居民消費水平論文精選(九篇)

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第1篇：居民消費水平論文范文

論文關(guān)鍵詞：SPSS，應(yīng)用軟件因子分析方法，聚類分析方法居民消費水平，地區(qū)消費結(jié)構(gòu)

 

隨著我國經(jīng)濟的快速發(fā)展，城鎮(zhèn)居民的收入不斷增加，我國各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費支出強勁增長，消費結(jié)構(gòu)發(fā)生了巨大的變化。但是，由于各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展不平衡及原有經(jīng)濟基礎(chǔ)的差異，各地區(qū)的消費結(jié)構(gòu)仍存在著明顯差別。為了進一步改善消費結(jié)構(gòu)，正確引導消費，提高我國城市居民的消費水平和生活質(zhì)量，有必要對各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費結(jié)構(gòu)之間的異同進行考察與比較，以期發(fā)現(xiàn)特點和規(guī)律，從宏觀上把握各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費現(xiàn)狀和不同地區(qū)消費水平的差異，為提高我國各地區(qū)消費水平提供決策依據(jù)。

一、對地區(qū)消費水平的差異的分析方法

1 因子分析模型的建立

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

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

，

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

2 實證分析

居民消費水平是指居民在物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的消費過程中，對滿足人們生存、發(fā)展和享受需要方面所達到的程度。它主要通過消費的物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量來反映。

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

2.1 因子分析

2. 1.1 數(shù)據(jù)來源

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

2.1.2因子分析的過程

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

表1：樣本相關(guān)系數(shù)陣

由上述矩陣發(fā)現(xiàn)8個消費要素間的相關(guān)系數(shù)大部分均大于0.3，適合做因子分析。

再進行KMO統(tǒng)計檢驗，作為比較變量間簡單相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)的指標，數(shù)學定義為，其中是變量與其他變量的簡單相關(guān)系數(shù)，是變量與變量在控制了剩余變量下的偏相關(guān)系數(shù)。

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

計算結(jié)果如下：

表2

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

利用SPSS計算后得到主成分的碎石圖，分析發(fā)現(xiàn)提取2個主因子比較合適。

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

表3

由表1 載荷矩陣可得出以下結(jié)論：

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

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

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

表4

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

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

綜合評價排名V=0.704 * F1+0.144 * F2

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

表5：全國各省市居民消費因子得分及排名表

 

地區(qū)

F得分

F1排名

F2得分

F2排名

綜合得分

綜合排名

上海

3.34231

1

0.44751

7

2.42

1

 

廣東

2.23941

2

-0.75061

9

1.47

2

 

北京

1.32859

4

2.06475

1

1.23

3

 

浙江

1.35439

3

0.58846

6

1.04

4

 

福建

1.13345

5

-0.98121

10

0.66

5

 

天津

0.69190

6

1.05934

2

0.64

6

 

江蘇

0.59168

7

-0.05948

8

0.41

7

 

遼寧

-0.02806

8

0.61654

5

0.07

8

 

山東

-0.17779

9

0.84007

4

0.00

9

 

重慶

-0.19444

10

0.88520

3

-0.01

第2篇：居民消費水平論文范文

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

2我國居民消費結(jié)構(gòu)的縱向分析

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

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

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

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

4我國大部分地區(qū)居民消費水平偏低的原因及解決方法與策略

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

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

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

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

論文關(guān)鍵詞:消費結(jié)構(gòu);消費趨勢;因子分析;聚類分析

論文摘要:近年來,我國宏觀經(jīng)濟形勢發(fā)生了重大變化,經(jīng)濟發(fā)展速度加快,居民收入穩(wěn)定增加,在國家連續(xù)出臺住房、教育、醫(yī)療等各項改革措施和實施“刺激消費、擴大內(nèi)需、拉動經(jīng)濟增長”經(jīng)濟政策的影響下,全國居民的消費支出也強勁增長,消費結(jié)構(gòu)發(fā)生了顯著變化,消費結(jié)構(gòu)不合理現(xiàn)象得到了一定程度的改善。為了進一步改善我國居民的消費結(jié)構(gòu),正確引導消費,提高我國居民的消費水平和生活質(zhì)量,有必要對我國各省市居民的消費結(jié)構(gòu)進行考察和研究,以期發(fā)現(xiàn)特點和規(guī)律。采用“雙對數(shù)模型”對我國居民的消費結(jié)構(gòu)進行了趨勢分析,通過“聚類分析”對我國各地區(qū)居民消費結(jié)構(gòu)之間的異同進行考察并作比較研究,總結(jié)出了我國居民消費呈現(xiàn)富裕型、娛樂教育文化服務(wù)類消費攀升的趨勢特點。

第3篇：居民消費水平論文范文

論文關(guān)鍵詞：居民消費，財政支農(nóng)支出，VAR模型，脈沖響應(yīng)函數(shù)，方差分解

 

一、引言

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

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

二、文獻綜述

（一）外文文獻綜述

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

在研究財政支出對消費的影響方面，F(xiàn)atas和Mihov、Blanchard&Peroti采用結(jié)構(gòu)向量自回歸方法對政府財政支出與居民消費關(guān)系做了考察，結(jié)果表明財政擴張會導致產(chǎn)出和居民消費的顯著增加。

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

（二）中文文獻綜述

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

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

三是財政支農(nóng)對居民消費影響的研究綜述

國內(nèi)學術(shù)界對財政支出對農(nóng)村居民消費的影響也進行了一些研究。許允彬、趙衛(wèi)亞（2007）使用半?yún)?shù)模型考察了農(nóng)村產(chǎn)出對農(nóng)村居民消費的影響。財政農(nóng)業(yè)支出、農(nóng)村產(chǎn)出與農(nóng)村居民消費等農(nóng)村經(jīng)濟變量之間是密切相關(guān)、相互影響的，財政農(nóng)業(yè)支出的政策效應(yīng)也會隨時間動態(tài)地變化。張陽、楊宏嶄（2010）利用協(xié)整和誤差修正模型對山東省財政支農(nóng)支和農(nóng)村消費之間的關(guān)系進行實證研究，發(fā)現(xiàn)山東省的財政支農(nóng)支出與農(nóng)村消費之間存在Granger因果關(guān)系、長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系、同向變動關(guān)系和相互促進作用。

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

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

三、山東農(nóng)村居民人均消費情況分析

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

圖1 1978-2008年山東農(nóng)民人均消費線條圖

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

三、數(shù)據(jù)與模型設(shè)定

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

其中，財政用于農(nóng)業(yè)的支出主要包括：支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項費用、農(nóng)村救濟費、新型農(nóng)村合作醫(yī)療等等。農(nóng)村消費價格指數(shù)采用的是以1977年為基期，1977年的農(nóng)村消費價格指數(shù)為100。

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

四、多線段回歸模型

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

建立模型：

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

運用Eviews 6.0對上述模型進行回歸分析，得到以下回歸方程：

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

t=(-1.332) （9.041） (6.322) (4.703)

=0.977 F=381.556DW=1.490

從回歸結(jié)果可以得出如下分析：t檢驗值(除常數(shù)項外)、F檢驗值、呈現(xiàn)出高度的顯著性，并且不存在明顯的自相關(guān)問題?？梢姡梢詮?995年、2006年進行分段。

按1995、2006年進行分段，可得到以下分段回歸線性函數(shù)：

五、實證回歸分析

（一）ADF檢驗

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

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

ADF檢驗結(jié)果見表1

表1 ADF檢驗值表（lnct、lnyt、lngt、lnpt）

 

變量

檢驗類型

ADF檢驗值

5%臨界值

結(jié)論

lnct

(C,T,2)

-3.013053

-3.574244

非平穩(wěn)

Dlnct

(C,0,2)

-3.776756

-2.971853

平穩(wěn)

lnyt

(C,T,2)

-2.881591

-3.574244

非平穩(wěn)

Dlnyt

(C,0,2)

-3.519626

-2.971853

平穩(wěn)

lngt

(C,T,2)

-2.089553

-3.568379

非平穩(wěn)

Dlngt

(C,0,2)

-3.481609

-2.967767

平穩(wěn)

lnpt

(C,T,2)

-2.586008

-3.568379

非平穩(wěn)

Dlnpt

(C,0,2)

-4.834808

第4篇：居民消費水平論文范文

【摘要】擴大國內(nèi)需求是我國應(yīng)對經(jīng)濟危機必然選擇,擴大以人為本的消費需求是科學發(fā)展觀的內(nèi)在要求,培育以人為本的消費需求是實現(xiàn)國民經(jīng)濟又好又快的重要舉措。

【關(guān)鍵詞】消費;以人為本;培育

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

1背景:外需萎縮不得不擴大內(nèi)需

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

2目標:滿足以人為本的消費需求

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

消費是人類生產(chǎn)的目的。在社會再生產(chǎn)中,生產(chǎn)必須圍繞消費需求來進行,消費對生產(chǎn)起引導作用。生產(chǎn)與消費相互依存、相互制約、相輔相成。生產(chǎn)決定消費,消費也反作用于生產(chǎn);生產(chǎn)只是手段,消費才是目的。消費的數(shù)量、規(guī)模、檔次、速度,決定生產(chǎn)的數(shù)量、規(guī)模、檔次、速度;消費能否順暢實現(xiàn),決定生產(chǎn)的循環(huán)能否順利完成。可以說,產(chǎn)品能否被消費者接受、接受數(shù)量大小,決定著生產(chǎn)者的興衰。所以說,宏觀調(diào)控者政府、生產(chǎn)投資者企業(yè)、生活消費者居民三者在擴大國內(nèi)消費需求上,目的要協(xié)調(diào)一致,要以擴大以人為本的消費需求為中心目標,才能獲得三贏的效果。

3舉措:培育以人為本的消費需求

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

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

3.2從供給方面培育:優(yōu)化城鄉(xiāng)居民消費支出的內(nèi)部結(jié)構(gòu)、大力提升服務(wù)性消費水平是實現(xiàn)消費可持續(xù)增長的必然要求。生產(chǎn)企業(yè)既要適應(yīng)消費需求的變化,積極調(diào)整供給結(jié)構(gòu),提高供給能力,以適銷對路的產(chǎn)品和服務(wù)滿足城鄉(xiāng)居民多層次、多方面的需求;又要合理引導消費結(jié)構(gòu)的升級,積極拓展和培育消費熱點,把潛在的消費需求變?yōu)楝F(xiàn)實的消費能力,不斷增強其對經(jīng)濟增長的拉動作用,不斷提高居民物質(zhì)生活和文化生活質(zhì)量。

第5篇：居民消費水平論文范文

 

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

 

1 研究對象與方法

 

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

 

2 調(diào)查結(jié)果與分析

 

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

 

2．1陜西省城市居民體育消費水平總體分析

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

 

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

 

2．2制約陜西省城市居民體育消費水平的發(fā)展因素分析

筆者主要從社會文化、經(jīng)濟環(huán)境、生活結(jié)構(gòu)、消費者個體等方面進行分析：

 

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

 

2．2．2不發(fā)達的經(jīng)濟條件制約體育消費水平的提高

 

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

但是，經(jīng)濟總增長水平快速穩(wěn)定，增幅高于全國平均水平。

2．2．2．2陜西省內(nèi)不同區(qū)域經(jīng)濟比較分析(見表3)

陜西省地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展水平差異明顯?！笆濉逼陂g，全省十市一區(qū)經(jīng)濟發(fā)展都實現(xiàn)不同程度的快速增長，但增速在陜北、關(guān)中、陜南地區(qū)間差異明顯。

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

圖1陜西省不同區(qū)域城市居民年人均體育消費水平統(tǒng)計

2．2．3居民生活消費結(jié)構(gòu)對體育消費水平的影響(見表4

表4 2004年陜西省城市居民生活消費結(jié)構(gòu)統(tǒng)計

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

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

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

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

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

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

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

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

2．3體育消費的研究對陜西省體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的啟示

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

3 結(jié)論

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

第6篇：居民消費水平論文范文

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

2擴大居民消費需求的可行性分析

2、1消費對經(jīng)濟的拉動存在進一步提升的空間

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

2、2居民財富的不斷增加為擴大消費需求提供了先決條件

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

2、3農(nóng)場消費市場的巨大潛力

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

3擴大消費需求的稅收對策建議

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

3、1增加農(nóng)民收入，加大開拓農(nóng)村市場的力度

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

3、2改革個人所得稅，縮小收入分配差距

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

3、3運用稅收政策扶持企業(yè)開發(fā)新產(chǎn)品。提高居民消費意愿

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

3、4完善社會保障制度，轉(zhuǎn)變居民消費觀念

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

參考文獻

[1]胡怡建，朱為群，稅收學[M]，上海。三聯(lián)書店出版社，2002

[2]許生，擴大內(nèi)需的財稅政策研究[J]，稅務(wù)研究，2009，(1)

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

第7篇：居民消費水平論文范文

關(guān)鍵詞：旅游；景氣指數(shù)；合成指數(shù)

一、景氣指數(shù)測算方法

景氣指數(shù)又稱景氣度，是一種對定性指標通過定量方法加工匯總，綜合反映某一特定調(diào)查群體或某一社會經(jīng)濟現(xiàn)象所處的狀態(tài)或發(fā)展趨勢的一種指標。

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

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

（一）單指標的對稱變化率和標準化。對稱變化率的計算公式為：

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

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

（三）用表示第i個指標t期對稱變化率的標準化數(shù)值，則有：

（四）多指標對稱變化率標準化后的加權(quán)平均數(shù)。

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

（五）平均變化率以同步指數(shù)標準化。

標準化因子F的計算公式是：

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

（六）計算合成指數(shù)。

首先計算原始指數(shù)的時間序列即環(huán)比原始指數(shù)，令=100，則計算公式為：

It=It-1*（200+rt）/（200-rt）， t=2，3，…，m

用0表示所選基準年份的平均值，本文中0 ==100，由此得到合成指數(shù)為：

二、指標選取和數(shù)據(jù)處理方法

（一）指標選取

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

（二）數(shù)據(jù)處理

為消除價格因素影響，本文采用可比價進行計算，具體處理方法如下：

城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款、居民消費支出、居民消費水平用居民消費價格指數(shù)進行調(diào)整， GDP用GDP平減指數(shù)調(diào)整。

外商直接投資實際利用額、固定資本形成總額用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行調(diào)整。

旅游總收入為國際旅游外匯收入與國內(nèi)旅游收入之和，國際旅游收入按匯率折合成人民幣計價。旅游總收入用GDP平減指數(shù)調(diào)整。

三、安徽省旅游景氣指數(shù)分析

（一）計算結(jié)果

根據(jù)上述計算方法，以1997年為基準年算的安徽省旅游景氣指數(shù)，具體見表1。

（二）旅游景氣指數(shù)結(jié)果分析

安徽旅游景氣指數(shù)與安徽旅游發(fā)展形勢基本吻合，總體呈現(xiàn)出穩(wěn)步上升態(tài)勢，但自2012年開始增長幅度逐步放緩。

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

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

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

四、結(jié)論

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

參考文獻：

[1] 楊健. 河南省旅行社產(chǎn)業(yè)景氣指數(shù)研究.管理工程師.2011（03）.

[2] 閻霞.中國飯店產(chǎn)業(yè)景氣研究.北京北京第二國語學院碩士學位論文.2008.

第8篇：居民消費水平論文范文

論文關(guān)鍵詞：消費結(jié)構(gòu)，影響因素，實證分析

1前言

1.1研究背景

消費是社會經(jīng)濟活動的重要環(huán)節(jié)，但是近來，外部需求下降，過去對經(jīng)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(jīng)濟運行規(guī)模出現(xiàn)萎縮。從數(shù)據(jù)來看，中國已隨全球經(jīng)濟進入下行周期，經(jīng)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(chǎn)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(jīng)濟增長的影響以及增強中國經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)在動力，宏觀政策將著力于擴大內(nèi)需，而在擴大國內(nèi)需求的構(gòu)成中，擴大消費尤其重要。若想增加消費，保持國民經(jīng)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(jié)構(gòu)的特征、演變規(guī)律和發(fā)展趨勢進行研究。

1.2消費結(jié)構(gòu)概念的界定

本文中的消費結(jié)構(gòu)是指以貨幣表示的食品、衣著、居住、家庭設(shè)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(guān)系。

2消費結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)的升級，致使消費結(jié)構(gòu)中應(yīng)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(yīng)不同層次人群的消費需求，推動消費結(jié)構(gòu)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(jù)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(jié)構(gòu)與其消費觀念和消費習慣密切相關(guān)。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(jié)構(gòu)的層次越高。本文用受過普通高等教育的人數(shù)占總?cè)藬?shù)的比重作來衡量中國居民的受教育水平。數(shù)據(jù)來源：歷年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》計算整理得來。

2.3技術(shù)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(shù)進步的投入力度，作為影響消費結(jié)構(gòu)的一個因素。數(shù)據(jù)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(gòu)一年期定期存款利率作為影響消費結(jié)構(gòu)的因素。數(shù)據(jù)來源：《中國金融年鑒》。

2.5人口結(jié)構(gòu)——撫養(yǎng)比率（DependencyRatio，DR）

一般來說，通過人口結(jié)構(gòu)可以反映出一個國家的大體的社會和經(jīng)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(jié)構(gòu)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?cè)丝谥兴急戎兀梢员砻魅丝诎l(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(jié)構(gòu)的動態(tài)變化，將對消費結(jié)構(gòu)的變化產(chǎn)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?cè)丝跀?shù)的比重作為重要的指標選入模型。數(shù)據(jù)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?cè)丝诘谋戎?。一般而言，城市率越高伴隨的消費結(jié)構(gòu)層次越高，本文將城市率作為衡量消費結(jié)構(gòu)的一個重要因素。數(shù)據(jù)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(jié)構(gòu)的變動分析

表1中國居民人均全年消費性支出構(gòu)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(shè)備用品及服務(wù)

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(wù)

10.31

10.50

11.07

11.61

10.94

11.40

8.11

9.03

雜項商品與服務(wù)

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(gòu)成I圖3中國居民人均全年消費性支出構(gòu)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(diào)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(jié)構(gòu)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(jù)聯(lián)合國糧農(nóng)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?？梢姡袊用窨傮w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(nèi)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(zhuǎn)變的孕育階段。

衣著消費支出由2000年的720.95元上升到2007年的2972.35，其消費比重由2000年8.94%下降到2007年的7.65。可以預測，在未來的幾年內(nèi)，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(zhì)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(jié)構(gòu)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(jīng)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(shù)的發(fā)展，高科技耐用家電產(chǎn)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(jié)構(gòu)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(nóng)村義務(wù)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(guān)。

4中國居民消費結(jié)構(gòu)影響因素的實證分析

本章節(jié)首先對影響消費結(jié)構(gòu)的變量，包括社會保障水平、受教育水平、技術(shù)進步、利率、人口結(jié)構(gòu)、城市化水平，進行單位根檢驗；接著把這些變量與消費結(jié)構(gòu)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(guān)系數(shù)分析。

4.1單位根檢驗

表2消費結(jié)構(gòu)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?cè)丝跀?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(gòu)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?cè)丝跀?shù)的比重；UR是市鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎亍?/p>

利用EViews3.1對上述6個變量進行單位根(ADF)檢驗，檢驗結(jié)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(jié)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(guān)系數(shù)來進行實證分析。

4.2因果檢驗與相關(guān)系數(shù)分析

選擇食品、衣著、居住、家庭設(shè)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(jié)構(gòu)的結(jié)構(gòu)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(jié)果見表7。

表4:結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)變量本身是不平穩(wěn)的。

4.2.1食品結(jié)構(gòu)變量影響因素

表5:食品結(jié)構(gòu)變量影響因素Granger因果檢驗

變量

零假設(shè)

滯后期

F

P

結(jié)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(jié)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(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；金融機構(gòu)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(gòu)一年期定期存款利率是食品消費結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，應(yīng)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(guān)系數(shù)如下所示:

表6:食品結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

GHEP

R

Y1

-0.4118

0.2729

從上面的因果檢驗和相關(guān)系數(shù)的計算，結(jié)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(zhì)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(nóng)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(jié)構(gòu)與教育水平等變量的相關(guān)性還不是很顯著。

4.2.2衣著結(jié)構(gòu)變量影響因素

因果檢驗結(jié)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(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，選擇DR來進行實證分析。Y2與其的相關(guān)系數(shù)如下所示:

表7:衣著結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

DR

Y2

-0.7059

從上面的因果檢驗和相關(guān)系數(shù)的計算，結(jié)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(jié)構(gòu)變量影響因素

因果檢驗結(jié)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(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；技術(shù)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(shù)進步率是居住消費結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，應(yīng)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(guān)系數(shù)如下所示:

表8:居住結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

GHEP

RD

UR

Y3

0.6533

0.7244

0.6907

從上面的因果檢驗和相關(guān)系數(shù)的計算，結(jié)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(shù)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(shù)進步率越高，人們的生產(chǎn)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(nóng)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(shè)備與用品結(jié)構(gòu)變量影響因素

因果檢驗結(jié)果表明:社會保障支出總額占GDP的比重是家庭設(shè)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(shè)備與用品結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；研究與開發(fā)投入占GDP的比重是家庭設(shè)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(shù)進步率是家庭設(shè)備與用品結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，應(yīng)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(guān)系數(shù)如下所示:

表9:家庭設(shè)備與用品結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

SS

RD

Y4

-0.6462

-0.5628

從上面的因果檢驗和相關(guān)系數(shù)的計算，結(jié)果表明對Y4(總消費中家庭設(shè)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(shù)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(guān)補助越多，像家電下鄉(xiāng)政策的實施，農(nóng)村居民購買家庭設(shè)備與用品可以減免13%的費用，由當?shù)卣块T給予補償?shù)?。另外，技術(shù)越進步，家庭設(shè)備與用品越先進，其耐用性越高，當人們已經(jīng)購買了所需家庭設(shè)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(guān)性不是十分顯著。

4.2.5醫(yī)療保健結(jié)構(gòu)變量影響因素

因果檢驗結(jié)果表明:受到普通高等教育的人口數(shù)占總?cè)丝跀?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(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，應(yīng)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(guān)系數(shù)如下所示:

表10:醫(yī)療保健結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

GHEP

UR

Y5

0.6515

0.6639

從上面的因果檢驗和相關(guān)系數(shù)的計算，結(jié)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(jié)構(gòu)變量影響因素

因果檢驗結(jié)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(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；金融機構(gòu)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(gòu)一年期定期存款利率是交通與通訊消費結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，應(yīng)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(guān)系數(shù)如下所示:

表11:交通與通訊結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

GHEP

R

Y6

0.5841

-0.5022

從上面的因果檢驗和相關(guān)系數(shù)的計算，結(jié)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(gòu)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(gòu)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(shè)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(shè)備的使用期較長，已經(jīng)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(chǎn)品，因此受各因素的影響有限，相關(guān)性不是十分顯著。

4.2.7文教娛樂結(jié)構(gòu)變量影響因素

因果檢驗結(jié)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(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；技術(shù)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(shù)進步率是文教娛樂消費結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因；金融機構(gòu)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(gòu)一年期定期存款利率是文教娛樂消費結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。因此，應(yīng)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(guān)系數(shù)如下所示:

表12:文教娛樂結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)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(guān)系數(shù)的計算，結(jié)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(shù)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(guān)，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(shù)進步率對文教娛樂結(jié)構(gòu)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(zhì)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(guān)性并不十分顯著。

4.2.8雜項開支結(jié)構(gòu)變量影響因素

因果檢驗結(jié)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(jié)構(gòu)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(guān)系數(shù)如下所示:

表13:雜項開支結(jié)構(gòu)變量影響因素的相關(guān)系數(shù)

相關(guān)系數(shù)

DR

Y8

-0.9049

從上面的因果檢驗和相關(guān)系數(shù)的計算，結(jié)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(jié)構(gòu)中的比重自然越小。

4.3小結(jié)

社會保障指數(shù)、普通高等教育人口指數(shù)、技術(shù)進步率、金融機構(gòu)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(jié)構(gòu)變量的因果檢驗及相關(guān)系數(shù)的分析，結(jié)果顯示(下面“+”表示影響因素對結(jié)構(gòu)變量正的影響，“-”表示影響因素對結(jié)構(gòu)變量負的影響)：

（1）影響食品消費結(jié)構(gòu)因素主要是普通高等教育人口指數(shù)(-)；

（2）影響衣著消費結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)因素主要是普通高等教育人口指數(shù)(+)、技術(shù)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(shè)備與用品消費結(jié)構(gòu)因素主要是社會保障水平指數(shù)(-)、技術(shù)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(jié)構(gòu)因素主要是普通高等教育人口指數(shù)(+)、城市化率(+)、金融機構(gòu)一年期定期存款利率(-)；

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

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

（8）影響雜項開支消費結(jié)構(gòu)因素主要是少年兒童與老年人口的撫養(yǎng)比(-)；

5結(jié)論及政策建議

本文通過對消費結(jié)構(gòu)變量及影響因素變量的平穩(wěn)性檢驗、因果關(guān)系及相關(guān)系數(shù)的檢驗分析，得出影響中國居民消費結(jié)構(gòu)各自的主要因素，針對上面分析的結(jié)果，給出以下建議：

1、對消費結(jié)構(gòu)的調(diào)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(zhì)

5、降低利率，促進消費結(jié)構(gòu)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

參考文獻1 王芳.城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)影響因素的典型相關(guān)分析.經(jīng)濟縱橫，2007(2):106-107

2 張黎鷗.我國城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)的因素分析及預測研究.現(xiàn)代商業(yè)，2007(24):230-231

3 晏民春，楊桂元.近十年我國城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)研究.統(tǒng)計與信息論壇，2004(3):72-76

4 易月輝，孫鳳.地區(qū)差異對城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)的影響分析.預測，2000(1):66-70

第9篇：居民消費水平論文范文

【關(guān)鍵詞】 消費潛力；消費需求；消費能力；卷煙消費市場

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

一、對消費潛力、需求及能力的基本理解

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

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

二、當前對消費潛力進行研究的主要范疇

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

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

三、當前對卷煙消費市場潛力的研究現(xiàn)狀

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

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

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

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

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