn)期、絕對、實際的收入水平，即本期收入、收入的絕對水平和按貨幣購買力計算的收入。

凱恩斯認為，消費是限期可支配收入的函數，消費與可支配收入之間存在著以下的關系：

（1）在短期無論可支配收入多少，是否等于零，消費支出總是大于零?？芍涫杖氲扔诹銜r的消費支出，來源于從前的儲蓄或現(xiàn)在的借債，這部分的消費支出與可支配收入無關，稱為自發(fā)消費；

（2）隨著可支配收入的增加，消費支出也增加。隨著可支配收入的變動而變動的消費叫引致消費；

（3）消費支出的增加量少于可支配收入的增加量。

假定消費函數為線性，則凱恩斯的消費函數可表述為

C=C0+cYd

其中，C為消費支出，Yd為可支配收入，C0與c均為常數，且C0>0，0

2、杜森貝的相對收入理論。杜森貝提出消費并不取決于現(xiàn)期絕對收入水平，而是取決于相對收入水平，這里所指的相對收入水平有兩種：相對于其他人的收入水平，指消費行為互相影響的，本人消費要受他人收入水平影響，一般稱為“示范效應”或“攀比效應”。相對于本人的歷史最高水平，指收入降低后，消費不一定馬上降低，一般稱為“習慣效應”。

3、莫迪利安尼的生命周期理論。莫迪利安尼提出消費不取決于現(xiàn)期收入，而取決于一生的收入和財產收入，其消費函數公式為：C=a·WR+b·YL，式中WR為財產收入，YL為勞動收入，a、b分別為財產收入、勞動收入的邊際消費傾向。他根據這一原理分析出人一生勞動收入和消費關系：人在工作期間的每年收入YL，不能全部用于消費，總有一部分要用于儲蓄，從參加工作起到退休止，儲蓄一直增長，到工作期最后一年時總儲蓄達最大，從退休開始，儲蓄一直在減少，到生命結束時儲蓄為零。還分析出消費和財產的關系：財產越多和取得財產的年齡越大，消費水平越高。

4、弗里德曼的持久收入理論。弗里德曼認為居民消費不取決于現(xiàn)期收入的絕對水平，也不取決于現(xiàn)期收入和以前最高收入的關系，而是取決于居民的持久收入，即在相當長時間里可以得到的收入。他認為只有持久收入才能影響人們的消費，消費是持久收入的穩(wěn)定函數，即：CL=bYL，表明持久收入YL增加，持久消費（長期確定的有規(guī)律的消費）CL也增加，但消費隨收入增加的幅度取決于邊際消費傾向b，b值越大CL增加越多，b值越小CL增加越少。持久收入理論和生命周期理論相結合構成現(xiàn)代消費理論，這兩種收入理論不是互相排斥的，而是基本一致的，互相補充的。

三、模型的設定

1、消費的影響因素

（1）農村居民人均可支配年收入。按照經典經濟學理論，收入是影響消費的主要因素，如果收入為0時，居民的消費支出是最低的，隨著收入的增加，人們才會拿出多余的錢買奢侈品，去娛樂。但是根據凱恩斯的宏觀經濟學原理，真正對居民消費水平有影響的是居民的收入水平。在考慮到這個因素的情況下，我們選擇居民人均收入（X2）作為解釋變量。

（2）農村居民的消費價格指數。對于價格需求彈性低的商品（生活必需品）來說，商品價格的變動基本上對商品的需求量沒有什么影響，而對于價格需求彈性高的商品（奢侈品）來說，物價的微小變動會引起對消費品需求的大幅度波動，因此消費品的價格水平對居民的消費水平也有一定的影響。文章利用居民消費價格指數（x1）來代表消費品的價格水平，將其作為解釋變量。

（3）農村家庭恩格爾系數。恩格爾系數是衡量一個國家和地區(qū)人民生活水平的狀況，一個國家或家庭生活越貧困，居民儲蓄越少，恩格爾系數就越大；反之，生活越富裕，居民儲蓄越多，恩格爾系數就越小，這一項也是需要被列為影響因素即為解釋變量。

（4）其他因素1）體制因素。隨著市場經濟的不斷發(fā)展，使得居民收入分配越來越與其勞動成果和市場不確定狀態(tài)結合起來。在這種情況下，一方面，居民必須為下崗與再就業(yè)之間的各項支出，另一方面，我國勞動就業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療、教育、住房等，使得居民必須為某些活動而消費。如果在體制方面進行制度創(chuàng)新，其中有些不必要的消費很難用數值來衡量，故歸為其他因素。2）人口結構因素。根據生命周期模型可得出，一國人口結構年輕化，該國消費將會減少，當進入老年化時，消費比例將會增加，但是由于數據收集原因，也歸為其他因素.其他因素在本文中用隨機擾動項來表示。

2、模型的設定

Y：農村居民消費水平

X1：農村居民的消費價格指數

X2：農村居民人均可支配收入

X3：農村家庭恩格爾系數

基于以上數據，初步建立模型

3、數據的收集

本文收集了我國1991-2010年居民消費水平的相關數據

四、模型的估計與調整

1用最小二乘法，利用Eviews軟件可得估計結果如下

2）檢驗多元回歸模型：

給定顯著性水平 為0.05

注：以上數據來源各年份中國統(tǒng)計年鑒。

報告形式：

擬合優(yōu)度檢驗： =0.9983接近1，表明模型對樣本數據擬合程度高。

F檢驗（回歸方程顯著性檢驗）：F=3194.401 ，表明模型線性關系很顯著，或解釋變量農村居民消費價格指數x1和農村居民人均可支配收入x2和農村家庭恩格爾系數X3聯(lián)合起來對被解釋變量農村居民消費水平Y有顯著影響。

T檢驗（解釋變量顯著性檢驗）：農村居民消費價格指數回歸系數的T統(tǒng)計量絕對值為0.6090 表明居民消費價格指數對Y沒有顯著影響；農村居民人均可支配收入回歸系數的T統(tǒng)計量絕對值為37.8879 表明農村居民人均可支配收入對Y有顯著影響。農村家庭恩格爾系數回歸系數的T統(tǒng)計量絕對值為1.8333

表明家庭恩格爾系數對Y有沒有顯著影響。

3）模型經濟意義：假設其他解釋變量不變，居民消費價格指數每增長1%，被解釋變量農村居民消費水平就增加1.7884元；

假設其他解釋變量不變，農村居民人均可支配收入每增長1元，被解釋變量人農村居民消費水平就增加0.7215元。

假設其他解釋變量不變，農村家庭恩格爾系數每增長1%，被解釋變量人農村居民消費水平就減少8.007元。

計量經濟檢驗：

多重共線性檢驗：由于選擇的影響因素過多，所以估計模型之前，應先分析各個因素與被解釋變量之間的關系，以及因素之間的相關程度，利用COR命令進行相關系數檢驗，得相關系數矩陣為：cor y x1 x2 x3通過計算表明，各解釋變量都與被解釋變量農村居民消費水平相關，且解釋變量之間也是兩兩高度相關的。先按照逐步回歸原理建立回歸模型。

1）建立一元回歸模型

根據理論分析，農村居民可支配收入應是農村居民消費水平的主要影響因素，相關系數檢驗也表明，農村居民可支配收入與農村居民消費水平的相關性最強。所以，以Y=a+bX+

Ls y c x2

2）建立二元回歸模型

以一元回歸模型為基礎建立二元回歸模型

Ls y c x2 x1 Ls y c x2 x3

3）建立三元回歸模型

Ls y c x2 x3 x1

將其余的變量逐個引入模型，估計結果列入下表（第二行為t檢驗值）

經過以上的逐步引入檢驗過程，最終確定農村居民消費函數為

Y= 529.0466 + 0.7277x2 - 6.5794x3

（237.3581） （0.0173） （3.8978）

T = （2.2289） （42.1161） （-1.6880）

統(tǒng)計檢驗：

判定系數：R2=0.9982 接近于1，表明模型對樣本數據擬合優(yōu)度高。

F檢驗：F=4891.113，大于臨界值4.41， 其P值0.000000也明顯小于

，說明各個解釋變量對農村居民消費水平Y有顯著影響，模型線性關系顯著影響。

T檢驗：農村家庭恩格爾系數的t值小于2 ，表明農村家庭恩格爾系數對農村居民消費水平（Y）沒有顯著影響，其他各參數的t值的絕對值均大于2，表明其他各參數對農村居民消費水平（Y）有顯著影響。

計量經濟學檢驗：

1）自相關檢驗：給定顯著性水平0.05，查DW表，當n=20 ，k=2時，得下限值dL=1.100上限值dU=1.537

因為DW統(tǒng)計量為1.0281小于dL dU所以無法判斷是否存在自相關性。

偏相關系數檢驗：

作異方差的White檢驗如下表所示。檢驗知Obs*R-squared=13.81344，表明不存在異

從White 檢驗知Obs*R-squared=13.81344明顯大于自由度為3，顯著性水平為為0.05的 值為9.48773，表明不存在異方差性。

所以本文的最終模型估計結果為：

該模型表示，當農村居民人均可支配收入增加1元時，農村居民消費水平隨之增加0.7277元，。當農村家庭恩格爾系數上升1%，農村居民消費水平隨之減少6.5794元。

篇6

隨著中國社會經濟的不斷發(fā)展，綜合國力的不斷增強，人們越來越關注自身的生活質量。居民生活水平的提高，需要國家經濟的發(fā)展和國家惠民政策的實施，研究居民消費水平，以此為切入點通過相關財政政策和貨幣政策的調整來改善居民的生活水平，這樣來看的話，對居民消費水平的研究就顯得非常重要，正是基于這樣的一個認識，本文才圍繞居民消費水平作研究，希望通過研究問題的過程，得出有價值的結論。

本文以河北省為例，淺要分析河北城鎮(zhèn)居民消費水平的影響因素，找到提高居民消費水平的動力。從而為相關政府部門決策提供合理化建議，為河北省經濟發(fā)展、社會進步、人民生活水平提高注入新動力。

二、河北省城鎮(zhèn)居民消費的實證分析

本文采用2012年―2015年河北省城鎮(zhèn)居民低收入戶、中等偏下收入戶、中等收入戶、中等偏上收入戶、高收入戶的人均可支配收入和人均消費支出作為研究的變量。本文的所有數據均來自于河北統(tǒng)計年鑒。

由上表可知，中等偏上收入戶和高收入戶高于平均自發(fā)消費水平，低收入戶、中等偏下收入戶和中等收入戶低于平均自發(fā)消費水平。自發(fā)消費水平最高的是中等偏上收入戶，其余由高到低依次是高收入戶、低收入戶、中等偏下收入戶和中等收入戶。低收入戶，中等偏下收入戶和中等收入由于收入低于河北省城鎮(zhèn)居民的收入水平因此平均自發(fā)消費水平低于河北省平均水平。中等偏上收入戶和高收入戶由于收入較高，對于消費也高于河北省平均水平。

收入等級對城鎮(zhèn)居民的消費影響明顯，處于不同收入等級的消費者消費傾向不同。α*i值隨收入等級上升而逐級上升可以看出，就消費的絕對量而言，收入等級越高消費傾向越高。這說明我國消費者的總體消費水平不高。低收入者由于對未來預期的原因，消費欲望不強，更愿意多儲蓄以備未來消費之需。高收入者一般收入較為穩(wěn)定，無后顧之憂，消費欲望較強。這說明低收入者的消費增長與收入增長之比超過了高收入者消費增長與收入增長之比，低收入者的消費欲望更強，提高低收入者的收入對消費的刺激作用更為明顯。當前的收入政策應立足于提高低收入者收入，縮小貧富差異。

從時間因素來看，γt的估計值逐年遞增，但在2015年大幅度下滑，說明近幾年來，城鎮(zhèn)居民的消費水平有所提高，但還不穩(wěn)定。河北省整體的經濟雖然有所提高，但不同區(qū)域還存在差異，整體的經濟水平在全國排名還比較靠后。當前河北省城鎮(zhèn)居民消費收入的彈性還是相當高的，收入政策只要運用得當，應該能夠很好地促進消費，從而拉動內需。

三、結論與建議

（一）結論

雖然河北省城鎮(zhèn)居民消費結構有了明顯的改善，但在某些方面仍存在著一些問題，我們可以發(fā)現(xiàn)河北省城鎮(zhèn)居民消費中存在的問題如下：

第一，基本物質生活支出仍占主要地位，但比重呈逐年下降趨勢，食品、衣著類消費是城鎮(zhèn)居民生活消費支出的主要方面。隨著居民收入的增加，生活水平的提高，居民的基本物質生活支出總額一直不斷增加，但其在消費總支出中所占的比重卻在逐年下降；從相對指標來看，恩格爾系數呈下降趨勢，這反映出我省城鎮(zhèn)居民生活水平正在逐漸提高，是符合恩格爾定律的。衣著類人均實際支出上升，但其消費支出比重卻下降。

第二，發(fā)展性、享受性消費持續(xù)升溫但其所占比重仍相對較低。近幾年來，我省居民在醫(yī)療保健、交通通信和教育文化娛樂服務等方面的支出比重逐年上升。這表明隨著知識經濟時代和信息時代的到來，城鎮(zhèn)居民開始重視享受性、服務性消費，將其作為消費支出中必不可少的一部分。

第三，家庭設備用品支出比重呈現(xiàn)先急劇上升后下降的趨勢。這與我國消費政策的合理調整和市場經濟的高速發(fā)展是分不開的。從消費支出比重來看，城鎮(zhèn)居民家庭設備用品及服務消費支出比重呈現(xiàn)先上升后下降的變化過程，反映了城鎮(zhèn)居民在優(yōu)先滿足了家庭設備用品等基本消費需求后，開始轉向更高層次的消費。

第四，居住消費支出比重增長比較穩(wěn)定從總量和相對指標來看，居住消費實際支出和居住消費支出比重均呈直線上升趨勢。這種變化主要受我國住房體制改革的影響，總體來說，隨著居民收入水平的提高，消費內容變得更加豐富，城鎮(zhèn)居民消費不斷出現(xiàn)新熱點，我省大部分居民生活總體上達到了小康水平，開始向富裕生活邁進。

（二）建議

結合河北省城鎮(zhèn)居民消費結構現(xiàn)狀與存在的問題，就促進我省城鎮(zhèn)居民合理消費，優(yōu)化消費結構，提出如下建議：

1、擴大河北省城鎮(zhèn)居民消費需求。一方面調整產業(yè)結構并進行產品結構的升級，進一步完善消費環(huán)境，創(chuàng)造潛在的消費需求；另一方面要制定合理的消費政策，減少不合理收費，以利于交通和通訊的發(fā)展。

2、增加城鎮(zhèn)居民的可支配收入，提高消費水平?，F(xiàn)階段河北省城鎮(zhèn)居民的消費能力主要受可支配收入的限制，提高居民的收入水平，可以促進消費結構性更合理的方向發(fā)展。就河北省各地區(qū)而言，尤其是第三類城市需要增加該地區(qū)居民的可支配收入，這將有助于河北省總體消費水平的提高。經營食品、衣著、家電的企業(yè)應根據市場需求的變化，以滿足不同層次消費者的需求。

3、合理調整產業(yè)結構，適應消費結構升級河北省城鎮(zhèn)居民的生活水平總體上已達到小康，并開始向富裕水平邁進。為了與居民不斷變化的物質文化需要相適應，河北省應合理調整產品結構和產業(yè)結構，在穩(wěn)定發(fā)展第一產業(yè)的同時，重點調整第二產業(yè)，加快發(fā)展第三產業(yè)，促進消費結構的加速升級。

4、積極培育新的消費熱點，大力發(fā)展交通通信事業(yè)。在大力推廣和發(fā)展這些熱點的同時，還應積極培育新的熱點。隨著互聯(lián)網絡的興起，持卡消費、網上購物、電話電視購物等新型消費方式即將進入城鎮(zhèn)居民的日常生活，我省相關部門應以此為契機，大力發(fā)展交通和通信事業(yè)，帶動城鎮(zhèn)居民消費結構的升級換代。

（作者單位：河北經貿大學）

參考文獻：

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[6] 趙衛(wèi)亞.中國城鎮(zhèn)居民消費函數的變系數panel data[J].數量經濟技術經濟研究，2003（11）

篇7

【關鍵詞】居民消費 消費能力 經濟動力

一、我國居民消費的現(xiàn)狀及發(fā)展特點

隨著世界經濟危機的消退，我國經濟持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，消費能力實現(xiàn)回暖，但是與國際先進國家相比我國居民消費能力仍然處于較低的位置，居民消費所占比例較小，國內需求市場沒有得到全面開發(fā)國內需求力量沒有完全釋放，我國居民消費水平偏低，居民消費所占比例較低，不能實現(xiàn)全新的發(fā)展和提高，居民消費水平在很大程度上不能滿足國家經濟的可持續(xù)發(fā)展動力要求。根據世界銀行的數據統(tǒng)計我國居民消費的能力只是處于世界先進國家行列的70年代水平，這跟我國長期保持的傳統(tǒng)消費觀念有著緊密的聯(lián)系，中國老百姓喜歡存款和儲蓄而國外資本主義社會的居民熱衷于先消費享受而后還款，大多數國外居民沒有存款，但是擁有穩(wěn)定工作的居民可以享受到銀行的充分資金支持與貸款服務，進入21世紀以來我國的消費能力和居民平均消費率也相應下降，但是國民經濟發(fā)展整體規(guī)模與實力卻在提升，這就說明越來越多的居民選擇了存款和儲蓄而不是把錢拿出來選擇消費，另一方面的原因是由于越來越多的物價上升問題的出現(xiàn)，導致了我國居民消費的惶恐心理，尤其是在房價與車價的選擇上價格越來越高，導致了消費者的為難心理，越來越多的人選擇了持幣待購，造成了流動性陷阱的產生。我國消費能力的弱化，自2007年開始就走向了低估，2008年奧運會，2009年世界經濟危機，發(fā)展過程中都顯示出了居民消費能力的不足，降低了居民消費價值觀和居民消費平均價值取向，從改革開放后期到2010年的消費數據顯示我國的消費能力從1952年的78.6%下降到了1978年的63.5%，又下降到了2010年的45.6%，居民消費的觀念是越來越保守，對我國促進經濟發(fā)展和擴大內需帶來了障礙。

二、影響居民消費水平的因素分析

（一）收入影響因素

影響居民消費水平的因素有很多，其中最主要的影響因素就是收入，這也是體現(xiàn)居民消費水平的最直接因素。隨著我國經濟的不斷發(fā)展，居民的收入水平得到了明顯提高，不像改革開放以前，人們的收入普遍較低，基本的生活消費都很難保障，更不要提其他的消費活動了，現(xiàn)在我國居民收入水平普遍提高的同時，消費水平也隨之不斷提高，收入越高，消費能力也就越強。尤其是中產階級，他們的收入較高并且穩(wěn)定，所以是國家的主要消費群體，在三十年代的大蕭條中，美國也是靠著不斷壯大的中產階級才逐漸走出困境。目前，我國的中產階級也在不斷地壯大，總體消費能力在整個國民消費中占主導地位，是帶動消費、加快我國經濟發(fā)展的主要動力。

（二）消費習慣影響因素

如果收入水平一定的話，影響消費水平的主要因素就是消費習慣，每個人都有自己的喜好，所以對消費也就產生了不同程度的偏好。一般情況下，消費習慣主要是指人們的儲蓄心理，有些人就喜歡即期消費，有些人則偏好于遠期消費。在我國，居民的總體消費觀念都偏好于儲蓄，支出有度，總有結余。而美國卻正好與我國相反，他們的消費觀念更偏向于即期消費，甚至是借錢消費，所以在爆發(fā)次貸危機后，很多人面臨破產的危機，而在美國的華人就沒有因此而受到很大的影響。雖然儲蓄在一定程度上會限制居民的消費能力，但從長遠來看，只要政府采取相應的方式進行引導，這部分儲蓄資金會增加人們的遠期消費能力，總體來說還是有利的。

（三）個人生活保障水平影響因素

只有在生活得到了很好的保障之后，人們才會有較強的消費意識，一個除了工資之外沒有任何保障和保險的人，即使工資水平較高，那他的消費能力也會大打折扣，所以個人生活保證水平也是影響消費水平的其中一個因素。而社會保障水平比較高的國家如北歐國家，甚至歐美國家，人們消費能力和消費水平就比較高，因為儲蓄的意義相對就減弱很多，消費才能提高自己的生活水平。而我國居民之所以更加偏好于儲蓄，就是因為社會保障水平較低，人們?yōu)榱四軌蚴棺约航窈蟮纳钣兴Ｕ?，就會在有能力賺錢的時候大量儲存資金，而減少了即期消費。所以，目前我國面臨的重大課題就是如何提高人們的生活保障水平，從而提高居民的消費意識。

（四）社會對個人消費品的滿足程度影響因素

個人僅有消費意愿，但社會無法滿足個人的消費需求也不能促進消費。也許有人可能提出異議，目前是商品供過于求的階段，怎么可能出現(xiàn)不能滿足需求的問題。我想說，目前我國僅僅是低端產品的供過于求，而目前我國消費能力最強的人群是中產階級，但中產階級通常都是較為小資的人，買東西追求品牌更甚于價格和質量，喜歡國外品牌勝過國內品牌，偏愛純進口貨強于國產貨。而目前我國制造業(yè)的主要品牌和產品幾乎都被國外品牌壟斷，中國最具消費能力的人群消費的卻是外國貨，中國的制造業(yè)無法滿足這部分人的消費需求。

三、加強居民消費能力的戰(zhàn)略思考

（一）最大幅度地創(chuàng)造就業(yè)機會，改善居民收入現(xiàn)狀

擴大居民收入是提高居民消費的一個直接動力，也只有消費者手中擁有了更多的錢才會考慮提高日常消費的數目，提高消費預期的金額。國際先進國家的居民消費能力強的主要是因為先進國家人均收入較高，福利較好，社會保障比較全面，居民根本不需要存太多的錢去考慮養(yǎng)老和醫(yī)療的問題，這些全部由政府為老百姓解決，居民自然會拿所賺的工資去消費，工資越高消費的金額就越多，所以我國應該學習國外的發(fā)展環(huán)境的建設，要不斷創(chuàng)造更多的就業(yè)機會給年輕人，提高居民工資與福利待遇，改善居民收入的整體狀況，提高居民消費的預期，提高消費數額。政府不斷加強創(chuàng)業(yè)和就業(yè)人數，扶持創(chuàng)業(yè)發(fā)展，可以有助于地方經濟發(fā)展改善收入水平，并讓一部分人保持樂觀的心態(tài)，出臺一些有助于本地區(qū)經濟發(fā)展的政策，提供更多的創(chuàng)業(yè)貸款，幫助企業(yè)渡過艱難時期，穩(wěn)定員工的心態(tài)，穩(wěn)定工資待遇和福利，改善失業(yè)人群的就業(yè)，并提供就業(yè)發(fā)展的指導，在最后還要完善最低工資制度和勞動保障制度，保障最低工資的人群擁有一定的扶持和優(yōu)惠政策，要確保這類居民群體也擁有一定的消費能力，實現(xiàn)全新的發(fā)展。另外，要將這種就業(yè)的政策與發(fā)展現(xiàn)狀努力維持，建立一種統(tǒng)一、有序、規(guī)范的勞動力就業(yè)市場，整合勞動力就業(yè)市場的各項制度與規(guī)范，解決勞動力就業(yè)問題，實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，還要減少勞動力市場設施的重復建設，節(jié)省資源，積極提供公共就業(yè)服務，幫助更多的人獲得收入。

（二）改善民生環(huán)境，減輕消費者負擔

居民消費需求，是由其手中可支配收入的多少來決定的，其消費能力取決于家庭人均可支配收入的高低。中國內需難以啟動，老百姓無力消費，除了前面所言高房價引發(fā)的掠奪性貸款；另一個重要殺手是：高藥價?！翱床≠F”已成為壓在中國民眾頭上的一座大山。公立醫(yī)院實行“統(tǒng)收統(tǒng)支”，不僅是傳統(tǒng)社會主義的一項基本原則，也是發(fā)達市場經濟國家普遍實行的制度。資料顯示，發(fā)達國家對公共醫(yī)療財政投入占GDP近8%；而我國從90年代下半年至今，對全部醫(yī)療支出的政府財政投入所占GDP比重不到1%。在衛(wèi)生負擔公平性方面，中國位居世界倒數第四位。其中居民個人支出部分占60.6%，為世界之最，而這一比例在發(fā)達國家是27%，轉型國家為30%。政府財政投入嚴重不足的直接后果和政策導向，導致醫(yī)院方向發(fā)生改變，從以“救死扶傷”為職責，變?yōu)橐宰非笫找孀畲蠡癁樽谥肌?/p>

四、結束語

綜上所述，我國居民消費能力尚處于弱勢，消費能力較低，不能擴大我國內需，提高我國經濟發(fā)展動力?，F(xiàn)階段必須加緊改革消費環(huán)境和工資待遇的福利政策，提高居民收入，改善消費環(huán)境，降低物價，降低樓價，提高各項政策的扶持力度，增強居民的消費能力。

參考文獻

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[2] 韓曉燕.提高我國消費率關鍵要提高居民消費能力.赤峰學院學報：自然科學版，2011(2):90-92.

篇8

【關鍵詞】居民醫(yī)療保健消費；影響因素；地區(qū)差異

一、我國居民醫(yī)療保健消費的現(xiàn)狀

隨著我國經濟社會的發(fā)展、醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)水平的不斷提高，人民的健康意識開始轉變，城鄉(xiāng)居民的健康行為有了很大改善，人們開始從傳統(tǒng)的尋醫(yī)問藥轉向更加注重養(yǎng)生保健，醫(yī)療保健消費需求隨之擴大，并且向多元化、多層次發(fā)展。有調查顯示，醫(yī)療保健消費已成為我國居民家庭生活消費的熱點，成為推動我國經濟發(fā)展的增長點之一。

本文通過描述我國醫(yī)療保健消費的現(xiàn)狀，分析影響我國居民醫(yī)療保健消費的主要因素和地區(qū)之間的差異，為合理引導我國居民的醫(yī)療保健消費提供相關信息和理論依據，這將有助于居民形成良好的醫(yī)療保健消費習慣，避免盲目消費而造成醫(yī)療衛(wèi)生資源的浪費。

二、我國居民醫(yī)療保健消費影響因素的定性分析

（一）收入

收入對居民醫(yī)療保健消費起著決定性的作用，收入水平的高低不僅能影響醫(yī)療保健消費水平，也會對消費結構的改善有顯著的作用。同樣，醫(yī)療保健消費作為一種特殊的消費也受到收入水平的影響，收入水平越高的居民，其醫(yī)療保健消費的邊際傾向越大，對醫(yī)療保健消費的需求也會相應提高，消費水平也會不斷提升，消費結構也會更加合理。但我國地域遼闊，各個地區(qū)之間的經濟發(fā)展水平不同，城鄉(xiāng)居民人均可支配收入差距不斷擴大，這加劇了區(qū)域之間和區(qū)域內部居民醫(yī)療保健水平的差異。有研究結果表明，居民收入分配差距過大會對整體消費能力造成一定的影響。

（二）價格

醫(yī)療保健作為一種福利性事業(yè)由國家提供，在一定程度上存在著壟斷現(xiàn)象。由于藥品和醫(yī)療服務作為必需品的特性，存在一定的剛性需求，其需求缺乏彈性，價格的變化不會對需求產生較大的影響。滋補藥品、保健器具和醫(yī)療器具需求彈性較大，自身價格的波動會引起需求的顯著變化。隨著居民健康素養(yǎng)的提高和保健意識的增強，更加注重疾病預防和日常保健，對于滋補保健品和保健器具的需求逐漸增多，對于藥品和醫(yī)療服務的消費漸趨合理。

（三）受教育水平

教育水平的高低對醫(yī)療保健消費具有間接的影響，教育水平的高低對于城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保健消費的影響具有顯著的差異。城鎮(zhèn)居民受教育水平較高的人，接受的醫(yī)療保健知識更為全面，健康意識也隨之提高，注重健康的生活方式和行為，身心更為健康，這有助于減少城鎮(zhèn)居民的醫(yī)療保健消費支出。農村居民由于受經濟條件和健康意識的限制，小病扛、大病拖的問題仍然存在，通過教育，可以提高農村居民的健康意識，促進農村醫(yī)療保健事業(yè)的健康發(fā)展。

（四）人口年齡結構

醫(yī)療保健消費作為普通消費的一部分，更能體現(xiàn)生命周期假說，然而醫(yī)療保健消費又區(qū)別于其他消費，老年人口對醫(yī)療保健消費的影響較大，主要由于老年人身體素質下降，慢性病患病率較高，其醫(yī)療保健需求更加突出。人口年齡結構的改變，也會使醫(yī)療保健消費支出發(fā)生顯著的變化。

（五）地方財政醫(yī)療衛(wèi)生支出

完善的醫(yī)療保險制度，會減少居民醫(yī)療保健消費的個人支出，減輕疾病經濟負擔，從而刺激人們的醫(yī)療保健消費。不同地區(qū)由于各自在政策實施上的差異而出現(xiàn)發(fā)展不平衡的狀況，地區(qū)之間的醫(yī)療保險制度的完善程度存在著較大差異，這也是東中西部地區(qū)居民醫(yī)療保健消費存在差異的原因之一。

三、結論

（一）我國居民醫(yī)療保健消費支出增長速度雖然較快，但是整體水平偏低

2000-2014年，我國城鎮(zhèn)和農村居民的醫(yī)療保健消費支出都呈現(xiàn)快速上升的趨勢，但是人均醫(yī)療保健消費支出占家庭總消費支出的比重偏低，并且不同收入等級之間居民醫(yī)療保健消費占家庭總消費的比重有顯著差異，城市和農村之間也明顯不同。

（二）東、中、西部地區(qū)居民醫(yī)療保健消費支出存在著差異

對于城市居民醫(yī)療保健消費支出而言，地區(qū)之間的差異大于地區(qū)內部，并且東部地區(qū)內部差異大于中、西部地區(qū)；對于農村居民醫(yī)療保健消費支出而言，地區(qū)之間的差異同樣大于地區(qū)內部，中部地區(qū)內部差異要小于東、西部地區(qū)。

（三）東、中、西部地區(qū)居民醫(yī)療保健消費的地區(qū)差異影響因素不同

社會經濟因素是影響我國居民醫(yī)療保健消費的主導因素，影響東部地區(qū)居民醫(yī)療保健消費的主要因素是人均可支配收入和受教育年限；人均可支配收入、受教育年限和老年嵫比對中部地區(qū)的影響較大；人均可支配收入、地方財政醫(yī)療保健消費支出和城鄉(xiāng)收入比是影響西部地區(qū)的主要因素。

四、建議

（一）提高收入的公平性

收入是影響醫(yī)療保健消費水平和結構的重要因素，從本研究可以看出，居民醫(yī)療保健消費支出隨著收入水平的提高而增加，但是人均醫(yī)療保健消費支出占人均總支出的比重隨著收入等級的升高而降低，即收入等級越低，用于醫(yī)療保健消費支出的比重越高。因此要促進醫(yī)療保健消費的穩(wěn)定健康發(fā)展，必須要保證城鄉(xiāng)居民收入的穩(wěn)定增長。

（二）加快培養(yǎng)醫(yī)療保健服務專業(yè)人才

由于健康服務涉及諸多學科，對專業(yè)人才的要求較高，在社會上出現(xiàn)供不應求的現(xiàn)象，醫(yī)療保健服務專業(yè)人才的缺失，使服務水平和能力受到很大的限制，這也制約著健康服務業(yè)的發(fā)展，這也是居民看病難的一個重要原因。因此要積極開展健康服務人員的培訓，鼓勵教育培訓機構和職業(yè)院校進行此類人才的培養(yǎng)，形成品牌。吸收城市下崗職工和引導農村富余勞動力進行專業(yè)培訓，經考核合格后進入養(yǎng)老機構就業(yè)，在解決這些人員就業(yè)的同時，為社會提供服務。

（三）鼓勵社會資本舉辦民營醫(yī)療保健機構

鼓勵和引導社會資本舉辦民營醫(yī)療保健機構，近年來，國家出臺一系列政策措施來降低社會資本進入民營醫(yī)療機構的門檻，鼓勵和支持社會辦醫(yī)，并進行分類管理。在新增醫(yī)療衛(wèi)生資源和制定區(qū)域衛(wèi)生規(guī)劃時要優(yōu)先考慮社會資本，適度向非公立醫(yī)療機構傾斜；同時，還要創(chuàng)造良好的外部社會環(huán)境，吸引外資，簡化審批程序，加強制度管理。

參考文獻：

篇9

（鄭州大學 商學院，河南 鄭州 450001）

摘 要： 河南省作為中國的農業(yè)大省，截止到2009年底，其農業(yè)人口占全省總人口比重已超過57.6%，眾多的農業(yè)人口，蘊藏著巨大的消費潛力.但河南省的廣大農村消費市場尚處于未開發(fā)，或是開發(fā)不足的狀態(tài)，農村居民的消費力普遍低于全國的平均水平.因此，本文從研究河南省農村居民的消費現(xiàn)狀入手，分析影響河南省農村居民消費的主要因素，最終提出促進我省農民消費水平提升的政策、建議.

關鍵詞 ：農村居民；消費；現(xiàn)狀；影響因素

中圖分類號：F124.7 文獻標識碼：A 文章編號：1673-260X（2015）03-0079-03

1 河南省農村居民消費現(xiàn)狀

1.1 農村居民消費水平偏低

據相關統(tǒng)計數據顯示，截止2012年底，我省農村居民消費水平為5608元，超過1990年生活消費支出為413元的10倍多；同年，全體居民消費水平為10380元，城鎮(zhèn)居民消費水平為17104元，農村居民消費水平剛剛超過全體居民消費水平，不足城鎮(zhèn)居民消費水平的三分之一，城鄉(xiāng)居民消費水平相距甚大.從消費支出占各自收入來看，到2012年底，我省農村居民家庭人均純收入為7525元，生活消費支出占家庭純收入比重為66.9%；城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入為20443元，消費支出占家庭可支配收入的比重為67.2%.由此可見，與城鎮(zhèn)居民的各項消費支出水平相比，我省農村居民的各項消費水平相對偏低.

1.2 農村居民消費結構不合理

2012年，我省農村居民家庭平均每人生活消費支出為5032元，其中，食品類支出為1702元，占消費支出的構成比重為33.8%，較2011年提高2.7個百分點，比2000年降低了15.9個百分點，2007—2011年平均每年以1.2%的速度遞減，2012年出現(xiàn)回升；居住類消費支出為1061元，占消費支出的構成比重為21.1%，稍低于2007—2010年平均每年23.2%的構成比重，較2011年上升1.5個百分點，與2000年相比提高5.4個百分點；衣著、家庭設備、用品及服務、醫(yī)療保健類支出分別為424元、362元、469元，所占消費支出的構成比重為依次為8.4%、7.2%、9.3%，自2007年起一直呈現(xiàn)出遞增趨勢，其年平均增長速度分別是4.6%、6.4%、9.4%；交通和通訊類支出為525元，占消費支出的構成比重為10.4%，明顯高于2000年的4.3%，自2007年起，其年均增長速度為1.1%；文化、教育、娛樂用品及服務類消費支出為344元，占消費支出的構成比重為6.8%，該項支出雖然在絕對數上每年呈現(xiàn)出遞增趨勢，但它在農村居民家庭平均每人生活支出比重構成中所占比重逐年以5.3%的速度下降；其他商品和服務類支出為146元，占消費支出的構成比重為2.9%，自2007年起，平均每年以4.9%的速度增長（表1）.

2 影響河南省農村居民消費的因素

2.1 經濟因素

2.1.1 收入水平

近幾年，我省農村居民的消費不足與收入增長緩慢緊密相關.2000年以來，城鎮(zhèn)居民可支配收入平均年增速為13.0%，消費支出平均增長率為11.3%；而農村居民純收入平均年增長率僅為11.7%，農村居民家庭人均生活消費支出增長率為11.5%；城鄉(xiāng)居民在收入水平上的差距達1.3個百分點，在消費支出水平上的差距僅為0.2個百分比.在2009年中期以后，農村居民家庭的人均收入和生活消費支出增長速度均稍高于城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入和消費支出的增長速度，這在一定程度上是由于受國家近期采取“促內需”，尤其是促進農村居民消費的經濟政策的影響.總體而言，在城鄉(xiāng)居民收入差距大于消費支出的差距的前提下，此種收入—消費模式很大程度上抑制了農村居民的消費熱情.

2.1.2 利率因素

在我省，相對于城鎮(zhèn)居民的高收入、高消費，農村居民的相對低收入、低消費，屬于低收入群體，應該呈現(xiàn)出顯著地替代效應.但客觀現(xiàn)實并不像理論研究那樣，他們對利率高低變化并不敏感.當前高通貨膨脹率，低存款儲蓄率的現(xiàn)實狀況，出現(xiàn)了較為嚴重的負利率，廣大農村居民并沒有增加當前消費，而是繼續(xù)提高儲蓄比例.2011年7月7日，國家開始執(zhí)行金融機構一年期存款基準利率為3.5%，雖明顯高于去年同期水平，但相較于較高的通貨膨脹，仍然是較嚴重的利率，即使是這樣，不僅是我省農村居民仍然繼續(xù)增加儲蓄，絲毫沒有調高當前消費的意識，城鎮(zhèn)居民的儲蓄行為也是異常的顯著.從圖中可以看出，無論歷年金融機構存款基準利率①如何調高調低，城鄉(xiāng)居民的人民幣儲蓄存款年底余額一直持續(xù)、快速增長，儲蓄行為的慣性很強（圖1、圖2）.

2.1.3 價格水平

2012年，在我省農村居民的日常生活中，在總體物價較2011年全面下降的前提下，食品、居住類的價格降低幅度顯著，均超過5個百分點；醫(yī)療保健和個人用品類、交通和通訊類的價格稍有超過0.3%的降低；煙酒及用品類、衣著類、家庭設備及維修服務類、娛樂、教育、文化用品及服務類的價格均有超過0.1個百分點的不同幅度提高；這說明，較2011年通貨膨脹率時期，省內各類物品的價格均在不同程度上有所回降，其中與人民生活息息相關的基本保障性生活需求品的價格變化顯著，而醫(yī)療保健和個人用品價格的下降，應該是由于相關政府部門的補貼或是安民措施的出臺，而這又為農村居民的生活質量的提高增加了一層保障.可見，我省農村居民的消費結構趨于優(yōu)化，但仍需相關部門的繼續(xù)引導.

2.1.4 收入分配差距

與2000年相比，我省城鄉(xiāng)居民的恩格爾系數的差距整體上都呈現(xiàn)降低趨勢，從2006年后，其走勢大致與城鄉(xiāng)居民人均收入差距的增長率一致，說明恩格爾系數的大小與收入密切相關.自2006年后，我省城鎮(zhèn)居民家庭的人均恩格爾系數一直在34%左右徘徊，而農村居民的人均恩格爾系數在2004—2006年間出現(xiàn)了急劇下降，之后一直在36%—38%之間浮動，城鄉(xiāng)居民的恩格爾系數差距正逐漸縮小，到2012年底，城鄉(xiāng)居民間的恩格爾系數之差已經低至0.2個百分點，這可以在一定程度上說明，隨著我省城鄉(xiāng)居民生活水平差距的縮小，他們之間的收入差距也正在逐漸縮小，但仍需繼續(xù)調整.

2.2 政策因素

2.2.1 農業(yè)補貼政策

農產品價格補貼和支持政策是我省近來使用較為頻繁的農業(yè)政策，理應對我省農村居民消費水平的提高起到一定的促進作用，但是從國外一些發(fā)達地區(qū)的實踐證明這類做法并不利于農業(yè)的長期發(fā)展，更不利于農村居民收入和消費水平的提高，這是因為雖然此類政策在短期內對提高農民的收入效果十分顯著，但從長期來看，卻在市場和成本兩方面降低了農民務農的勞動收入，進而是收入的減少限制其消費水平.除此以外，生產資料補貼、農業(yè)領域基礎設施及科研推廣的投資也是常見的政策選擇，但這類做法同樣在運用中面臨著農民“增產不增收”的矛盾，這就使得增收效果受到局限，對農村居民消費水平的作用更是微乎其微.

2.2.2 農村就業(yè)惠農政策

理論研究及實踐的發(fā)展均表明，非農就業(yè)對提高農村居民收入水平的效果是顯著的，進而對消費影響也十分突出.由圖中可以看出，雖然目前，在我省農村居民家庭人均純收入仍以家庭經營性收入為主，但其所占比重正在逐年降低，而工資性收入、轉移性收入、財產性收入等非農收入所占比重正在逐年上升，而且其中，工資性收入以每年31.9%的速度在增長.工資性收入作為農村居民非農收入的標志，預示著在日后，增加農村居民的非農就業(yè)將成為提高農村居民收入的重點.

總體看來，我省政府原來所采取的大多數政策都是以促進農業(yè)增產、農村居民增收為最終目標的，但是從增加農村居民收入，提高其消費水平而言，上述政策是遠遠不夠的，需要提出一些針對性更強的公共政策.

2.3 制度因素

2.3.1 我省農村金融體制不合理

目前，我省大多數農村地區(qū)的金融部門主要由農業(yè)銀行、農村信用社和農業(yè)發(fā)展銀行組成.在2008年，臺資村鎮(zhèn)銀行開始逐漸入駐我省，但因處于入駐初期，只是在全省初步建立了30家試點分支機構，覆蓋率不高，短時間內其作用效果極其有限.因此，我省農村地區(qū)缺乏真正意義上能夠為廣大農村居民服務的金融機構體系，這致使我省農村金融服務能力嚴重不足，農民貸款比較難.另外，由于農業(yè)開發(fā)、生產及基礎設施建設等項目資金需求量大、周期長、風險大、見效慢等特點，商業(yè)金融機構一般不愿介入.

2.3.2 我省農村養(yǎng)老醫(yī)療保障制度不健全

作為中國的人口大省，進入21世紀以來，我省的人口老齡化問題日益突出，出現(xiàn)了較為嚴重的“未富先老”局面，這在一定程度上限制了我省農村居民消費水平的提高.老齡社會按照聯(lián)合國的傳統(tǒng)標準是一個地區(qū)60歲以上老人達到總人口的10%，新標準是65歲老人占總人口的7%，即該地區(qū)視為進入老齡化社會.據第六次人口普查的數據顯示，男60歲以上，女55歲以上的總人口數達到1482.5萬人，是1990年898.5萬人的將近2倍，占全省常住人口比重的12.7%.截止2011年底，我省總人口達到10489萬人，其中男性人口5417萬人，女性人口5072萬人，男60歲以上，女55歲以上所占我省常住人口比重達到17.3%.

2.4 其他因素

2.4.1 農村居民的消費觀念因素

在我省的農村地區(qū)，很多農村居民仍受傳統(tǒng)消費思想的影響，消費觀念很是陳舊，不良消費風氣盛行，給他們造成了不應有的損失和經濟浪費.集中表現(xiàn)在：一是炫富心理.隨著我省外出人口的逐年增加，外出返鄉(xiāng)的農村居民中，逐波興起“蓋房熱”、“蘋果熱”、“豪車熱”等不正常消費現(xiàn)象，而且大多數農民并不考慮自身的實際情況，只是盲目追求奢華、講求排場、死要面子，滋生了嚴重不正之風.二是平時異常節(jié)儉，特殊節(jié)日過度消費.其實，我省廣大農村居民受中原傳統(tǒng)文化的影響，在平時居家生活上十分節(jié)儉，“重積累，輕消費”，但是在逢年過節(jié)的人情往來、婚喪嫁娶、新房上梁、喬遷新居、生日祝壽及孩子滿月、升學、封建迷信等方面則是不惜花費大量錢財，有的更是為了爭面子互相攀比，造成極大地浪費.這些根深蒂固的傳統(tǒng)消費觀念，不利于我省農村居民新型、合理消費觀念的形成.

2.4.2 農村居民的消費心理因素

由于我省農村鄉(xiāng)鎮(zhèn)眾多、分布廣，農村人口多，社會保障體系難以覆蓋全部農村，另外，再加上社會保障體系自身的不健全，在一定程度上制約了農村居民的即期消費.目前我省農村居民的消費現(xiàn)狀仍屬傳統(tǒng)型消費，從傳統(tǒng)的消費心理分析，農村居民的家庭消費動機要立足于求實性、求廉性和儲備性，投資和娛樂消費意識不強，特別是提前消費的觀念尚未形成，不懂得“借錢消費”理念的實用性.同時由于農村居民的增收緩慢，出于預防動機，其預期消費支出壓力遠大于城鎮(zhèn)居民，促使農村居民的消費心理更加謹慎，即使是在存款利率不斷降低等因素的刺激下，其增加儲蓄的預防意識也依然沒有轉變；農村居民對于大件、耐用消費品的需求仍需長期的資本積累，這就毋庸置疑的抑制了農村居民的短期消費，延緩了農村家庭消費品的流通速度，制約了農村居民消費需求的增長.

2.4.3 農村居民的消費環(huán)境因素

近幾年來，我省加快了城鎮(zhèn)化建設和新農村建設的步伐，農村基礎設施建設得到了極大地改善，但是仍然存在不少問題，主要表現(xiàn)在農村電費高，電網老化，電壓不穩(wěn)，電力供應不足等，限制了農村居民對大件電器的消費.另外，農村道路條件差，甚至很多地方還沒有通公路，即使有的地方有公路，公路等級也很低，致使道路達不到完全暢通，居民所需要的一些消費品不能順利運達，即使可以運達，也不能正常使用.雖然政府加大了對農村電網、通訊、水利、道路等設施的改革力度，但基于成本原因，一些鄉(xiāng)鎮(zhèn)的電價仍存在未執(zhí)行和城市電價等同，甚至高于城市電價、有線信號仍為全面覆蓋、農村居民用水不安全等問題依然存在.而且目前，我省農村市場網絡化尚未真正形成，商業(yè)網點少，售后服務差，造成農村居民購買不便等問題.

以上分別從經濟、政策、制度及其他因素等方面，綜合分析了影響我省農村居民消費水平的限制性因素，但從理論上講，研究影響居民消費因素的的實證分析需要建立計量的數學模型，理應包括經濟因素、政策因素、制度因素以及其他消費觀念、消費心理、消費環(huán)境和文化傳統(tǒng)等非經濟因素的分析，但在諸多影響消費的諸多因素中，經濟因素的影響起著至關重要的作用，因此，本文就主要從經濟因素入手，建立影響我省農村居民消費因素的模型，進行計量經濟的實證分析.

注 釋：

①由于國家在有些年份中不斷地調整人民幣一年期存貸款利率，所以在有些調整次數多于一次的年份中，對人民幣一年期存貸款利率采用簡單算術平均數的值代替；而人民銀行并不是每年都公布的人民幣一年期存貸款利率，所以在統(tǒng)計年鑒中未出現(xiàn)年份的存貸款利率仍使用上一年份的存貸款利率.

參考文獻：

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〔2〕祖強.當前農村市場啟而不動的原因及對策[J].唯實，1996（6）.

〔3〕范陳玉，李旭.山東農村居民消費結構發(fā)展趨向[J].商業(yè)研究，2010（2）．

篇10

關鍵詞：居民消費；影響因素；回歸分析

中圖分類號：F120.4 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）006-00000-01

一、引言

自1978年改革開放以來，我國經濟實現(xiàn)了近30年的高速增長，成功地從低收入國家跨越到中等收入國家。但是隨著生產的快速發(fā)展，經濟的持續(xù)增長，我國從短缺經濟轉向了過剩經濟，經濟進入新常態(tài)，經濟下行壓力較大?，F(xiàn)階段我國正在進行結構性調整的改革，在此背景下，研究國內居民的消費因素，進而擴大國內消費，滿足需求側是促進供給側改革，實現(xiàn)經濟轉型的成功之路。本文以青島市為實例，探索影響城鎮(zhèn)居民消費的影響因素。

二、數據選取及實證檢驗

（一）數據來源及初步處理

文章中的城鎮(zhèn)居民的人均消費支出、人均可支配收入及城鎮(zhèn)居民消費價格指數等數據均來自青島市統(tǒng)計年鑒，其中城鎮(zhèn)居民消費價格指數以2005年為基數。由于有些年份存款利率進行了調整，文章中采用這一年中的最后一次作為此年利率水平，存款利率查詢于中國人民銀行官方網站。

（二）模型及回歸分析

根據經濟學消費的相關理論，影響城鎮(zhèn)居民人均消費的因素有很多，由于受實際數據資料和其他各種條件的限制，這里選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民消費價格指數以及存款利率水平三個作為自變量，即解釋變量，依據相關經濟模型，將消費模型設定為多元回歸模型：

lnY=a+a1lnI+a2lnP+a3lnR+ε

其中，Y為城鎮(zhèn)居民年人均消費支出，I為城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入，P為城鎮(zhèn)人均居民消費價格指數，R為各年存款利率，ε為隨機誤差項。

在SPSS中，用多元線性回歸分析，得到：

a. 因變量： lnY

即：lnY=-0.973+1.081lnI-0.269lnP-0.4lnR

三、模型檢驗及修正

（一）經濟意義檢驗

所求模型表明，在其他變量不變的情況下，青島市城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入的轉換變量lnI變動一個單位，城鎮(zhèn)居民年人均消費水平的轉換變量lnY就會變動1.081個單位，且兩者具有正相關關系；同樣，假定其他變量不變的情況下，當城鎮(zhèn)居民消費價格指數轉換變量lnP每變動一個單位，城鎮(zhèn)居民年人均消費水平轉換變量就會變動0.269個單位；當存款利率的轉換變量lnR每變動一個單位，城鎮(zhèn)居民人均年消費水平轉換變量就會變動0.41個單位。

（二）統(tǒng)計意義檢驗

第一，擬合優(yōu)度檢驗：R2=0.995，接近于1，說明設定的模型擬合度很高，即所求模型能很好的解釋樣本數據。第二，F(xiàn)檢驗：H0：a1=a2=a3=0，顯著性水平α=0.05，在方差分析中，可以看出Sig值0.0000.05。以上數據表明，在控制其他變量的情況下，自變量中“城鎮(zhèn)居民人均可支配收入”對“人均消費支出”有顯著影響，而城鎮(zhèn)居民的“消費價格指數”和“存款利率”對青島市的“城鎮(zhèn)居民人均消費支出影響都不具有顯著相關性。第四，多重共線性檢驗，雖然R2的值比較高，但只有l(wèi)nI能通過t檢驗，因為模型中存在共線性，需要通過逐步回歸分析對剔除不必要的變量。結果仍只有l(wèi)nI可以通過t檢驗，所以剔除lnP和lnR兩個變量，此時，模型應該為：lnY=1.874+0.778lnI。第五，殘差獨立性和正態(tài)性檢驗：D-W檢驗，值為1.235

經過上述檢驗，可以最終得出的模型是：lnY=1.874+0.778lnI。表明，在2005-2015年期間，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對人均消費支出的水平具有顯著影響，即正相關性。

四、結論

第一，從青島2005-2015年的實證可以看出，人均消費支出與其可支配收入呈正相關。即隨著居民收入的逐年提高，消費支出也是不斷增長的。

第二，產品或服務價格的上漲（即消費價格指數的變化）對青島市的城鎮(zhèn)居民消費支出有一定的影響，但影響不是很大。

第三，存款利率水平對青島市城鎮(zhèn)居民人均消費支出沒有顯著影響。