居民消費結構論文精選(九篇)

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第1篇：居民消費結構論文范文

1)研究方法本文采用環(huán)境壓力等式IPAT[9]的隨機形式———STIRPAT模型[10]進行CO2排放影響因素的評估。由于STIRPAT模型考慮了影響環(huán)境的人口、經濟和能源技術3個主要影響因素，在環(huán)境問題的研究上被廣泛應用。STIRPAT的原始模型為。為了深入研究我國家庭結構以及居民消費對碳排放的影響，本文在借鑒相關文獻研究的基礎上[3,7]，將家庭結構變量和居民消費變量引入STIRPAT模型中，重新對模型進行改造，在不考慮其他控制變量的情況下。其中，i和t分別表示省份和時間，被解釋變量I為CO2排放總量。核心解釋變量中，家庭戶總數(shù)和家庭戶規(guī)模分別用H和HS表示，居民消費水平用Y表示，能源強度用T表示；控制解釋變量中，產業(yè)結構用IS表示、能源消費結構用ES表示、外商直接投資用外資依存度FDI表示。2)CO2排放量估算方法本文參照政府間氣候變化專門委員會IPCC(2006)的推薦方法對CO2排放量進行測算。由于化石燃料燃燒所產生的CO2占到了碳排放總量的95%以上，而煤炭、石油、天然氣是中國廣泛使用的一次能源，本文將考慮這三種化石能源所對應的CO2排放量。為精確起見，本文進一步將化石能源細分為煤炭、焦炭、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然氣7種能源。CO2排放量的具體估算公式為。式(5)中，i為能源種類，C為CO2排放總量，Ei為消耗的第i種能源的實物量，CFi是發(fā)熱值，CCi是碳含量，COFi是氧化因子，44/12表示的是CO2的分子量除以碳元素分子量，CFi×CCi×COFi×44/12表示CO2排放系數(shù)。3)數(shù)據說明CO2排放計算公式中，各類能源消費的原始數(shù)據來源于《中國能源統(tǒng)計年鑒》。取值來源于2008年《中國能源統(tǒng)計年鑒》附錄四，CCi和COFi的取值分別來源于IPCC(2006)和《中國溫室氣體清單研究》。模型中影響因素所涉及的數(shù)據中，家庭戶規(guī)模用各地區(qū)每戶平均人口數(shù)表示；居民消費用人均居民消費額表示；能源強度用能源消費量與地區(qū)GDP之比表示；產業(yè)結構用第二產業(yè)產出占地區(qū)GDP的比重表示；能源消費結構用一次能源消費中天然氣消費量在總能源消費量中的比重來表示；外資依存度用各地區(qū)實際利用外商直接投資額與GDP的比重來表示。各變量相關數(shù)據來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》以及各地區(qū)統(tǒng)計年鑒。本文研究對象為1997-2011年中國內地30個省市區(qū)的面板數(shù)據(不包括)。文中所涉及到的各地區(qū)GDP、人均居民消費額、實際利用外商直接投資額均按照1995年的價格水平進行了調整。

2回歸結果分析

為了確認模型的有效性，本文采用Hausman檢驗進行驗證。運用Eviews6.0軟件對模型進行固定效應和隨機效應的擬合，再根據檢驗結果選擇相應的估計方法。表1報告了被解釋變量為CO2排放總量自然對數(shù)的回歸結果。根據檢驗結果，模型I~IV的Hausman檢驗結果分別通過了1%的顯著性水平，表明應當選擇固定效應模型。調整的R2統(tǒng)計量顯示，方程的擬合優(yōu)度較好，說明變量之間的聯(lián)合解釋能力較強。模型I~IV中，模型I只包含了基準模型的四個變量，即家庭戶總數(shù)、家庭戶規(guī)模、居民消費和能源強度變量的回歸結果。為了檢驗模型I的穩(wěn)健性，借鑒前人的研究，模型II~IV在模型I的基礎上依次添加了產業(yè)結構、能源消費結構和外資依存度。根據表1回歸結果，家庭戶總數(shù)的估計系數(shù)在各模型中差別不大，都在1%的水平顯著為正。家庭戶總數(shù)的增加意味著需要更多的基礎設施建設和住宅單元，導致鋼鐵、水泥等工業(yè)產品的消費需求上升，從而促進CO2排放總量的上升。從彈性系數(shù)來看，家庭戶總數(shù)的變動對我國CO2排放的影響很大。家庭戶規(guī)模變量與CO2排放總量顯著負相關，說明大的家庭規(guī)模有利于CO2排放量的減少。一般來說，家庭規(guī)模具有規(guī)模經濟性，較大的家庭規(guī)模有利于能源利用效率的提高。由于家庭戶是消費的基本單位，有些能源消費是每戶家庭(無論規(guī)模大小)必不可少的，如住房、制冷、取暖、家用電器等，這種能源消費受家庭戶人口數(shù)的變化影響不大，大家庭的人均能源消費要少于小家庭的人均能源消費，因而有利于CO2排放量的減少。居民消費對CO2排放總量的影響十分明顯，且估計系數(shù)都在1%的水平顯著為正。隨著我國經濟的迅速發(fā)展，居民的生活水平大幅提高，消費觀念也發(fā)生了重大轉變。家用電器、住宅以及私人汽車等高能耗商品日益成為人們消費的熱點。消費產品的高碳化傾向，導致能源消耗總量和CO2排放總量急劇增加?；貧w結果顯示，居民消費是影響我國CO2排放的最重要因素。

能源強度估計系數(shù)與CO2排放總量顯著正相關。這主要由于我國當前的經濟發(fā)展依賴于大量的能源消耗，仍然處于粗放式發(fā)展階段，以煤炭為主的能源消費結構以及能源利用率不高，技術水平落后，對CO2排放產生了直接的促進作用。產業(yè)結構對CO2排放的影響顯著為正，說明第二產業(yè)比重的提高對CO2排放產生了推動作用。第二產業(yè)的能源消耗往往要比第一產業(yè)和第三產業(yè)高很多，尤其是重工業(yè)，往往都是高耗能產業(yè)。當前我國正處于工業(yè)化進程的快速發(fā)展階段，第二產業(yè)比重過高造成能源的大量消耗，引起CO2排放量的上升等一系列環(huán)境污染問題。能源消費結構與CO2排放總量存在負相關關系，即加大天然氣在能源消費結構中的比重有利于CO2排放總量的降低。與煤炭相比，天然氣作為一種清潔高效的能源，熱量值和燃燒效率高，CO2排放量小，是實現(xiàn)我國能源低碳化發(fā)展的重要力量。在我國當前能源技術水平條件下，通過提高天然氣等清潔能源在能源消費中的比重對于轉變能源消費結構和實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。外資依存度估計系數(shù)為正，表明外商直接投資對中國環(huán)境的影響是負面的。由于我國當前的環(huán)境規(guī)制力度不夠，外商直接投資更多地進入了碳關聯(lián)度較高的產業(yè)，同時通過加工貿易將高碳產品返銷回國內，導致了能源消費需求的增加和CO2排放總量的上升[12]。

3結論

第2篇：居民消費結構論文范文

1.生產總值構成變動分析。最終消費、資本形成總額、貨物和服務凈出口是經濟增長的拉動力，同時是計算支出法生產總值的三要素,其中最終消費一直在我國生產總值中所占比重最大，在經濟增長中貢獻率最大。1978年甘肅省生產總值為64.73億元，2007年為2702.40億元;消費率1978年為66.62％，2007年為59.78％,說明最終消費是拉動經濟增長的最重要動力，因此實證分析甘肅省居民消費變動及其對經濟影響作用有一定實際意義。

2．最終消費情況分析。最終消費由居民消費和政府消費兩部分組成，甘肅省最終消費支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據《甘肅統(tǒng)計年鑒》數(shù)據計算居民消費支出一直占據最終消費支出大部分的比例，穩(wěn)定在70％以上。

3.甘肅省最終消費對經濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經濟增長率中消費需求拉動所占的份額,計算甘肅省最終消費貢獻率在2002年至2007年間分別為63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最終消費對經濟增長的貢獻率并不穩(wěn)定，其原因是經濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務凈出口政策要素影響。

二、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費結構變動分析

1．農村居民消費支出變動分析。消費結構指各類消費支出在總消費中所占的比例，消費結構能夠反應出居民的生活水平，甘肅農村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費，說明農村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態(tài);從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫(yī)療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標志，相關數(shù)據變動說明甘肅省農村居民消費結構逐漸優(yōu)化，農村居民生活水平逐步提高。

2.城鎮(zhèn)居民消費支出變動分析。恩格爾系數(shù)從1993年的0.51總體上保持下降趨勢，到2007年的0.36，食品消費支出已不在占據消費支出的一半比例。說明城鎮(zhèn)居民的生活水平的提高，城鎮(zhèn)居民生活水平到達小康階段，醫(yī)療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應有所增加，表明城鎮(zhèn)居民的生活質量逐步提高，消費結構不斷優(yōu)化。

3.城鄉(xiāng)居民消費結構變動度分析。消費結構變動度，是分析消費結構變化程度的指標，計算公式為：

在1996年～2000年期間，甘肅省農村居民消費結構變動度為9.00％，城鎮(zhèn)居民消費結構變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農村居民消費結構變動度為2.22％，城鎮(zhèn)居民消費結構變動度為3.27％。

在1996年～2000年期間，城鄉(xiāng)居民消費結構變動非常顯著，其中食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉(xiāng)居民消費結構經過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮(zhèn)居民消費結構變動影響最大；醫(yī)療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。

三、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費函數(shù)分析

本文采用持久收入消費函數(shù)。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε

其中Ct為現(xiàn)期消費;Yp和Yz表示持久收入和暫時收入。系數(shù)α1和α2分別是持久收入和暫時收入的邊際消費傾向。根據《甘肅年鑒》統(tǒng)計資料，對模型進行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉(xiāng)居民消費函數(shù)(1）、（2）。

農村居民消費函數(shù)Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）

（0.002）（8.237）（2.469）

R2=0.873D.W.=1.212F=34.461

城鎮(zhèn)居民消費函數(shù)Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）

（1.095）（40.793）（3.908）

R2=0.997D.W.=1.91F=1878.984

從方程中可看出，農村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消費；每增加1元暫時收入，有1.74元用于消費。既增加了暫時收入，不僅要將暫時收入全部用于消費，同時還要拿出儲蓄來消費。城鎮(zhèn)居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費；每增加1元暫時收入，有0.87元用于消費。

四、簡要結論

1．經濟增長與城鄉(xiāng)居民的收入和消費之間有直接的影響。經濟增長越快，收入增加越高，消費也會隨著增加。但是，在投資、出口和消費等三要素當中,消費對經濟增長的貢獻率最高，一般都在70%左右,說明拉動消費仍然是甘肅省經濟發(fā)展的主要動力。

2.隨著經濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結構出現(xiàn)重要變動傾向。在城鄉(xiāng)居民的消費結構變動當中，食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來，城鄉(xiāng)居民的消費結構劇烈變動，居住消費支出對城鎮(zhèn)居民消費結構變動影響最大。另外，醫(yī)療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。

3.為了鞏固消費對經濟發(fā)展的貢獻率，我們建議：一是加快發(fā)展城鄉(xiāng)經濟，保證固定資產的投資速度，使投資增長不要出現(xiàn)大起大落;二是進一步開發(fā)農民能夠穩(wěn)定增加收入的就業(yè)渠道和途徑，如非農產業(yè)收入、轉移性就業(yè)收入、農業(yè)產業(yè)化收入等；三是對于城市居民來講，要把創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位和機會作為重點，用擴大就業(yè)保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉(xiāng)居民的消費結構進行一定的引導，努力改善城鄉(xiāng)居民住房、醫(yī)療、教育、保障等關鍵性問題。

參考文獻：

[1]彭勁松:重慶市經濟增長中消費與投資貢獻度分析[J].重慶大學學報（社會科學版），2004，（4）；7～10

第3篇：居民消費結構論文范文

關鍵詞：消費結構；模型

中圖分類號：F061.3 文獻標識碼：A 文章編號：1008-4428（2012）06-99 -02

一、引言

自上世紀六十年代，全球產業(yè)結構呈現(xiàn)出從“工業(yè)型經濟”向“服務型經濟”轉型的總趨勢。全球產業(yè)結構轉型推動著發(fā)達國家服務業(yè)占GDP的比重從1990年的65%上升到2005年的72%，服務業(yè)就業(yè)人數(shù)甚至超過第一、二產業(yè)的總和。

然而在我國經濟快速增長的背景之下，產業(yè)結構以重工業(yè)為主導，服務業(yè)長期處于較低的競爭力水平。如今，中國經濟增長放緩，貿易保護主義亦有抬頭之勢，外需疲弱，僅僅依靠工業(yè)化已經難以保證長期穩(wěn)定的經濟增長，因此產業(yè)升級和產業(yè)結構的優(yōu)化調整已成為我國經濟發(fā)展的核心內容。當前面臨經濟轉型和消費結構轉型的需求，我國既要不斷拓展與制造業(yè)相配套的生產者服務業(yè)，亦不能忽略消費者服務業(yè)對經濟發(fā)展的推動作用。

我國經濟發(fā)展的指導性綱領“國民經濟和社會發(fā)展十二五規(guī)劃綱要”將擴大消費需求，發(fā)展消費者服務業(yè)放在了戰(zhàn)略性的高度，提出“擴大消費需求的長效機制，增強居民消費能力，改善居民消費預期，促進消費結構升級，進一步釋放城鄉(xiāng)居民消費潛力”，使之成為經濟持續(xù)發(fā)展的穩(wěn)定動力，推動特大城市形成以服務經濟為主的產業(yè)結構。在政策導向、人口結構變化的雙重扶持下，我國居民消費正在向第三次升級邁進，消費數(shù)量級也已經實現(xiàn)了跨越式的增長，消費觀念的升級正推動消費結構沿著衣食住行的路徑逐步趨于高端化。以解決溫飽為基礎的消費已經無法滿足人們的物質文化精神需求，消費者服務業(yè)自身的結構升級和高端化發(fā)展，將會帶領未來新一輪的經濟增長。

二、消費結構與轉型理論

劉世錦（1998）認為，市場經濟是一種消費者導向的經濟，消費始終是整個經濟活動的出發(fā)點和歸宿。國民經濟的復雜表現(xiàn)在其具有的循環(huán)特性上：收入增長促進消費結構升級，進而引導資本和勞動等生產要素的合理配置，加之技術進步等外力因素的影響，推動產業(yè)結構的升級和經濟水平的提高。而這樣的結果又會進一步提高居民收入，從而為消費結構的升級提供源源不斷的動力。因此，本文將從消費結構升級的角度研究消費者服務業(yè)的發(fā)展趨勢以及經濟增長的關系。

消費結構是在一定的社會經濟條件下，人們在消費過程中多消費的各種不同類型的消費資料的比例關系。收入水平是影響消費結構是重要、最基本的因素。收入的提高帶來購買力的增強，使消費可能在外延上和內涵上擴大，從只滿足最基本的消費需要向更高層次的需要升級，使得消費結構發(fā)生變化。消費結構的劃分標準主要有三種：按照滿足人們消費的需求稟賦分為生存資料、享受資料和發(fā)展資料；按照支出用途分為衣食住行等；按消費對象的不同分為個人和集體消費。

消費結構升級能夠引起相應的產業(yè)結構發(fā)生變化，促進消費品產業(yè)結構高級化。隨著人均收入水平的提高，需求的重心由低層次向高層次移動，從易耗消費品向耐用消費品轉移，從低檔的生活必需品向中高檔消費品乃至奢侈品轉移。《消費品工業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略研究》一書中將消費結構升級的趨勢歸類為三個階段：第一階段的消費目的是解決溫飽問題，第二階段消費重點轉向非生活必需品，第三階段是從數(shù)量消費轉向高質量、定制化、服務性的產品。對應不同階段，產業(yè)結構也由低向高升級。從第一階段的紡織業(yè)、食品業(yè)為主導，到第二階段中家電、家具、塑料制品等耐用消費品工業(yè)的極大發(fā)展，再到第三階段個性化消費和高端服務業(yè)滿足人們的“高尚需求”，從而使得文娛產業(yè)、生物保健產品、高檔飲料乃至奢侈品取得較大的發(fā)展空間。

三、居民消費結構模型分析

（一）模型的構建

1、擴展線性支出系統(tǒng)模型

學界通常采用恩格爾系數(shù)法和擴展線性支出系統(tǒng)模型（ELES模型）進行消費結構分析。與恩格爾系數(shù)僅揭示特定發(fā)展階段的收入和消費結構關系所不同，擴展線性支出系統(tǒng)模型考慮了消費需求和價格因素對居民消費結構的影響，能夠全面反映消費領域的相互關系。

1973年Liuch在Stone（1954）的效用需求函數(shù)基本形式基礎上，改進擴展的線性支出系統(tǒng)模型為：

（1）

其中pi、pj是第i、j種消費品的價格；I表示收入，βi是邊際消費傾向，qi表示第i種商品的實際需求量； ri表示可維持生活的第i種商品的基本需求量。該模型表明，在一定收入和價格水平之下，消費者首先滿足其對某種商品或勞務的基本需求piri，在余下的收入 中，按照βi的比例在消費第i種商品和儲蓄之間進行分配，消費者的邊際儲蓄傾向為 ，且有0＜βi＜1， 。

改寫式（1）為：

（2）

其中ui是隨機擾動項，定義 。對式（2）應用最小二乘法，可以得到變量的參數(shù)估計值，同時可得 。

（二）實證分析

第4篇：居民消費結構論文范文

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(huán)節(jié)，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(guī)模出現(xiàn)萎縮。從數(shù)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(xiàn)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(fā)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(wěn)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(guī)律和發(fā)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(yī)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(xiàn)。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(shù)據來源：歷年《中國統(tǒng)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(shù)占總人數(shù)的比重作來衡量中國居民的受教育水平。數(shù)據來源：歷年《中國勞動統(tǒng)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(fā)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(shù)據來源：歷年《中國統(tǒng)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(shù)據來源：《中國金融年鑒》。

2.5人口結構——撫養(yǎng)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(fā)展類型和速度，反映勞動年齡人口和被撫養(yǎng)人口的比例等。人口年齡結構的動態(tài)變化，將對消費結構的變化產生影響。

本文將撫養(yǎng)比包括少年兒童與老年人口的總撫養(yǎng)比，即少年兒童和老年人口總數(shù)占總人口數(shù)的比重作為重要的指標選入模型。數(shù)據來源：歷年《中國統(tǒng)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(zhèn)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(shù)據來源：歷年《中國統(tǒng)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(yī)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(tǒng)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(fā)銀行(ADB)在近期發(fā)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(shù)來衡量一個國家和地區(qū)人民生活水平的狀況。根據聯(lián)合國糧農組織提出的標準，恩格爾系數(shù)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?？梢?，中國居民總體上實現(xiàn)了小康目標，這主要是由城鎮(zhèn)居民消費水平快速提升拉動的，但是城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)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(xiāng)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(xiàn)有住房使用面積呈現(xiàn)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?？梢灶A測，在未來的幾年內，中國居民衣著消費比重將呈平穩(wěn)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(tài)。隨著科學技術的發(fā)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?lián)Q代的速度必將越來越快。

醫(yī)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(zhèn)醫(yī)療保險制度改革使個人醫(yī)療負擔適當增強。后者說明為方便生活，節(jié)省時間的現(xiàn)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(jié)奏的加快，城鎮(zhèn)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(yǎng)教育的投入。還有就是，隨著科技發(fā)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(qū)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(qū)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(jié)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(yī)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(shù)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(shù)的比重；RD是研究與開發(fā)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(shù)占總人口數(shù)的比重；UR是市鎮(zhèn)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(wěn)的，而SS、UR是二階平穩(wěn)的，同時也說明這些變量本身是不平穩(wěn)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(shù)來進行實證分析。

4.2因果檢驗與相關系數(shù)分析

選擇食品、衣著、居住、家庭設備與用品、醫(yī)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(wěn)的，Y4、Y6是二階平穩(wěn)的，同時說明這些結構變量本身是不平穩(wěn)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(shù)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(shù)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(shù)如下所示:

表6:食品結構變量影響因素的相關系數(shù)

相關系數(shù)

GHEP

R

Y1

-0.4118

0.2729

從上面的因果檢驗和相關系數(shù)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(shù))，且起到負的作用。這主要是由于高等教育人口指數(shù)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(qū)，其消費水平僅達到溫飽，正處于向小康社會奔進的發(fā)展階段，食品支出在消費總支出中依然處于主導地位，現(xiàn)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(yǎng)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(yǎng)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(shù)如下所示:

表7:衣著結構變量影響因素的相關系數(shù)

相關系數(shù)

DR

Y2

-0.7059

從上面的因果檢驗和相關系數(shù)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(yǎng)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(shù)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(shù)是居住消費結構的格蘭杰原因；技術進步率即研究與開發(fā)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(shù)如下所示:

表8:居住結構變量影響因素的相關系數(shù)

相關系數(shù)

GHEP

RD

UR

Y3

0.6533

0.7244

0.6907

從上面的因果檢驗和相關系數(shù)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(shù))、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(shù)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(fā)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(shù)是家庭設備與用品結構的格蘭杰原因；研究與開發(fā)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(shù)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(shù)

相關系數(shù)

SS

RD

Y4

-0.6462

-0.5628

從上面的因果檢驗和相關系數(shù)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(shù))、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(xiāng)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?shù)卣块T給予補償?shù)取Ａ硗?，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(yī)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(shù)占總人口數(shù)的比重是醫(yī)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(shù)是醫(yī)療保健消費結構的格蘭杰原因；城市化率是醫(yī)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(yī)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(shù)如下所示:

表10:醫(yī)療保健結構變量影響因素的相關系數(shù)

相關系數(shù)

GHEP

UR

Y5

0.6515

0.6639

從上面的因果檢驗和相關系數(shù)的計算，結果表明對Y5(總消費中醫(yī)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(shù))、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(shù)越大，人們受教育水平越高，越注重對身體的健康保養(yǎng)，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(yī)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(shù)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(shù)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(shù)如下所示:

表11:交通與通訊結構變量影響因素的相關系數(shù)

相關系數(shù)

GHEP

R

Y6

0.5841

-0.5022

從上面的因果檢驗和相關系數(shù)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(shù))、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(shù)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(shù)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(shù)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(shù)如下所示:

表12:文教娛樂結構變量影響因素的相關系數(shù)

相關系數(shù)

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(shù)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(shù))、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(yè)的發(fā)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(shù)和技術進步率對文教娛樂結構變量起負的作用。

雖然，現(xiàn)在的家庭更加重視文化培養(yǎng)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(shù)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(yǎng)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(yǎng)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(shù)如下所示:

表13:雜項開支結構變量影響因素的相關系數(shù)

相關系數(shù)

DR

Y8

-0.9049

從上面的因果檢驗和相關系數(shù)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(yǎng)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(yǎng)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(shù)、普通高等教育人口指數(shù)、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(yǎng)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(shù)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(shù)(-)；

（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(yǎng)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(shù)(+)、技術進步率(+)、少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)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(shù)(-)、技術進步率(-)、少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比(-)；

（5）影響醫(yī)療保健消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(shù)(+)、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(shù)(+)、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(shù)(-)、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(yǎng)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(wěn)性檢驗、因果關系及相關系數(shù)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(yǎng)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(yōu)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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第5篇：居民消費結構論文范文

關鍵詞：城市居民；邊際消費傾向；Panel Data模型；實證研究

中圖分類號：F126.2 文獻標識碼：A 文章編號：1003-5192（2013）05-0069-06

1 引言

上海市作為我國沿海城市，具有海岸帶區(qū)域的典型特征一高人口素質、高人口密度和高產業(yè)集聚度。同時由于上海市對計劃生育政策的高效執(zhí)行，也使得上海具有非常顯著的人口老齡化特征。上述人口特征影響并形成了上海市特有的居民消費結構，進而對上海市社會經濟發(fā)展和產業(yè)結構調整都產生了非常顯著的影響。因此，動態(tài)跟蹤研究上海市城市居民的消費結構特征，以期為相關決策提供借鑒和參考將是非常必要的。

2 基本概念界定和消費結構分類

消費結構指一定時期消費者所消費的各種消費資料之間的比例關系。對消費結構的分類，依據研究角度不同其分類也不同。如果按照消費的內容來進行分類則主要分為吃、穿、住、用、勞務等，甚至還可以再細分。囿于數(shù)據資料的易獲得性以及問題研究的需要，本文將僅從消費的內容分類來進行研究。按照《上海市統(tǒng)計年鑒》關于消費品的分類，本研究中消費品將主要包括七大類，即食品、交通通訊、衣著、醫(yī)療保健、居住、文化教育及娛樂、家庭用品及服務。

3 文獻簡要回顧

關于上海市城市居民消費結構問題，學者們早在上個世紀80年代就開始關注了。從學者們關注的內容來看，基本都集中在上海市城市居民消費結構變動特征和變化趨勢預測上。從研究方法來看，由于不同學者研究問題的側重點不同，方法也呈較豐富的特點，歸納起來大致有：（1）較多學者采用了擴展的線性支出模型研究上海市城市居民消費結構特征和消費趨勢預測。（2）陸虹運用向量自回歸模型研究了上海市居民的消費結構問題。（3）田暉等運用增長率比較分析方法就上海市居民消費結構的特點進行了研究。（4）顧蓓青等根據上海城市和農村居民消費結構的統(tǒng)計數(shù)據，對居民的八項消費支出進行因子分析，并對上海市城鄉(xiāng)居民的消費差異做出評價。（5）王領利用改革開放以來的相關統(tǒng)計數(shù)據，研究和分析了上海城市居民的消費結構、消費增長率、消費結構變動度等經濟參數(shù)。（6）邵民智嘗試運用灰色系統(tǒng)理論的GM（0，2）模型和灰色關聯(lián)分析法，分析研究上海市居民消費結構的變化。

上述諸研究均未關注上海市城市居民不同收入水平群體消費結構特征及變化趨勢等問題，也未見有學者運用Panel Data方法對上海市城市居民不同收入水平下消費結構特征進行的研究。而國內學者趙衛(wèi)亞早在2003年就認識到Panel Data模型對上述問題解決的有效性，并采用Panel Data模型對中國城鎮(zhèn)居民相應問題進行了研究，收到良好的效果。

上海市擁有相對完備的產業(yè)體系，不同產業(yè)層級由于其科技含量、附加值等特性決定了其給就業(yè)者帶來的收入水平相差懸殊。家庭收入水平不同是影響家庭消費結構的一大關鍵因素。自1999年到2010年期間，上海市由于城市化進程加速、高端人才引進、人口老齡化等，使得城市居民從消費習慣、消費理念、消費方式等都不同于那些僅依靠城市化發(fā)展起來的城市居民，進而引致其城市居民的消費結構和消費偏好對城市社會、經濟發(fā)展的影響方式和影響程度也呈現(xiàn)不同特征。

4 模型選擇的依據

對上海市城市居民邊際消費傾向有顯著影響的是：收入水平和諸多隨時間變化的宏觀因素。因此為了能夠全面驗證上海市城市居民邊際消費傾向隨時間變化和不同收入水平變化是否有顯著變化，需要選擇Panel Data樣本，而只有Panel Data模型才具有同時研究同一時間不同收入水平和同等收入水平不同時間期間的變化的能力。本文將選擇Panel Data模型進行上海市城市居民邊際消費傾向問題研究。

5 模型的建立、參數(shù)估計與模型運行

（1）模型的建立

Panel Data模型的一般形式為

yit=αit+xitβit+εit，i=1，2，…，n；t=1，2…，T （1）

其中xit為1×K向量，βit為K×1向量，K為解釋變量個數(shù)。模型中的系數(shù)隨著時間和個體的不同而改變，因而可以反映模型中被忽略的時間因素和個體差異因素的影響。

①變系數(shù)模型。如果消費需求的差異主要表現(xiàn)在橫截面的不同個體之間，即參數(shù)不隨時間而變化，則模型（1）可以表示為

yit=αi+xitβi +εit （2）

模型中截距系數(shù)αi，和斜率系數(shù)βi隨著個體的不同都在改變，即用αi、βi共同反映模型中被忽略的潛變量的影響。

②變截距模型。在模型（2）中若再假定斜率系數(shù)是常數(shù)，則得到

yit=αi+xitβ+εit （3）

βi即潛變量影響所形成的個體之間的消費差異只反映在截距項的不同取值上。

③混合回歸模型。在模型（3）中若假定截距和斜率系數(shù)都是常數(shù)，則得到

yit=α+xitβ+εit （4）

即模型中被忽略的潛變量（包括時間因素和個體因素）對截距和斜率系數(shù)都無影響，此時相當于將T個時期的橫截面數(shù)據融合成一個“混合樣本”（樣本容量為nT）。

（2）模型的參數(shù)估計

①數(shù)據的收集與處理。本研究收集到的數(shù)據主要來自相關年份的《上海統(tǒng)計年鑒》，具體包含的數(shù)據有：從1999年到2010年上海市城市居民收入水平，并按照收入水平分組數(shù)據，共分五組：低收入、中低收入、中等收入、中高收入和高收入水平下的人均可支配收入；以及從1999年到2010年不同收入水平下的城市居民家庭人均生活消費支出及其構成值。并以1978年為基期，以上海市城市居民消費價格指數(shù)剔除通貨膨脹因素。

②模型識別與參數(shù)估計。建立Panel Data模型時首先需要正確地設定模型，在實際應用中，一般采用F檢驗來識別模型。在對模型識別之前，首先需要采用Hausman統(tǒng)計量檢驗來確定采用個體固定效應回歸模型還是個體隨機效應回歸模型。檢驗水平為0.05，x2/0.05（1）=3.84。有關Hausman需要的估計系數(shù)及標準誤差省略，而檢驗結果是：除了醫(yī)療保健，各收入水平存在個體固定效應，所以要建立個體固定效應模型。并采用F統(tǒng)計量進行了模型應當采用變系數(shù)、變截距還是混合回歸模型檢驗，詳細過程省略。

經過計算，最終得到各種消費的參數(shù)估計模型的選擇依據，按照總消費、食品、衣著、家庭用品及服務、醫(yī)療保健、交通通訊、文教娛樂、居住的順序分別對應的模型選擇依次為變截距、變系數(shù)、變截距、混合回歸、變截距、變系數(shù)、混合回歸、混合回歸。

需要說明的是，對醫(yī)療保健采用的是SAS軟件中默認的FGLS方法進行估計，而其他模型均直接采用Eviews進行估計。

6 上海市城市居民邊際消費傾向特征實證分析

基于上文確定的各種模型及參數(shù)估計方程，以及為了分析不同收入水平居民對各種消費品的消費傾向，以正確判斷收入水平影響下上海市城市居民的消費偏好，本文計算了從1999年到2010年上海市城市居民不同收入水平下的邊際消費傾向，并排了序，結果見表1。

以下將對表1的結果進行實證分析。需要特別說明的是：2008年到2011年，由論文作者先后主持了上海海洋大學人文社會科學重點基金項目“上海市人口年齡結構問題實證研究”，以及上海哲學社會科學基金項目“上海市人口老齡化問題實證研究”（2009JG023-BJB210）。兩個項目在進行大量入戶調研的基礎上，獲得了上海市城市居民不同收入水平消費偏好的第一手珍貴資料，下文的分析將部分采用這些資料中的信息。

（1）食品的邊際消費傾向

首先，隨著收入水平不斷增加，各收入群體對食品的邊際消費傾向呈現(xiàn)明顯的遞減態(tài)勢，這一點與恩格爾定律相吻合。

其次，上海市城市居民用于食品的邊際消費傾向總體上是排在首位的。究其原因：第一是生存原因。依據馬斯洛的需求層次理論，吃飯問題是人類生存的首要問題，上海市城市居民無論收入情況如何，最先需要考慮的必然是溫飽問題。第二是消費觀念原因。上海是國際化大都市，城市居民綜合素質高，接受先進消費理念的機會多、能力強，為了自身的營養(yǎng)和健康，在收入有所增加的情況下，首先傾向于對生態(tài)、無公害、綠色、健康食品的消費。第三是消費模式原因。由于上海市城市居民生活節(jié)奏緊張，原有食品家庭加工制作的模式逐漸被市場上加工的半成品、便利食品所替代。此外，由于上海市餐飲服務業(yè)相對比較發(fā)達，許多居民選擇在外吃飯的幾率增高。

（2）交通通訊的邊際消費傾向

首先，上海市城市居民在交通通訊方面的邊際消費傾向呈現(xiàn)下降一上升一再下降特征。主要原因在于：①低收入水平居民要解決吃飯問題必須外出打工。出行對這一群體而言具有剛性需求，再加上上海城市居民每次出行換乘各線路的累計費用對于低收入群體而言顯得偏高。因此，其消費傾向僅次于對食品的消費。②中低收入群體已經具有一定的經濟能力，子女教育等更高層次消費需求會擠占交通通訊消費為其帶來的滿意。因此，中低收入群體的交通通訊邊際消費傾向較低。③中高收入者，無論是自駕車還是公共交通給他帶來的滿意遠遠大于交通通訊的費用，所以其邊際消費傾向較大。④高收入群體，其更傾向于休閑娛樂和對生活質量的追求。所以，交通通訊給其帶來的滿意度要次于娛樂與食品消費，因而表現(xiàn)相對稍低的邊際消費傾向。

其次，交通通訊的邊際消費傾向的排序總體上處在第二、三位。究其原因：第一，上個世紀80、90年代起，上海市大規(guī)模老城區(qū)改造，使得中心城區(qū)人口向遠郊擴散，打破了原有的居住格局，增加了城市居民的出行交通成本。第二，上海市大量的高新技術開發(fā)區(qū)、產業(yè)園區(qū)、創(chuàng)業(yè)園區(qū)的布局與落戶均傾向于遠郊區(qū)縣和新城區(qū)，增加了城市居民上班、出行的交通成本。第三，大量外來集聚人口、引進人才多數(shù)由于房價和上海市產業(yè)結構調整、新城區(qū)建設等因素而分散寄居于近郊區(qū)和中心區(qū)邊緣區(qū)域的新建居住小區(qū)。第四，私家轎車消費成為時尚，燃油材料等價格的快速上漲增加了交通成本。

另外，由于近些年通訊技術的日益成熟，硬件設備的成本日益降低，手機、固定電話、計算機、寬帶網絡已經很普遍，人們相互之間的溝通更多通過互聯(lián)網、電話等途徑實現(xiàn)，因而增加了通訊方面的支出。綜合上述諸原因，上海市交通通訊的邊際消費傾向排序總體處于第二、第三位。

（3）文教娛樂的邊際消費傾向

首先，上海市城市居民用于文教娛樂方面的邊際消費傾向在由低收入水平向中高收入過渡過程中表現(xiàn)出持續(xù)下降，而到高收入群體，其邊際消費傾向有一個突然的增加。其次，文教娛樂的邊際消費傾向總體上排序在第三位及以前。

對于中高收入及以下收入水平的居民，這主要是由于：第一，教育培訓需求旺盛。上海是國際化大都市，不僅落戶上海的產業(yè)發(fā)展速度驚人，而且其優(yōu)惠的人才吸引政策快速地集聚了來自全國乃至全球的大量高端人才，這無疑為上海市城市居民帶來了巨大的就業(yè)壓力。因此，上海市城市居民及其子女為了抵御失業(yè)的風險，盡可能地花費更大支出用于文化教育培訓。且居民收入水平越低，這種需求越顯得旺盛。第二，教育培訓國際化、產業(yè)化特征顯著。上海市顯著的國際化趨勢引致了許多教育和培訓項目在內容與費用上都與國際水平接軌，從而增加了城市居民在本領域的剛性消費支出。第三，教育成本沖淡文化娛樂開支。上海市城市居民家庭在文化娛樂方面的消費支出普遍隨著收入水平的增加而增加，但是這種增加的幅度遠不及教育培訓的成本增幅。且隨著收入水平的遞減，這一開支在總收入中的比重持續(xù)增加。因而，總體表現(xiàn)出隨著收入水平的遞減而遞增的邊際消費傾向。

對高收入群體而言，他們的邊際消費傾向顯示最高的原因有三方面：一是他們追求文化教育的高端消費，由此引發(fā)的高層次跨國培訓的開支很高。二是高收入階層更多傾向于高檔娛樂場所消費，這是普通大眾所沒有能力承受的，因此兩方面加總形成了他們偏高的邊際消費傾向。三是高收入群體在文化娛樂方面的消費，其實質是以為發(fā)展業(yè)務而拓展人脈關系的目的居多，因而邊際消費傾向居高。

（4）衣著的邊際消費傾向

首先，上海市城市居民對衣著的邊際消費傾向隨著收入水平的增加沒有明顯的變動規(guī)律，且相互之間的差距不是很大?？傮w而言，低收入群體、中高收入群體都有較高的邊際消費傾向，中低及中等收入群體則有較低的邊際消費傾向。衣著的邊際消費傾向排序基本保持在第四和第五位。

究其原因：第一，由于原材料、勞動力成本的上升，促使服裝等制造業(yè)成本普遍上升，引致服裝類商品物價大幅度提高，這對低收入群體而言壓力偏大。服裝又是具有剛性需求的必需品，因而邊際消費傾向偏高?？萍际沟梅b具有一定的耐用性，因而其邊際消費傾向排在食品、交通之后。第二，隨著消費多元化、需求個性化日益顯著，對于高收入群體而言，追求高品質、個性化時尚化的奢侈服裝消費成為他們身份的象征和生活中集物質與精神追求于一體的必要消費品，因此，邊際消費傾向偏高。第三，對于中等及中低收入群體而言，在收入適度增加前提下，自身以及子女教育和發(fā)展等支出擠占部分對服裝的消費，因而邊際消費傾向較低。

（5）居住的邊際消費傾向

上海市城市居民在居住方面的消費傾向總體特征是：中低及以上收入水平的群體，隨著收入水平的增加，邊際消費傾向持續(xù)遞減。而低收入水平群體的邊際消費傾向則孤顯最低。究其原因：第一，對低收入群體，上海市持續(xù)飆高的房價使得他們基本無望消費，他們索性選擇僅居住在老公房或小閣樓里，因而對居住的邊際消費傾向很小。第二，對于中低和中等收入家庭而言，首先，自身與子女教育和培訓的需求較大，所以更傾向于選在比較中心的便利地帶居住；其次，購買私家車對他們而言屬于奢侈消費，因而在遠郊買房的可能性較小，因為交通不便。所以他們寧愿選擇在中心地帶購買小戶型、舊房居住。如此這一群體的居住邊際消費傾向較高。第三，由于遠郊空氣清新適宜居住，房價普遍低于中心城區(qū)，強有力的房產市場金融支撐政策，方便快捷的私家車購置增加出行便利，所以上海市中高及高收入群體一般都會選擇在中心城區(qū)以外、中環(huán)以外的近郊或郊區(qū)區(qū)縣居住，這些開支、以及貸款花未來的錢使得居住邊際消費傾向不高。

另外，居住問題之所以成為上海市城市居民需要考慮的排序第四、第五位的消費問題的主要原因是：上海市房地產市場過于火熱，房地產市場金融政策扶持力度過大，使得許多上海市居民出現(xiàn)以房養(yǎng)房、花未來錢現(xiàn)象，這無疑大大降低了在其現(xiàn)有總收入中的消費支出，所以邊際消費傾向排序靠后。

（6）家庭用品及服務的邊際消費傾向

首先，上海市城市居民家庭在家庭用品及服務方面的消費總體上呈現(xiàn)不斷增長態(tài)勢，但高收入群體卻有個突降。究其原因：隨著上海市步入信息化、現(xiàn)代化、電子化時代的大潮，中高收入及以下水平的城市居民傾向于這類高檔耐用消費品，且隨著收入水平的增加而呈現(xiàn)邊際消費傾向增加態(tài)勢。而高收入群體則更傾向于能夠帶來較廣泛人脈關系和業(yè)務范圍的諸如文化與娛樂、交通通訊等商品和服務的消費，由此擠占了部分對家庭用品和服務的消費。

其次，家庭用品及服務的邊際消費傾向總體上排序在第六。究其原因：盡管近些年電子技術的快速發(fā)展，新產品層出不窮，但家庭用品多數(shù)屬于高檔耐用品，新技術、新產品也有相對的穩(wěn)定性，這類商品的更新消費需求彈性較大，因而其邊際消費傾向排序較后。

（7）醫(yī)療保健的邊際消費傾向

首先，上海市城市居民醫(yī)療保健類邊際消費傾向沒有規(guī)律性的增長或下降趨勢，但是總體特點是：低收入水平群體的邊際消費傾向較高，而高收入群體的邊際消費傾向較低。根源主要有兩個方面：第一是醫(yī)療需求。中低收入者無論從營養(yǎng)攝入、身體鍛煉、健康意識都遠不及高收入群體，醫(yī)療需求高于高收入群體。第二是收入水平。城市居民看病雖有醫(yī)療政策可以享受，但還需要自己支付一定的醫(yī)療費用，這筆費用對于中低收入群體顯得較高。所以，顯示出偏高的邊際消費傾向。

另外，從邊際消費傾向排序看，醫(yī)療保健排在最后。究其原因：低收入水平由于高昂的醫(yī)療費和收入制約，相對于其他領域的消費而言，醫(yī)療消費是最不情愿的開支。而高收入水平由于比較注重身體保健、營養(yǎng)健康等，所以生病的幾率減少，用于醫(yī)療的實際消費量不大。因而醫(yī)療保健的邊際消費傾向排在最后。

7 幾點啟示

由“不同收入層次城市居民邊際消費傾向排序表”中的測算結果可以綜合評判出，上海市城市居民總體上邊際消費傾向的順序大體是：食品第一，交通通訊第二，文教娛樂第三，衣著第四，居住第五，家庭用品第六，醫(yī)療保健第七?；谶@樣的順序，本文將獲得以下幾點對相關行業(yè)發(fā)展的啟示：

（1）食品消費。鑒于收入水平變化趨勢與邊際消費傾向變動的數(shù)量關系，上海市在食品、餐飲產業(yè)發(fā)展方面，要面向高收入水平群體更多開發(fā)和供應高品質、高附加值的綠色、無污染食品。而對低收入群體，考慮到其龐大的消費群體基數(shù)，是拉動產業(yè)發(fā)展、促進地方經濟的主力軍，應當在大量低價食品、便利食品等餐飲方面給予傾斜和政策扶持。

（2）交通、通訊和文教娛樂。首先基于上文中的測算表以及上海市交通擁堵、空氣質量壓力，建議：完善公共交通網絡覆蓋體系和人性化服務體系，增加短途小型公共交通車輛的使用和公交車運行時間的信息等服務，爭取使中低收入者能夠出行便利。降低公交轉乘費用，建議在一定時間范圍內所有公交換乘的累計費用以5元作為上限，充分發(fā)揮公交公共服務功能。同時在私人轎車市場調控方面鼓勵高檔小排量車型，限制中低檔車型，因其龐大需求基數(shù)會對道路交通造成擁堵，以及對環(huán)境造成污染。此外，從教育培訓角度看：應加大對教育培訓行業(yè)的管理，規(guī)范運營，完善教育培訓產業(yè)體系，以保障龐大的居民多樣化消費需求和消費權益保障。對于娛樂而言，則傾向于增加高品質、內涵豐富的短期旅游以及城市夜生活場所，豐富居民文化。

（3）衣著、居住。關于衣著，面向高收入者，服裝向高檔的多樣化、個性化、特色化方向發(fā)展，而對于中低收入者則更多向優(yōu)質、耐用、低價的大眾化方向傾斜。關于居住，從政府層面嚴把地價控制關，除了加大廉租房供應外，還應減少政府對商品房市場、租賃市場的干預。目的在于：①使高收入群體具有絕對購置住房、投資商品房的自由，減緩對不動產投資剛性需求的壓力，也為廉租房分流出去一定數(shù)量需求群體。②大幅度增加不動產財產稅，有效促進收入的二次分配，縮小收入差距。

（4）家庭用品及服務和醫(yī)療保健。家庭用品傾向于高新技術、新材料、環(huán)保節(jié)能、智能化產品的研發(fā)。為此，相關的科研政策、人力資源引進和培育、市場研究等都是必須先行的。而對于家庭服務，則更重要的是以從業(yè)人員素質提高、業(yè)務培訓、行業(yè)規(guī)范及標準體系建設為首要任務。對于醫(yī)療保健，以加大宣傳為主，引導廣大居民加強體育鍛煉，提高居民身體保健和強身健體的意識，尤其是諸如經濟又便利的廣場舞等活動既能強身健體又能增強區(qū)域和諧與穩(wěn)定，還能營造區(qū)域休閑文化氛圍，可以有組織地積極開展。

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第6篇：居民消費結構論文范文

[關鍵詞] 居民消費 影響因素 擴大內需

[中圖分類號] F047 [文獻標識碼] A [文章編號] 1004-6623（2012）02-0044-04

[作者簡介] 王吉恒（1964-），山東沾化人，東北農業(yè)大學經濟管理學院教授，博士生導師，研究方向：財政與金融；李敏（1986-），女，黑龍江綏化人，東北農業(yè)大學經濟管理學院研究生，研究方向：金融理論與政策；孟菲（1987-），女，山東梁山人，東北農業(yè)大學經濟管理學院研究生，研究方向：金融理論與政策。

長期以來，我國經濟發(fā)展很大一部分靠出口拉動。在 2008年國際金融危機影響下，我國出口增速下降，貿易順差縮小，出口對經濟增長的拉動明顯下降，擴大消費需求成為刺激經濟增長的主要手段，而當前的消費需求不足已經影響到我國經濟的全面協(xié)調和可持續(xù)增長。因此，研究我國居民消費影響因素，對制定宏觀經濟政策，保持經濟穩(wěn)定增長具有十分重要的意義。

一、我國居民消費率現(xiàn)狀

近10年來，我國國民經濟一直保持高速增長。雖然經濟增長速度較快，但國內居民消費所占的份額卻不斷下降，其突出特征是，雖然消費總額在增加，但是最終消費率卻在不斷下降。2000～2009年間，我國的居民消費率平均為54.41%，與前20年相比反而下降了7個百分點，比世界平均消費率（78%左右）低了20多個百分點。

我國居民最終消費率在1978年為62.1%，從1982年開始下降，而在1994年和1995年降低至57%左右，此后稍微有增長，但增長極為緩慢。從2002年開始，最終消費率再次大幅度走低，2009年下降到歷史最低點48%。從我國居民消費率的結構來看，城鎮(zhèn)居民消費率明顯高于農村居民消費率。

二、我國居民消費水平的影響因素

1. 國內生產總值對居民消費水平的影響

國內生產總值（GDP）反映了一個國家或地區(qū)的經濟活動總量，人均GDP通常用以評價一國的富裕程度，通常我們把國內生產總值作為經濟發(fā)展水平的代表性指標。而一國的經濟發(fā)展水平又與居民消費水平有很大聯(lián)系。本文選取了我國1995～2009年全國支出法計算的國內生產總值和居民消費支出。

自1990年開始，我國居民消費支出隨著國內生產總值的不斷增長而呈現(xiàn)上升趨勢，在1990～2009年20年間，我國國內生產總值由19347.8億元上升到345023.6億元，居民消費支出隨之由9450.9億元上升到121129.9億元。因此，國內生產總值對居民消費水平有著顯著的影響，并隨國內生產總值的增加而增加。

2. 居民人均收入對居民消費水平的影響

根據傳統(tǒng)及現(xiàn)代的消費理論，消費都與收入緊密相關。因而，收入是影響我國居民消費行為的最主要因素。但是，我國長期不合理的國民收入格局，使得居民可支配收入的增長速度總體上低于GDP的增長速度，居民消費缺乏充分的收入保障。不合理的收入分配格局最終導致居民收入占比不斷縮小，降低居民消費能力。城鎮(zhèn)居民的可支配收入由1990年的1510.2元增長到2009年的17174.7元，農村居民的純收入由1990年的686.3元增長到2009年的5153.2元，雖然都不斷增加，但仍然很低，增幅也很緩慢。2003年以來城鎮(zhèn)居民和農村居民人均可支配收入的增長率雖然不斷提高，但是2009年大幅度下降，也說明我國居民人均收入增幅速度滯后于經濟的增長速度，這些是制約居民消費增長的重要原因。

3. 居民儲蓄對居民消費的影響

居民的消費和儲蓄互相影響，儲蓄增加，現(xiàn)實的消費就會減少，儲蓄減少，現(xiàn)實的消費就會增加。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，而過高的儲蓄率是居民消費不足的重要原因。

1991～2009年我國居民人均收入不斷增加，居民消費支出也隨之增加，居民的儲蓄存款更是從9241.6元增長到260771.1元。而居民消費支出增長率從1991～1995年逐年增加，進入2000年以后開始呈現(xiàn)下降趨勢，隨后有波動性的增長，到2008年達到近年來最大值13.5%，而2009年居民消費支出增長率只達到8.7%，而同期的居民儲蓄增長率遠遠超過消費的增長率?？v觀1991～2009年間的居民消費和儲蓄狀況，各年度消費的增長速度都遠遠低于居民消費的增長速度。因此，居民儲蓄對消費有很大的影響。

4. 通貨膨脹對居民消費水平的影響

近年來，我國物價大幅度上漲，直接影響到居民家庭的生活水平和生活質量。根據國家統(tǒng)計局數(shù)據計算，10 年間物價總體上張 25.3 7%。住房、醫(yī)療、教育等價格上漲速度已經超過了大多數(shù)家庭收入增長速度，對于那些將要購房的人來說，物價越高，越會抑制他們的消費，消費水平會越低，也就從總體上降低了居民消費率。通貨膨脹使居民日常生活必需品價格價格普遍上漲，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(shù)提高，對消費結構產生影響。所以在通貨膨脹下，居民的消費結構不利于優(yōu)化，人們的生活水平會有所下降。

5. 社會保障對我國居民消費的影響

社會保障水平是指一定時期內一國（地區(qū)）社會成員享受社會保障的高低程度，其主要衡量指標是社會保障總支出占國內生產總值的比重。由于我國基本公共服務提供不足，基本養(yǎng)老、基本醫(yī)療、失業(yè)、工傷等社會保險不健全、保障水平低下，因此即使老百姓手中有錢，也不會過度消費，因為他們要保有一定的資金用于防老、防病、防失業(yè)，養(yǎng)育下一代。

從表1可以看出，從1998年開始我國養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、失業(yè)和工傷保險的參與人逐年上升，但是總體比例還是很低。2009年我國養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險的參保比例僅為25.80%和24.04%。因此較低的社會保障水平，抑制了百姓的消費意愿。

三、影響我國居民消費因素的實證分析

（一）模型構建

層次分析法是一種定性和定量相結合、系統(tǒng)化、層次化的分析方法，該方法對復雜系統(tǒng)的決策思維過程進行量化，通過多目標多層次分析而得到廣泛應用，以下是模型構建步驟：

1. 建立評價指標體系，建立系統(tǒng)的遞階層次結構；

2. 建立比較矩陣，設指標層的同一層內的各評價因素進行兩兩比較，通過級比例標度值得到比較矩陣；

3. 計算相對權重，并且對比較矩陣進行一致性檢驗。

（二）模型應用

1. 構建評價指標體系。目標層為我國居民消費，中間層即準則層包括：國內生產總值、居民收入、居民儲蓄、通貨膨脹及社會保障（見圖1）。

2. 建立兩兩比較判斷矩陣，并確定權重。依據比例標度值1～9的9個等級，由不同專家采用頭腦風暴法進行評分，并對判斷矩陣采用“和法”計算權重w、最大特征值λmax、一致性指標CI和一致性比率指標CR，如表2、表3所示。

A 利用MATLAB求其最大特征值及其特征向量，得：

λmax=5.2371，對應的特征向量為:

w=[0.8034,0.5373,0.2210,0.1159,0.0587]；

將其進行歸一化，求得的權向量為：W=[0.4626,

0.3094,0.1273,0.0667,0.0339]。

3. 進行一致性檢驗。根據CI=（λ-n）/n-1，CR=CI/RI，(n=5時，RI=1.12)

求得CI=0.0309，CR=0.028

（三）對實證結果的進一步討論

上述實證結果表明，國內生產總值、居民收入、居民儲蓄、通貨膨脹及社會保障對我國居民消費均有明顯的影響。其中，國民生產總值和居民收入對消費的影響最為顯著，權重分別為0.4626和0.3094。而居民儲蓄、通貨膨脹和社會保障對我國居民人均消費增長也有比較大的貢獻，其權重為0.1273、0.0667和0.0339。

四、提高我國居民消費水平的對策建議

1. 提高居民收入水平。收入水平是影響居民消費需求最直接、最根本的因素，提高居民收入，消費總體水平才能真正增加。一方面，調整國民收入分配格局，協(xié)調好投資和消費的比例，提高勞動報酬占國民收入的比重，擴大中等收入者比重；另一方面，加大政府對農業(yè)和農村經濟發(fā)展的支持力度，尤其在農業(yè)基礎設施建設、農業(yè)科技發(fā)展與應用、市場開拓等方面加大支持力度。同時要大力發(fā)展農村小城鎮(zhèn)，為農村非農產業(yè)發(fā)展創(chuàng)造良好環(huán)境和條件，促進其發(fā)展，增加農民收入，改善農村居民消費環(huán)境。

2. 縮小城鄉(xiāng)消費差異。應該調整與完善收入分配政策，努力提高城鄉(xiāng)居民尤其是農村居民與城市中低收入者的實際收入。首先完善各種稅收政策，加強個人所得稅、遺產稅、贈予稅的征收，從而縮小收入差距。其次實現(xiàn)城鄉(xiāng)之間的轉移支付。韓國農民收入的20%來源于政府的直接轉移支付，而我國尚不足3%。另外增加城市低收入居民的收入，減少社會差距。

3. 建立和完善價格調控手段，整頓流通秩序。針對流通秩序混亂、交易成本過高和價格透明度不高等問題，要研究如何運用經濟、法律、行政等手段整頓規(guī)范其價格行為，以保證農產品的正常供給，維護市場價格穩(wěn)定。政府應控制貨幣供應量，實行適度從緊的貨幣政策，將貨幣供應量控制在與客觀需求量相適應的水平上。

4. 完善我國的社會保障體系，消除居民消費的后顧之憂，促進消費需求和國民經濟的持續(xù)增長。一是擴大社會保障覆蓋面，減少居民預防性儲蓄，增加居民即期消費；二是完善社會保障制度，增加居民可支配收入，擴大居民消費需求；三是完善失業(yè)保險制度，創(chuàng)造再就業(yè)機會，恢復居民的消費信心；四是提高城鎮(zhèn)居民最低生活保障標準，改善低收入家庭的消費狀況；最后，盡快建立農村社會保障體系，挖掘農村居民的消費潛力。政府要加大農村基礎教育和農村醫(yī)療衛(wèi)生體系的投入，建立和完善新型農村合作醫(yī)療制度。

[參考文獻]

[1]許光建，趙宇，戴李元，鐘吉鵬.我國居民消費率變動狀況分析及擴大消費的價格措施[J].價格月刊.2009 (390).

[2]張兆亮.我國居民消費率影響因素探析[J].內蒙古農業(yè)大學學報.2010,(4).4-12.

[3]張艷陽.我國居民消費和儲蓄行為分析[J].武漢市經濟管理干部學院學報.2000(2).

[4]王亞麗.談通貨膨脹對我國居民消費的影響[J].山西財經稅務?？茖W校學報.2011(1).

[5]于泳.社會保障對我國居民消費的影響-基于經濟增長的視角[J].山東大學.2008.

On Factors Affecting Chinese Consumption Levels

Wang Jiheng, Li Min, Meng Fei

（Northeast agricultural university of Technology school of economics , Heilongjiang Harbin 150030）

第7篇：居民消費結構論文范文

論文關鍵詞：時間序列，ARIMA模型，居民消費價格指數(shù)

 

1 引言

居民消費價格指數(shù)(CPI)是用來測定一定時期內居民支付所消費商品和服務價格變化程度的相對數(shù)指標，它既是反映通貨膨脹程度的重要指標,也是國民經濟核算中縮減指，這一指標影響著政府制定貨幣、財政、消費、價格、工資、社會保障等政策，同時，也直接影響居民的生活水平及評價[1]。居民消費價格指數(shù)反映的市場價格信號真實，帶動價格輿論導向正確，有利于改善價格總水平調控。首先，它有利于維護正常的經濟生活和市場價格信息秩序。其次，有利于引導消費形成合理的消費價格，促進有效需求。目前，醫(yī)療、教育、交通等壟斷行業(yè)價格上漲過快，導致居民大量增加儲蓄，使正常消費受到壓抑，消費結構變形，影響經濟增長。再次，它有利于綜合運用價格和其他經濟手段，實現(xiàn)價格總水平調控目標。所以，對該指標的分析與預測是非常有意義的工作。

2 ARIMA模型的表現(xiàn)形式

ARIMA時間序列預測方法的基本思想是：預測一個現(xiàn)象的未來變化時，用該現(xiàn)象的過去行為來預測未來，即通過時間序列的歷史數(shù)據揭示現(xiàn)象隨時間變化的規(guī)律，并將這種規(guī)律延伸到未來，從而對該現(xiàn)象的未來做出預測。ARIMA模型是一種比較成熟的時間序列模型，主要有三種基本形式：自回歸模型（AR：Auto-regressive），移動平均模型（MA：Moving-Average）和混合模型（ARIMA：Auto-regressiveMoving-Average）。

2.1自回歸模型AR（p）

AR（p）模型的預測方式是通過過去的觀測值和現(xiàn)在的干擾值的線性組合預測，自回歸模型的數(shù)學公式是：

其中：參數(shù) c 為常數(shù)；f1, f2 ,…, fp 是自回歸模型系數(shù)；p為自回歸模型階數(shù)；et 是均值為0，方差為s 2的白噪聲序列。

AR（p）模型的意義在于僅通過時間序列變量的自身歷史觀測值來反映有關因素對預測目標的影響和作用，不受模型變量相互獨立的假設條件約束，所構成的模型可以消除一般回歸預測方法中由于自變量選擇、多重共線形等造成的困難。

2.2移動平均模型MA(q)

MA模型的預測方式是通過過去的干擾值和現(xiàn)在的干擾值的線性組合預測，移動平均模型的數(shù)學公式是：

其中：參數(shù) m 為常數(shù)；參數(shù)q1 ,q2 ,…, qq是 q 階移動平均模型的系數(shù)；et 是均值為0，方差為s 2的白噪聲序列。

MA(q)模型用過去各個時期的隨機干擾或預測誤差的線性組合來表達當前預測值，AR(p)的假設條件不滿足時可以考慮用MA(q)形式。MA(q)總是滿足平穩(wěn)條件，因為其中參數(shù)取值對時間序列的影響沒有AR模型中參數(shù)P的影響強烈，即較大的隨機變化不會改變時間序列的方向。

2.3 ARIMA（p,q）模型

自回歸模型和移動平均模型的組合就構成了用于描述平穩(wěn)隨機過程的自回歸移動平均模型ARIMA，數(shù)學公式為：

特殊情況下，q=0，，模型即為AR（p），p=0，模型即為MA（q）。

2.4模型對比

AR（p），MA（q），ARIMA（p，q）等模型在工程技術，社會經濟等建模分析中起著非常重要的作用。

AR（p），MA（p），ARIMA（p，q）都是有限參數(shù)線性模型，只要確定出有限個參數(shù)的值，模型就完全確定、由于都是線性模型，用它們來對數(shù)據進行擬合，考察數(shù)據內在的統(tǒng)計特征以及做最佳預測時數(shù)學上的分析處理都比較方便。AR（p）模型的偏自相關函數(shù)是以P步截尾的，自相關函數(shù)拖尾。MA（p）模型的自相關函數(shù)具有q步截尾性，偏自相關函數(shù)拖尾。這兩個性質可以分別用來識別自回歸模型和移動平均模型的階數(shù)。ARIMA（p，q）模型的自相關函數(shù)和偏相關函數(shù)都是拖尾的。

注意AR（p）和MA（q）之間具有對偶性。如MA（1）的自相關函數(shù)在一個實滯（k=1）后中斷，而AR（1）的自相關函數(shù)呈指數(shù)衰減到0。相反，MA（1）的偏自相關函數(shù)呈指數(shù)衰減到0，而AR（1）的偏自相關函數(shù)在一個實滯（k=1）以后中斷。對于一般的自回歸和移動平均過程都近似地存在這種對偶性。序列的這些特性被用來識別模型。

三種平穩(wěn)時間序列ARIMA性質比較如表1所示：

表1 ARIMA模式比較

 

模型

AR(p)

MA(q)

ARIMA(p,q)

相關性系數(shù)

拖尾

截尾

拖尾

偏相關性系數(shù)

截尾

第8篇：居民消費結構論文范文

[關鍵詞]消費；需求；經濟增長

一、問題的提出

本文通過對河北1995-2008年的消費需求與經濟增長數(shù)據的定量研究,試圖剖析在當前經濟增長方式轉變的過程中,消費需求對于促進河北經濟可持續(xù)增長所起的作用,為進一步提出促進河北消費需求增長的現(xiàn)實的、可操作的對策和建議奠定基礎。

二、變量的選取

1.消費需求衡量指標的選取。消費需求作為一個宏觀經濟分析的范疇,是指一定時期內常住單位形成的對最終消費品的有支付能力的購買力總量。本課題研究消費需求的衡量指標是支出法國內生產總值中的最終消費。是常住單位為滿足物質、文化和精神生活的需要,購買的貨物和服務的支出。根據消費主體不同,最終消費分為居民消費和政府消費,居民消費又可細分為城鎮(zhèn)居民消費和農村居民消費。

2.經濟增長衡量指標的選取。經濟增長是由產出能力的增加帶來的總產出的持續(xù)增加,如果考慮到人口和價格因素,經濟增長就是人均實際產出的增加。基于定量分析的需要,同時考慮到目前世界各國都采用國內生產總值的增長率來衡量一個國家(或地區(qū))的經濟增長速度,從研究問題的一致性出發(fā),本課題所涉及的經濟增長是指總產出的增長,并用國內生產總值的增長率來表示經濟增長率。

三、消費需求在經濟增長中的比重分析

消費率又稱最終消費率,是最終消費需求在支出法國內生產總值中的比重,作為一項重要的宏觀經濟指標,它不僅能反映一國(或地區(qū))國內生產總值的最終使用格局,還可以直觀地反映消費增長在經濟增長中的作用。經過分析我們發(fā)現(xiàn):

1.最終消費率在低位徘徊,波動中呈下降趨勢。從圖1可以看出1995年以來,河北的消費率始終在50%以下徘徊,年均消費率為43.4%。由于消費需求的增長速度落后于地區(qū)生產總值的增長速度,按照當年價格計算,1996-2008年地區(qū)生產總值年平均增速為14.3%,最終消費的年均增速為13.2%,兩者增速相差1.1個百分點。其中,2008年地區(qū)生產總值的增速為18.1%,而最終消費增速為14.3%,比地區(qū)生產總值增長慢3.8個百分點。由于消費需求增長慢于地區(qū)生產總值的增長,導致消費率在2008年降至1995年以來的最低點,僅為41.8%,比1995年下降了5.5個百分點。

2.消費需求各組成部分比重變化不平衡,農村居民的消費率下降是消費率下降的原因。從圖2可以看出:政府消費率呈平穩(wěn)的上升趨勢,由1996年的9.0%上升到2008年的13.5%,2005年開始已超過農村居民消費率;居民消費率在波動中呈下降趨勢,下降幅度比較大,從1996年的37.9%下降為2008年的28.3%,下降了近10個百分點,降為1995年以來的最低點?？梢?居民消費率不斷下降是造成最終消費率下降的主要原因。

在居民消費構成中,城鎮(zhèn)居民消費率基本表現(xiàn)出平穩(wěn)的上升趨勢,2005年起已超過農村居民消費率成為消費需求的第一主力,2008年已達到1995年以來的最高點19.2%,比1995年上升了近7個百分點;而農村居民消費率則呈現(xiàn)出反方向變化趨勢,從1996年開始一直呈下降的趨勢,到2008年降為1995年以來的最低點9.1%,下降了14.4個百分點,可見,農村居民的消費率下降是居民消費下降的主要原因。

四、消費需求對經濟增長的貢獻率分析

為進一步量化消費需求對經濟增長的動力作用,我們計算了各需求對GDP增長的貢獻率(各需求的增加額/GDP增加額×100%)和各需求對GDP增長拉動的百分點(GDP增長的百分點×各需求對GDP增長的貢獻率)兩個指標,并繪制了折線圖(見圖3-6)。經過分析發(fā)現(xiàn):

1.投資對經濟增長的平均貢獻是第一位的,消費需求是拉動經濟增長的第二動力。1996年以來,在河北經濟平均12.7%的增速中,最終消費支出、資本形成總額以及地區(qū)間貨物和服務凈流出對經濟增長的貢獻率分別為40.3%、54%和5.7%,分別拉動經濟增長5.1、6.9和0.7個百分點?？梢?投資目前已是三大需求中拉動經濟增長的第一主動力,消費需求僅次于投資需求。圖4顯示:除1999-2002年這四年消費的貢獻率大于投資和2003年、2005年消費和投資共同拉動經濟增長以外,其余年份主要是投資需求在支撐著經濟的增長。圖5顯示:1995年以來,河北的國內生產總值呈現(xiàn)出高速持續(xù)的增長,而在國內生產總值增長速度較快的年份中,投資的拉動作用顯著,可見,投資對經濟的拉動具有立竿見影的效果,短時間內對經濟增長的影響顯著,成為政府提高經濟增長率的首選因素。

2.消費需求對經濟增長的拉動作用更為持久和相對穩(wěn)定,是經濟增長的穩(wěn)定器。圖4顯示:相對于投資需求,河北的消費需求對經濟增長的拉動作用不足,但是與資本形成拉動經濟增長(3-10.1)及貨物和服務的凈流出拉動經濟增長(-1.5-4.96)相比,消費需求增長對經濟的拉動(3.1-7.1)波動較小,是拉動經濟增長最為穩(wěn)定的因素。由于消費需求具有剛性,決定了在地區(qū)生產總值的年新增額中,消費需求波動幅度遠遠小于投資等其他因素,對經濟增長影響慣性最大。在經濟增長擴張期,消費需求增加不如投資明顯;同樣,在經濟收縮期,消費需求的下降幅度也最小,因而,消費需求成為河北經濟穩(wěn)定發(fā)展的重要保證。

3.消費需求中居民消費尤其是農村居民消費拉動經濟增長的動力不足。從消費需求的構成來看,1996-2008年,政府消費對經濟增長平均貢獻率為14.7%,低于同期居民消費對經濟增長平均貢獻率25.69%。圖5顯示:居民消費對經濟增長拉動的總體水平要高于政府消費,政府消費對經濟增長拉動保持平穩(wěn),平均水平為1.86個百分點,居民消費對經濟增長的拉動的平均水平為3.27個百分點。

從居民消費內部構成來看,農村居民消費對經濟增長的貢獻在波動中呈下降的趨勢,相對差異較大,從1996年的19.8%,下降至2008年的2.38%,下降了17.4個百分點,平均貢獻率僅為5.06%;而城鎮(zhèn)居民消費對經濟增長的貢獻率在波動中呈上升的趨勢,從1996年的2.5%,上升到2008年的20.77%,平均貢獻率為20%。圖6顯示:農村居民消費對經濟拉動的平均水平(0.64個百分點),不僅遠遠低于城鎮(zhèn)居民消費對經濟增長拉動的平均水平(2.62個百分點),也低于政府消費對經濟增長的拉動水平。

五、消費需求和經濟增長的灰關聯(lián)分析

灰色關聯(lián)分析(GRA)是建立在灰色系統(tǒng)理論基礎上的一種分析方法,對于小樣本,該方法要優(yōu)于經典的數(shù)學分析方法。其目的是尋求系統(tǒng)中各要素的主要關系,并確定要素間的相互影響程度和對系統(tǒng)行為的貢獻程度。

本文選取河北省1995-2008年按當年價計算的國內生產總值作為參考序列,最終消費、政府消費、居民消費、農村居民消費和城鎮(zhèn)居民消費構成序列作為比較序列。用均值法對原始數(shù)據序列進行無量綱化處理即同一數(shù)列的所有數(shù)據均處以該數(shù)列的平均值,得到一個新的數(shù)列,這個新的數(shù)列就是各個時刻的數(shù)值相對于該數(shù)列平均值的倍數(shù)的數(shù)列;然后,根據參考序列和各個比較序列計算差序列,從差序列表得知最小差值Δ(min)=0.0011719,最大差值Δ(max)=0.820203;由灰色關聯(lián)系數(shù)的公式,令計算出各個因素在不同時期的灰色關聯(lián)系數(shù);最后,根據關聯(lián)度公式:,計算各個變量與國內生產總值的關聯(lián)度,分析結果顯示:

河北最終消費與經濟增長的關聯(lián)度很高為0.942,且各年的關聯(lián)系數(shù)大部分都在90%以上,而且變動幅度比較小,說明消費需求是經濟增長的動力,是河北經濟穩(wěn)定增長的重要基礎。

在最終消費構成中,居民消費與經濟增長的關聯(lián)度(0.846)比政府消費(0.801)稍大,但是二者相差不大,說明居民消費和政府消費都是促進經濟增長的主要因素。

居民消費構成中,城鎮(zhèn)居民消費與經濟增長的關聯(lián)度(0.761)遠遠高于農村居民消費(0.597),這也表明雖然在總人口中,農村居民所占比重遠遠高于城鎮(zhèn)居民,但城鎮(zhèn)居民消費對經濟增長的影響要大于農村居民消費。分階段來看,居民消費的關聯(lián)度從九五時期的0.692一直上升到十一五時期的0.787;城鎮(zhèn)居民消費與經濟增長的關聯(lián)度從0.752上升一直上升到0.862,說明居民消費尤其是城鎮(zhèn)居民消費對經濟增長的作用有上升的趨勢。

六、結論

上述定量分析方法得出了相同的結論:說明消費需求是河北經濟穩(wěn)定增長的重要基礎。1995-2008年間河北經濟增長主要是由最終消費和資本形成拉動,而投資對經濟增長的拉動作用高于消費;在最終消費構成中,政府消費和居民消費尤其是城鎮(zhèn)居民消費快速增長是促進河北經濟增長的主要因素;農村居民消費增速慢與地區(qū)生產總值的增速,導致農村居民消費率下降,是河北消費率下降的主要原因。

當人均GNP超過1000美元之后,經濟增長動力開始出現(xiàn)轉折性變化,消費率開始步入上升階段,投資率則逐步降低(劉成林,2007)。從河北的現(xiàn)實情況來看,投資率仍維持在較高水平。理論分析表明,投資對經濟增長的貢獻以消費為基礎。因為投資需求具有“名為當期需求,實為下期供給”的雙重性。在社會在生產過程中,投資需求只不過是中間需求,只有消費需求才是最終需求,消費需求規(guī)模的擴大和消費結構的升級才是經濟增長的根本動力。從短期來看,投資需求的擴張雖能一時拉動經濟的增長,但從中長期來看,投資本身不可能成為經濟增長的持久動力,如果投資結構不能適應消費需求結構的變化,投資的增長超過了消費需求的增長,這種投資形成的供給實際上是無效供給,會加劇下一階段的供給過剩和需求不足。只有建立在消費基礎上投資,通過消費與投資的良性循環(huán)和持續(xù)增長的態(tài)勢來共同拉動經濟增長,才能有效的擴大內需,使整個經濟運行進入良性循環(huán)軌道。因此,要加快河北經濟的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展,更大地釋放消費需求對經濟增長的拉動作用,首先要找出制約居民消費尤其是農村居民消費的影響因素,逐一加以解決,為經濟增長掃除障礙。

參考文獻:

[1]劉成林:消費需求變動與河北經濟增長的動力結構[J].河北學刊,2007(1)

第9篇：居民消費結構論文范文

論文摘要：隨著2008年北京奧運會的日益臨近，體育及其相關的議題正在成為人們的焦點，研究我國體育消費水平現(xiàn)狀和200$奧運后體育消費水平的發(fā)展趨勢時促進我國體育人口的增加、體育消費水平的提高和體育產業(yè)的迅速發(fā)展有重要的理論價值。 

隨著我國國民經濟的發(fā)展體育消費今年逐步增長尤其在2008奧運會后，我國體育必將緊隨世界體育潮流，向“個性化.平民化.娛樂化.消費化、財富化“方向大步前進。體育消費水平是體育消費中的重要組成部分是衡量體育消費的一個核心的概念，了解體育消費必須分析體育消費水平。 

    一、體育消費的概念、類型 

    體育消費是指人們在體育活動方面的個人消費支出。它不僅是指人們買票去觀看體育比賽或體育表演更主要的是指人們?yōu)榱松硇慕】怠⑻找鼻椴?獲得美的享受積極、健康地歡度閑暇時間，豐富生活內容和提高生活質量促進德智體全面發(fā)展而從事的各種各樣與體育有關的個人消費行為。體育消費根據體育消費者通過支付貨幣而獲得的體育消費品的不同功能，可分為三類:觀賞型體育消費，實物型體育消費和參與型體育消費。 

    二、體育消費水平的概念及當前我國體育消費水平的現(xiàn)狀分析 

    1.體育消費水平的概念及衡量指標 

    體育消費水平是指一定時期內按人口平均實際消費的各種體育物質產品和服務產品的數(shù)量。它可以說明某一時期內個人及家庭體育消費需求的滿足程度。衡量體育消費水平的指標主要包括三個方面:(1)是體育消費總額。既包括個人體育消費和社會公共體育消費，也包括體育物質產品消費和體育服務產品消費。(2)是參與體育消費的總人口數(shù)。包括已就業(yè)的人口總數(shù)和非就業(yè)人口總數(shù)在內的全體公民。(3)是體育消費結構。它是指各種體育消費品在體育總消費中的比例和相互關系。它可以從不同角度反映居民體育消費被滿足的程度。 

    2.依據三個指標分析我國體育消費水平的現(xiàn)狀 

    一般來說，居民消費性支出總量越大，體育消費的可能性就越大。據統(tǒng)計，從1994年一2008年，中國體育消費平均每年增長20%。國家計委宏觀經濟研究院產業(yè)所的馬曉河研究員經過測算認為，1998年全國體育消費總額為1400億元，其中城市居民消費1040億元。同時他還認為，實際數(shù)字還可能遠遠高于1400億元因為這個數(shù)字還沒有包括體育用品的消費額。盡管如此我國當前的體育消費總量還相當?shù)停挥畜w育消費大國—美國的2%左右，差距還十分明顯。 

    所謂體育人口是指一周參加三次體育活動每次半個小時活動的強度為中等強度的人群。通過抽樣調查2000年我國經常參加體育鍛煉的人口比例為34%而國外一些發(fā)達國家的體育人口比例一般能達到50% -60%更多的還能達到70%由于受經濟發(fā)展水平限制，我國的體育人口與這些發(fā)達國家相比還存在差距，尤其是占我國人口大部分比例的農村地區(qū)體育人口的比例更是低。

 體育消費結構構也并沒有得到顯著改善，體育實物消費占整個家庭體育消費金額的81.12%體育勞務消費僅占18.18%。在各種家庭體育消費中，消費均值最大的是購買運動服裝鞋襪家庭平均花費2041.37元:排在第二位.第三位的分別是購買體育器材和去場館參加健身娛樂人們觀看體育比賽門票的消費最少，花費僅171.85元。這說明我國的體育消費還處于實用性階段，人們對自身體育鍛煉花費較大而對體育欣賞等較高層次的消費投入很少。 

    三、我國后奧運時代體育消費水平的發(fā)展和變化趨勢 

    承辦奧運會的過程是一個不斷提高國民體育意識.引導大眾體育消費的過程。承辦奧運會將使體育在相當長的一段時間內成為社會關注的焦點和熱點因此體育消費在后奧運時代必將在全社會形成熱點，體育消費總額和體育消費人口數(shù)量一定會呈現(xiàn)出加快增長的態(tài)勢。 

    體育鍛煉不花錢的傳統(tǒng)觀念將被改變:余暇時間的延長人們將有更多的鍛煉機會營養(yǎng)水平日益提高，鍛煉目的、內容將有所變化，以減肥、健美、保健為直接目的的鍛煉者將大大增加人們文化程度提高，科學鍛煉和娛樂的要求更為迫切;人口年齡結構的變化鍛煉要求迫切的中老年人將大大增加現(xiàn)代人格素質和人才綜合素質的要求更多的人將通過體育手段來實現(xiàn)。 

    而隨著社會經濟的不斷發(fā)展人們生活水平的提高，體育產業(yè)在后奧運時代加速發(fā)展人們將需要大量豐富多彩的體育消費品，以滿足自己不同層次、不同類型的體育生活需要。人們不再滿足于一般的簡單的體育活動和自發(fā)的、盲目的體育鍛煉，而要求體育服裝.體育器材、體育場地能滿足各種人的需要。特別是體育輔導.體育咨詢和體育鍛煉方法，要能根據不同地區(qū)、不同年齡、不同性別以及不同愛好，給予科學的組織、培訓和指導。涉及大眾體育心理、體育測量、醫(yī)療與康復的科研體系和科研水平將逐步完善和提高。這就必然要擴大人們的體育消費領域，使某些體育消費品商品化。與此同時，某些自給性體育消費品由于內容單調已不能更好地滿足人們更高層次的需要因此其消費比例必然會進一步縮小逐漸為商品性體育消費所代替。