導(dǎo)言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇居民消費水平論文，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內(nèi)容能為您提供靈感和參考。

篇1

體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展綱要（1995年～2010年）中指出我國體育產(chǎn)業(yè)包括三大類別。第一為體育主體產(chǎn)業(yè)類，指發(fā)揮體育自身的經(jīng)濟功能和價值的體育經(jīng)營活動內(nèi)容，如對體育競賽表演、訓(xùn)練、健身、娛樂、咨詢、培訓(xùn)等方面的經(jīng)營；第二指為體育活動提供服務(wù)的體育相關(guān)產(chǎn)業(yè)類，如體育器械及體育用品的生產(chǎn)經(jīng)營等；第三類指體育部門開展的旨在補助體育事業(yè)發(fā)展的其他各類產(chǎn)業(yè)活動。根據(jù)以上可以得知體育消費是指人們參與體育活動與觀賞運動競賽而對消費資料的使用與消耗。從狹義上講即是直接的體育消費是指參與體育活動與觀賞運動競賽過程中對體育服務(wù)產(chǎn)品及與體育消費直接有關(guān)的實物產(chǎn)品、精神產(chǎn)品的消費。廣義的體育消費指一切與體育活動有關(guān)系（聯(lián)系）的個人消費行為。比如在觀看體育比賽過程中購買飲料，去外地觀看體育比賽的交通費、食宿費等等。歸納為兩點就是實物消費和精神消費兩大類。

1.實物消費

我國居民的體育消費中主要以實物消費為主，主要有運動服裝鞋帽、健身器材設(shè)備、體育書刊雜志、食品飲料等。經(jīng)調(diào)查表明以運動服裝鞋帽等體育實物消費資料的比重占體育消費支出的81.5％，而用于觀看比賽，參加娛樂活動的勞務(wù)性消費比重僅占體育消費支出的10％左右，體育書刊磁帶占7.1％；其他消費品占2.4％。運動服裝鞋帽等體育實物消費占到這么大的比重主要還是人們的消費心理沒有改變，因為大部分人的經(jīng)濟水平?jīng)Q定了他們的消費結(jié)構(gòu)還沒有脫離傳統(tǒng)，運動服裝鞋帽兼具運動和日常穿著，是生活中的必需品。人們在進(jìn)行體育消費的同時首先想到的就是對生活的改變，所以這種比例分成也就正好表明了現(xiàn)在我國居民體育消費的結(jié)構(gòu)層次。停留在外表上的消費，因為去買這種運動服裝鞋帽的人民未必會投入到真正的體育運動或鍛煉中，那后續(xù)的一些帶動消費就不存在。其次就是少數(shù)人購買小型的健身器材，為什么會選擇這些小型健身器材，是因為這些器材占用地方小，人們在家中就可以進(jìn)行鍛煉，達(dá)到健身的目的，而省去了一些去場館的費用。當(dāng)然后者會比前者在體育消費上面的力度大。但是這些都只是前段消費層次。

2.精神消費

體育消費中的精神消費支出主要是指：觀看體育比賽、表演、展覽，體育文化資訊等，2008年北京奧運會的勝利召開，足以體現(xiàn)人民觀賞體育賽事的熱情，因為以往我們對于體育運動盛會的認(rèn)識大部分人還是健身，為國爭光的一種理念，但是通過這次的召開，人們發(fā)現(xiàn)了體育運動中給人們帶來的不光是健身，為國爭光，還有一種協(xié)作、高興、放松的心情。這類消費相對實物消費而言層次較高，在物質(zhì)生活水平日益提高的情況下，人們會追求精神享受，這類消費的增長于是發(fā)展比較快，在廣州，人們用在觀看體育消費占整個體育消費支出的12.4%。隨著經(jīng)濟的發(fā)展，運動水平的提高，觀賞型消費支出會增大。

上述外還有相關(guān)的延伸消費如體育彩票和體育勞務(wù)消費，體育彩票就不用論述了，體育勞務(wù)消費是指人們用貨幣購買各種與體育活動有關(guān)的體育勞務(wù)或服裝的體育消費資料的消費，也稱參與型體育消費，如為參加各種各樣的體育活動、健身訓(xùn)練、體育健康醫(yī)療等所支付的各項費用，隨著我國工作制度的不斷改變，人們的閑暇時間相對增加，伴隨著生活節(jié)奏的加快，人們?yōu)榱俗非蟾训纳钯|(zhì)量，必將更加積極地投入到體育運動的實踐中來，這類體育消費也具有很大的市場潛力。

二、影響體育消費的因素分析

滿足體育消費的體育產(chǎn)品泛指能夠滿足人們參與、觀賞各種競技運動、健身運動需要的一切有形、無形的東西?；ㄥX觀看體育賽事,是一種興趣的追求、情緒的宣泄、心理需要的滿足。事精神層面的消費。如果一個消費者的這種心理與情感需要的滿足程度越高,那他不斷地產(chǎn)生這種特殊購買行為的可能性便越大。同樣,當(dāng)消費者花錢參與到體育鍛煉或者購買與體育相關(guān)的服裝及其器材時,他的這種購買行為讓他或她得到的是什么呢?得到的是情感上的愉悅及對身體健康的希望?？梢?體育產(chǎn)品的核心是它能滿足人們的某些需要。中國人口數(shù)量多,對體育產(chǎn)品具有消費欲望的潛在消費者在中國人口中占有相當(dāng)大的比重,因為獲得“健康”、“活力”是人類永恒的追求,觀賞競技體育實現(xiàn)心理與情感的滿足則日益成為當(dāng)代一部分人的生活方式。造成我國體育消費水平低下的原因是多方面的,歸納起來有:

1.收入水平直接影響著人們對體育消費的投入

根據(jù)恩格爾定律,一個家庭收入越少,其收入中用于購買食物的支出所占的比率越大。隨著民民收入的增加,在全部支出中用于食物支出所占的比重會下降,而用于文化娛樂(體育)消費方面的支出會逐漸上升。當(dāng)較低層的需要初步得到滿足以后，人們就會追求較高層次的需求，那么，體育需求是處于享受需求和發(fā)展需求階段，它是滿足人們精神文化生活和增進(jìn)健康、增強體質(zhì)的需求，所以，經(jīng)濟的發(fā)展和人們收入水平的提高對于擴大體育消費會起到積極的作用。2.體育場館開放程度及服務(wù)水平對體育消費的影響

我國體育場館和設(shè)施數(shù)量少，20世紀(jì)90年代初期，國家規(guī)定單位的體育場所要向社會開放，雖然這個規(guī)定給人們的健身提供了很多方便，但是，因為這些體育場所歸各單位管理，場館的管理維護(hù)、運轉(zhuǎn)等投入由各單位負(fù)擔(dān)，所以，為了場館能正常運營，場館的管理者就必須考慮到利益和效益，健身的價格又不能定得過高，會對人們的健身活動有影響，又不能解決場館的日常開銷問題，所以，有的場館出租場地經(jīng)營非健身項目以達(dá)到收支平衡，實際上用于健身的場地縮小了?，F(xiàn)在我國在場館建設(shè)和管理方面也加大了投入力度，在大的城市和地區(qū)設(shè)立比較大的健身中心和文體娛樂中心，從而彌補一些體育場館不足的問題。那么，隨著體育產(chǎn)業(yè)的不斷發(fā)展，以及經(jīng)營觀念和經(jīng)營模式的轉(zhuǎn)變，體育消費市場存在著的問題會逐漸得到改善。

3.傳統(tǒng)消費觀念的根本改變及對體育功能的重新認(rèn)識

長期以來，我國一直把體育當(dāng)做社會主義的一項福利事業(yè)來認(rèn)識，體育與文化、教育、衛(wèi)生等都屬于上層建筑的范疇，受國家經(jīng)濟發(fā)展水平所制約，體育的發(fā)展主要依靠國家財政撥款，而對于體育本身的經(jīng)濟功能，即：體育的產(chǎn)業(yè)性質(zhì)缺乏足夠的認(rèn)識。這種體制帶來但就是們對體育的認(rèn)識始終局限在鍛煉身體、培養(yǎng)意志、為國爭光的觀念中，而體育運動,以及賽事中的娛樂性沒有體現(xiàn)。隨著人們生活水平的提高，對精神生活追求的日益迫切，在體育消費過程所帶來的快樂、成功與協(xié)作的感受會對人們傳統(tǒng)的消費結(jié)構(gòu)造成一定的沖擊。體育消費結(jié)構(gòu)以實物消費資料為主逐漸轉(zhuǎn)向體育賽事及資訊等無形消費。

除了上述因素以外，影響我國居民體育消費的因素還有多方面的，其中有地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的不平衡、是否有閑暇時間等影響體育消費，因此，在人們生活水平達(dá)到一定程度時，進(jìn)行全民體育教育，加強全民健身意識是擴大體育消費的主要措施。隨著人們對健康和體育需求的提高，加上體育消費市場管理的不斷完善，體育消費市場必將擴大和發(fā)展起來。

三、總結(jié)

篇2

 

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(jìn)一步改善消費結(jié)構(gòu)，正確引導(dǎo)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(jìn)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(xué)模型來表示[[1]]：

其中：，，，…，為p個原有變量，是均值為0、標(biāo)準(zhǔn)差為1 的標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)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(dāng)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(dá)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(biāo)中，消費結(jié)構(gòu)指標(biāo)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(biāo)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(biāo)準(zhǔn)化，把原變量數(shù)列化為均值為0，方差為1的數(shù)列。標(biāo)準(zhǔn)化后全國31個省市作為樣本，將上述X1～X8八項支出指標(biāo)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(jìn)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(jìn)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(biāo)，數(shù)學(xué)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(biāo)準(zhǔn)： 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(jìn)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(biāo)，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(biāo)，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?？拷鼉蓚€因子的坐標(biāo)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(dá)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(jìn)行歸類進(jìn)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(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)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(xiàn)率作權(quán)重進(jìn)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(fù)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(fù)。

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

篇3

中圖分類號：F124.7；F127.9 文獻(xiàn)識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）006-000-01

引言

跟據(jù)國家統(tǒng)計局海南調(diào)查總隊抽樣調(diào)查的資料顯示，2013年海南農(nóng)村居民的人均純收入達(dá)到8343元，同比增加了935元，名義增長了12.6%，扣除價格因素的影響，實際增長了9.7%。近年來隨著農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展以及城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)，越來越多的農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工或從事非農(nóng)經(jīng)營，農(nóng)民非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入占總收入的比重不斷提高，而農(nóng)業(yè)收入占農(nóng)民總收入的比重不斷降低，農(nóng)民的收入結(jié)構(gòu)已向更穩(wěn)定的方向轉(zhuǎn)變。2013年海南農(nóng)村居民人均生活消費支出為5467元，同比增加了731元，名義增長了15.4%，扣除掉價格因素，實際增長了9.3%。從消費類別看，享受型、發(fā)展型等非食品類支出增長快于食品類支出，農(nóng)民生活質(zhì)量繼續(xù)改善。

雖然海南農(nóng)村居民收入有所提高，但是增長速度緩慢，農(nóng)村消費環(huán)境改善緩慢，農(nóng)村消費水平難有提高。我國農(nóng)村的消費市場具有很大的潛力，因此一個很重要的問題是如何去挖掘農(nóng)村的消費潛力。分析海南省農(nóng)村居民消費水平的主要影響因素，對于提高海南省農(nóng)村居民消費水平，促進(jìn)海南省經(jīng)濟的發(fā)展有重要意義。

一、建立模型

1.模型估計

分析1993-2013年海南省農(nóng)村居民收入、農(nóng)村家庭人均純收入、商品零售價格指數(shù)的時間序列數(shù)據(jù)。

由數(shù)據(jù)分析，建立模型：

Yt=β0+β1X1+β2X2+μt

β0為沒有任何因素影響下農(nóng)村居民的消費水平；β1為農(nóng)村居民家庭人均純收入對農(nóng)村居民消費水平的影響；β2為商品零售價格指數(shù)對農(nóng)村居民消費水平的影響；μt是隨機擾動項。

根據(jù)以上數(shù)據(jù)，估計結(jié)果以下：

Yt=1387.978+0.793391 X1C13.14005X2

（704.3340） （0.024215） （6.597850）

t=（1.970625） （32.76379） （-1.991566）

R2=0.984346 Adjusted R-squared=0.982607

F=565.9392 DW=0.698484

根據(jù)以上模型，R2=0.984346，Adjusted R-squared=0.982607，可決系數(shù)高，擬合度較好。說明了海南省農(nóng)村居民家庭人均純收入與商品零售價格指數(shù)對農(nóng)村居民消費水平的影響比較顯著。

參數(shù)β1=0.793391，β2=-13.14005，而且0

由H0：β1=β2=0，設(shè)顯著性水平α=0.05，通過F分布表可查出自由度為k-1=2， n-k=18的臨界值Fα（2，18）=19.4，由上表知F=565.9392> Fα（2，18）=19.4，所以應(yīng)拒絕原假設(shè)H0：β1=β2=0，回歸方程顯著，農(nóng)村居民家庭人均純收入和與商品零售價格指數(shù)連結(jié)起來對“農(nóng)村居民消費水平”有顯著影響。

針對H0：βj=0（j=1，2），給定顯著性水平α=0.05，查t分布表的自由度為n-k=18的臨界值tα/2（n-k）=1.734.由上表知β1、β2所對應(yīng)t統(tǒng)計量分別是32.76379、-1.991566，它的絕對值均大于tα/2（n-k）=1.734，可以分別拒絕各個H0，說明了在其他解釋變量不變下，解釋變量商品零售價格指數(shù)與農(nóng)村居民家庭人均純收入分別對被解釋變量農(nóng)村居民消費水平的影響都顯著。

2.計量經(jīng)濟意義的檢驗

（1）多重共線性的檢驗

令Y分別對X1、X2做回歸

計算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，選擇X1、X2的數(shù)據(jù)，相關(guān)系數(shù)矩陣如圖：

Y和X1的組合是最優(yōu)方程，雖然X2跟Y的擬合度不好，但是引入了X2后，R2=0.984346，大于Y和X1回歸后的R2=0.980897，對整體模型來說X2這個解釋變量具有改善作用，并且t檢驗也符合，因此解釋變量X2不能舍棄，模型可認(rèn)為不存在多重共線性。

（2）異方差檢驗

對模型進(jìn)行White檢驗

可得出nR2=8.606542，由White檢驗知，在顯著水平α=0.05下臨界值χ20.05（5）=11.0705，比較統(tǒng)計值與臨界值，nR2

（3）自相關(guān)檢驗

由上得DW=0.698484，若給定α=0.05，查表得DW檢驗臨界值dL=1.125、du=1.538，因為du

二、結(jié)論

通過模型說明了農(nóng)村居民家庭人均收入對消費水平有很大的影響，因此提高消費水平的重要手段就是要增加農(nóng)村居民的收入。商品零售價格指數(shù)對于消費水平來說也有一定的影響，但它受到通貨膨脹率以及經(jīng)濟發(fā)展水平等因素的影響。

參考文獻(xiàn)：

[1]國家統(tǒng)計局.中國統(tǒng)計年鑒.

[2]王真.農(nóng)村居民消費主要影響因素分析.學(xué)年論文.2011（5）.

[3]肖毅.石海峰.海南省農(nóng)村居民消費需求影響因素分析.

[4]龐浩.《計量經(jīng)濟學(xué)》.科學(xué)出版社..

篇4

 

一．引言

上海作為中國的國際化大都市，在變革中得到了長足的發(fā)展，取得了驕人的成績，居民收入與消費水平不斷提高。目前國際金融危機雖然有所好轉(zhuǎn)，但還處于逐步恢復(fù)階段誤差修正模型，擴大內(nèi)需還是保持經(jīng)濟增長是根本之策，然而較低的居民消費水平限制了市場的開發(fā)。改革開放以來,上海城鎮(zhèn)居民的平均消費傾向總體上呈波動下降的趨勢。其影響因素很多,但收入是影響消費的最主要的因素。消費水平?jīng)]有充分開發(fā)直接影響上海經(jīng)濟的健康穩(wěn)定發(fā)展。因此，研究收入和消費的關(guān)系有利于進(jìn)一步了解國內(nèi)消費市場，從而制定準(zhǔn)確的收入分配政策和消費政策。本文根據(jù)凱恩斯的絕對收入假說，以上海為例，對居民收入與消費之間關(guān)系進(jìn)行分析與建模，最后得出相應(yīng)的政策建議。

二．樣本數(shù)據(jù)

本文選用1978～2008 年上海城鎮(zhèn)居民“人均可支配收入( Y) ”和“人均消費支出(C) ”,利用以1978 年為基期的上海城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)(P) ,令Yt= ( Y/ P)×100 和Ct = (C/ P) ×100 ,即得剔除價格因素后的實際收入( Yt ) 和實際消費(Ct )。為了減少數(shù)據(jù)處理中的誤差，尤其是異方差，對原始數(shù)據(jù)分別取自然對數(shù)，得到實際收入（lnYt）和實際消費(lnCt)。其變動的趨勢見圖1誤差修正模型，由此可以看出,它們都是帶有趨勢的非平穩(wěn)序列。應(yīng)用的計量分析工具是專業(yè)計量軟件Eviews6.0。

圖1 lnYt和lnCt 走勢圖圖2 lnYt和lnCt 走勢圖

三．實證分析

（一）平穩(wěn)---單位根檢驗

從原始序列變量圖，可直觀看出其不平穩(wěn)的態(tài)勢。時間序列計量分析需要樣本是平穩(wěn)的單位根過程，否則就存在“偽回歸”問題。對兩者進(jìn)行一階差分后, lnYt 和lnCt 相應(yīng)序列圖如圖2 所示。由圖看出,經(jīng)過一階差分后,兩者圖形漸趨平穩(wěn)。進(jìn)一步對各變量進(jìn)行單位根檢驗以確定其是否為I（1）過程。單位根檢驗采用ADF檢驗法，單位根檢驗最佳滯后階數(shù)按照AIC（Akaike Information Criterion）準(zhǔn)則確定，AIC值越小，則滯后階數(shù)越佳。ADF單位根檢驗結(jié)果見表1。

表1 lnYtt、lnCt 及其一階差分的單位根檢驗結(jié)果

 

變量

檢驗形式（c,t,*)

ADF值

5%臨界值

結(jié)論

lnYt

(c,t,1)

-3.07131

-3.574244

不平穩(wěn)

lnCt

(c,t,1)

-2.972389

-3.574244

不平穩(wěn)

lnYt

(c,0,1)

-4.561073

-2.967767

平穩(wěn)

lnCt

(c,0,1)

篇5

2我國居民消費結(jié)構(gòu)的縱向分析

進(jìn)入21世紀(jì)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(dá)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(jì)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(rèn)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(dǎo)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(dá)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(dāng)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(dá)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(dá)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(dá)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(dāng)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

篇6

中圖分類號：F323.8 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

1 消費支出增長加快

據(jù)江蘇省統(tǒng)計局網(wǎng)站2011年12月14日公布的數(shù)據(jù)顯示，江蘇農(nóng)民消費支出2010年人均達(dá)6543元，比2001年翻了一番多，年均增幅10.8%。社會消費品零售總額也能說明農(nóng)民消費水平的提高。2010年，江蘇社會消費品零售總額中鄉(xiāng)村地區(qū)實現(xiàn)1516.79億元，比2000年增長了85.2%，反映最近10a來鄉(xiāng)村地區(qū)的消費需求呈增長趨勢。

2 收入水平對消費的影響

收入是消費的基礎(chǔ)。自20世紀(jì)90年代末期至2003年，農(nóng)民收入始終低速增長。1997年至2002年，農(nóng)民人均純收入6年只增加549.5元，每年平均增長不到4%。盡管2003年以后，農(nóng)村居民收入有所增加，但仍然十分有限，只有農(nóng)民收入大幅增加，農(nóng)村居民消費才能同步增長。

3 收入分配差距對農(nóng)民消費的影響

目前，農(nóng)村的收入和消費水平遠(yuǎn)低于城市。江蘇省統(tǒng)計局2011年12月份公布的數(shù)據(jù)顯示，按收入5等份分組計算的高收入戶與低收入戶的差距由2000年的5.4：1變?yōu)?010年的6.7：1，絕對差距從2000年的6452元變?yōu)?010年的16983元，擴大了2.6倍。這個結(jié)果表明，農(nóng)村居民中只有一部分人的消費可望得到擴大。

4 消費結(jié)構(gòu)逐漸轉(zhuǎn)型

消費結(jié)構(gòu)是反映居民生活消費水平、生活質(zhì)量變化狀況以及內(nèi)在過程合理化程度的重要指標(biāo)。一般所指的消費結(jié)構(gòu)就是衣食住行和文教、醫(yī)療等幾大類消費支出占生活消費支出的比例。目前，農(nóng)民的教育消費太高，以高等教育為例，教育改革前，全國高校年人均學(xué)費僅為200元，1997年教育改革后，學(xué)費從1998年的1000余元攀升至目前的5000元左右。國家統(tǒng)計局的《2004年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》表明，2004年全國農(nóng)村居民人均純收入實際增長6.8%，但農(nóng)村家庭的教育支出年增長率超過20%。教育費用的昂貴，是農(nóng)民進(jìn)行現(xiàn)期消費的“后顧之憂”。

5 農(nóng)村社會保障機制不健全

預(yù)防性儲蓄理論認(rèn)為，當(dāng)消費者面臨收入的不確定性越大的時候，他更多的是依據(jù)當(dāng)期收入來進(jìn)行消費。而且，未來的風(fēng)險越大，他越會進(jìn)行更多的預(yù)防性儲蓄。當(dāng)前，雖然農(nóng)民收入有所增加，但出于謹(jǐn)慎動機，用于預(yù)防意外事件的貨幣量也隨之增加。例如，農(nóng)村中“看病難”“養(yǎng)老難”仍是目前農(nóng)民反映最強烈的問題。不久前，國務(wù)院發(fā)展研究中心組織專家實地調(diào)查顯示，52%的人頭痛感冒就自己買藥吃，有近20%的人是自我治療或者硬挺著等病好。農(nóng)村社會保障機制不健全，使得農(nóng)民有錢也不敢大膽增加現(xiàn)期消費。

6 農(nóng)村消費環(huán)境較差

主要表現(xiàn)在：

6.1 鄉(xiāng)村道路建設(shè)問題突出

尤其是山區(qū)農(nóng)村，農(nóng)民有特產(chǎn)運不出，工業(yè)品也難以進(jìn)入，形成一道較難逾越的鴻溝。

6.2 我國當(dāng)前電視廣播

通訊設(shè)施雖然發(fā)展很快，但在農(nóng)村尤其是廣大偏僻山區(qū)仍然是盲區(qū)，限制了廣播電視及手機等產(chǎn)品的消費。

6.3 因缺乏對消費品質(zhì)量的有效監(jiān)督

大量劣質(zhì)產(chǎn)品擁入農(nóng)村市場，農(nóng)民深受其害，消費積極性嚴(yán)重受挫。

7 消費水平總體偏低

從總趨勢上看，江蘇農(nóng)村居民消費支出不斷增長，但農(nóng)民消費水平總體仍然偏低。2001～2010年江蘇地區(qū)生產(chǎn)總值使用額中，居民消費從3027.67億元增加到10942.82億元，年均實際遞增12.4%。其中：農(nóng)村居民消費從1373.31億元增加到2676.41億元，年均僅遞增5%；而城鎮(zhèn)居民消費從1654.36億元增加到8266.41億元，年均遞增16.7%。由此可見，在江蘇近10a的經(jīng)濟發(fā)展中，來自農(nóng)民消費的貢獻(xiàn)非常小。

8 消費心理因素對農(nóng)民消費的影響

現(xiàn)實生活中，農(nóng)民的消費行為還受到傳統(tǒng)消費習(xí)慣和消費觀念的影響，如平時省吃儉用，到節(jié)假日過度消費，重視人情消費、非科學(xué)消費，消費方式講究從眾與求同，造成實際改善生活的支出受到擠占，使得農(nóng)民消費增長乏力。

9 財政與金融市場的支持力度對農(nóng)民消費需求的影響

近幾年，國家財政、金融在支持農(nóng)村消費上做了很多工作，但相對于對城市消費的支持，還是很小的。就金融信貸來說，一來因農(nóng)民金融信貸觀念相對落后，在生產(chǎn)生活消費時，如自有資金不足，大多數(shù)選擇向親戚朋友等個人借款，甚至向不法高利貸者借貸。其次是銀行等金融機構(gòu)不太愿意向回報率較低、風(fēng)險相對較大的農(nóng)村或農(nóng)民貸款。另外，宏觀經(jīng)濟環(huán)境、就業(yè)機會等因素同樣會對農(nóng)村消費產(chǎn)生作用，或?qū)⒊蔀橹萍s消費需求的阻力。

篇7

隨著國民經(jīng)濟體制的不斷改革和經(jīng)濟水平的不斷提高，我國消費市場規(guī)模日趨擴大，城鎮(zhèn)和農(nóng)村的消費經(jīng)濟都得到了一定發(fā)展。消費市場必然涉及商品流通，而流通業(yè)作為生產(chǎn)和消費的橋梁和紐帶，無疑是引導(dǎo)消費經(jīng)濟發(fā)展的先導(dǎo)力量。我國各級政府也越來越重視流通業(yè)的發(fā)展，充分認(rèn)識到流通業(yè)增長對拉動內(nèi)需的重要作用?！笆泵鞔_指出，流通發(fā)展能夠?qū)崿F(xiàn)消費、引導(dǎo)消費和創(chuàng)造消費，要把發(fā)展現(xiàn)代流通業(yè)作為現(xiàn)階段擴大國內(nèi)消費市場的一個重要抓手。部分地區(qū)以“滿意消費惠萬家”活動貫徹落實“十”精神，不斷推進(jìn)流通業(yè)轉(zhuǎn)型升級。

學(xué)者們采用不同方法實證檢驗流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟的影響，如李駿陽、包偉、夏禹鋮（2011）采用偏最小二乘法檢驗了我國流通業(yè)對農(nóng)村居民消費的影響，丁凡凡（2012）則運用協(xié)整、因果檢驗、回歸分析等一系列計量方法檢驗了我國流通業(yè)發(fā)展與居民消費的關(guān)系。但縱觀研究發(fā)現(xiàn)，大部分學(xué)者的研究以流通業(yè)對居民消費的影響系數(shù)固定為前提，能夠分析流通業(yè)對居民消費動態(tài)影響的文獻(xiàn)非常罕見。本文實證分析流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟的動態(tài)影響。同時，考慮到我國二元經(jīng)濟的發(fā)展模式依然存在，故分城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個層面分別進(jìn)行探討。

研究方法、變量選取及數(shù)據(jù)處理

（一）研究方法

為了定量研究流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟的動態(tài)影響，本文采用Akaike在1976年提出的狀態(tài)空間模型進(jìn)行實證。狀態(tài)空間模型屬于動態(tài)時域模型，是一類將隱含的時間作為自變量的計量模型，它多用于多變量時間序列的估計和預(yù)測。狀態(tài)空間模型包括兩個參數(shù)方程，分別為量測方程（measurement equation）和狀態(tài)方程（state equation）。設(shè)yt表示含有k個變量的k維向量，該變量向量與m維的狀態(tài)向量αt存在相關(guān)性，該狀態(tài)空間模型可寫為：

（1）

其中，第一個方程為量測方程，第二個方程為狀態(tài)方程，Zt表示k×m階的量測矩陣，Wt表示m×m階的狀態(tài)轉(zhuǎn)移矩陣，dt和ct分別為k×1和m×1向量，Rt表示m×g階矩陣，ut和εt分別為k維和g維的誤差向量，而且兩個誤差向量互不相關(guān)。根據(jù)狀態(tài)空間模型的原理，兩個誤差向量應(yīng)滿足如下關(guān)系：

（2）

其中，Ht和Qt分別為兩個誤差向量ut和εt的協(xié)方差矩陣。量測方程和狀態(tài)方程等式右邊除誤差向量和狀態(tài)向量外的所有矩陣或向量，以及兩個誤差向量的協(xié)方差矩陣統(tǒng)稱為非隨機的系統(tǒng)矩陣，這些矩陣的變化趨勢可以預(yù)測，因此矩陣也可預(yù)先確定。

以式（1）為框架，可以將線性的固定參數(shù)模型擴展為可變參數(shù)的狀態(tài)空間模型，具體形式如下：

yt = xtβt + zt γ+ ut （3）

其中，βt表示隨時間變化而發(fā)生變化的變系數(shù)向量，反映解釋變量xt對被解釋變量yt影響的動態(tài)性，γ為固定參數(shù)變量。假設(shè)變系數(shù)向量βt的變化滿足一階向量自相關(guān)過程，即有：

βt = φ βt-1 + εt （4）

式（4）也稱為AR（1）模型。其中，φ為自回歸參數(shù)向量的系數(shù)，εt為隨機誤差項。根據(jù)狀態(tài)空間模型的原理，式（3）、式（4）的兩個誤差向量應(yīng)滿足如下關(guān)系：

（5）

對于式（4）而言，由于參數(shù)向量βt為不可觀測向量，因此需借助可觀測向量yt 和xt進(jìn)行估計。具體地，可通過卡爾曼濾波方法進(jìn)行估計。

（二）變量選取及數(shù)據(jù)處理

本文采用1996-2011我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村的時間序列數(shù)據(jù)作為研究樣本，對城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個層面分別進(jìn)行實證檢驗。對各變量的選取及數(shù)據(jù)來源作如下說明：

1.被解釋變量：消費水平。基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取居民人均消費支出水平作為消費水平的指標(biāo)，其中，以城鎮(zhèn)居民人均消費支出作為城鎮(zhèn)層面的被解釋變量，數(shù)據(jù)來源于1997-2012年《中國統(tǒng)計年鑒》；以農(nóng)村居民人均生活消費支出作為農(nóng)村層面的被解釋變量，數(shù)據(jù)來源于1997-2012年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。

2.解釋變量：流通業(yè)發(fā)展水平。以往有部分學(xué)者僅以社會消費品零售額作為流通業(yè)發(fā)展水平的指標(biāo)（冉凈斐，2008），這樣的選擇存在其合理性，因為它是流通經(jīng)濟規(guī)模的總體反映。但是，僅以此作為流通業(yè)發(fā)展水平來檢驗流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟的影響，顯得較為片面，因為社會消費品零售額側(cè)重反映商品市場交易方面，而忽視了流通業(yè)生產(chǎn)的行為過程。流通業(yè)作為一類綜合性生產(chǎn)服務(wù)業(yè)，其生產(chǎn)者的經(jīng)濟行為也從一定程度上影響了消費經(jīng)濟。本文在保留社會消費品零售額這個變量的基礎(chǔ)上，參考李俊陽（2011）等的研究，以C-D生產(chǎn)函數(shù)為切入點，引入流通業(yè)勞動要素和流通業(yè)資本要素兩個變量，分別反映流通業(yè)的組織規(guī)模和發(fā)展環(huán)境。其中，農(nóng)村社會消費品零售額采用縣及縣以下農(nóng)村消費品零售總額表示，且由于城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模遠(yuǎn)高于農(nóng)村，故直接采用社會消費品零售額作為城鎮(zhèn)消費品零售額的指標(biāo)。

在選取流通業(yè)勞動要素和資本要素指標(biāo)時，首先對流通業(yè)進(jìn)行界定?；跀?shù)據(jù)的可得性，選取批發(fā)和零售業(yè)、住宿和餐飲業(yè)兩大行業(yè)綜合作為流通產(chǎn)業(yè)體系。城鎮(zhèn)流通業(yè)勞動要素采用批發(fā)零售和住宿餐飲業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)表示，農(nóng)村流通業(yè)勞動要素采用批發(fā)零售和住宿餐飲業(yè)鄉(xiāng)村就業(yè)人數(shù)表示，城鎮(zhèn)和農(nóng)村的相關(guān)數(shù)據(jù)分別來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。需要注意的是，由于2005年之前沒有批發(fā)零售業(yè)和住宿餐飲業(yè)兩大行業(yè)的具體數(shù)據(jù)，而分為批發(fā)零售貿(mào)易業(yè)和餐飲業(yè)，本文以這兩大行業(yè)的數(shù)據(jù)之和作為流通業(yè)數(shù)據(jù)。城鎮(zhèn)流通業(yè)資本要素采用批發(fā)零售和住宿餐飲業(yè)城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資完成額表示，農(nóng)村流通業(yè)勞動要素采用批發(fā)零售和住宿餐飲業(yè)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資完成額表示，城鎮(zhèn)和農(nóng)村的相關(guān)數(shù)據(jù)分別來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。

3.控制變量：收入水平。一個地區(qū)居民收入水平高低是消費水平高低的重要影響因素，因此本文將其作為控制變量引入。其中，城鎮(zhèn)居民收入水平采用城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入表示，農(nóng)村居民收入水平采用農(nóng)村居民家庭人均純收入表示，數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

受通貨膨脹的影響，一個地區(qū)的名義消費水平往往不能真實反映消費水準(zhǔn)，因此有必要根據(jù)價格指數(shù)對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整。同理，社會消費品零售額、固定資產(chǎn)投資額和居民收入水平也都需要根據(jù)相應(yīng)的價格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。城鎮(zhèn)居民消費水平和收入水平均按城市居民消費價格指數(shù)進(jìn)行平減調(diào)整，農(nóng)村居民消費水平和收入水平均按農(nóng)村居民消費價格指數(shù)進(jìn)行平減，城鎮(zhèn)社會消費品零售額和農(nóng)村社會消費品零售額分別按城市商品零售價格總指數(shù)和農(nóng)村商品零售價格總指數(shù)表示。由于難以具體獲取城鎮(zhèn)和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，故對城鎮(zhèn)和農(nóng)村流通業(yè)固定資產(chǎn)投資完成額均按固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行平減。所有價格指數(shù)的數(shù)據(jù)來自1997-2011年《中國統(tǒng)計年鑒》。

流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟動態(tài)影響的實證分析

（一）城鎮(zhèn)層面

1.模型設(shè)定。根據(jù)前述狀態(tài)空間模型理論，設(shè)定本文的計量模型如下：

量測方程：

ln CONt = β ln INCt + α1，t ln SELt +α2，t ln Lt +α3，t ln Kt + ut

狀態(tài)方程：

α1，t=α1，t-1+ε1，t

α2，t=α2，t-1 +ε2，t （6）

α3，t=α3，t-1+ε3，t

其中，下標(biāo)t表示年份，CONt表示t年居民人均消費支出，SELt表示t年社會消費零售額，Lt 表示t年流通業(yè)從業(yè)人員數(shù)，Kt 表示t年流通業(yè)固定資產(chǎn)投資完成額，INCt表示t年居民人均收入。β0、β1均為固定參數(shù)，α1，t、α2，t、α3，t均為時變參數(shù)。ut為量測方程的誤差項，ε1，t、ε2，t、ε3，t分別為三個狀態(tài)方程的隨機誤差項。

2.實證結(jié)果及分析。城鎮(zhèn)層面相關(guān)變量的數(shù)據(jù)如表1所示。

根據(jù)式（6），采用卡爾曼濾波方法對城鎮(zhèn)層面的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗，結(jié)果如下：

α1，t = α1，t-1，α2，t = α2，t-1，α3，t = α3，t-1 （7）

其中，α1，t、α2，t、α3，t的最終狀態(tài)估計值分別為0.033、0.039和0.068。根據(jù)狀態(tài)空間模型的回歸結(jié)果可知，各個變量對城鎮(zhèn)居民消費水平均有顯著的影響，可見該回歸結(jié)果是比較穩(wěn)健的。為了更清晰地分析流通業(yè)各個變量對城鎮(zhèn)居民消費水平的動態(tài)影響，根據(jù)式（7）的回歸結(jié)果，給出時變參數(shù)α1，t、α2，t、α3，t的變化情況，具體如圖1、圖2、圖3所示。

根據(jù)式（7），城鎮(zhèn)居民收入水平的系數(shù)為0.885，且在1%的水平顯著，表明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每提高1%，將帶動城鎮(zhèn)居民消費支出提高0.885%，這與以往大量研究得到的城鎮(zhèn)居民收入水平對消費支出水平有顯著正向推動作用的結(jié)論非常類似。由圖1可知，1996-2011年城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)存在明顯的波動特征，且這種波動基本表現(xiàn)在1996-2004年期間，2004年以后該彈性系數(shù)呈平穩(wěn)增加，但增幅很小。在1996-1999年期間，我國城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)呈顯著增加趨勢，產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因在于20世紀(jì)90年代是我國消費增長的初步加速期，隨著“九五計劃”的不斷推進(jìn)，國民經(jīng)濟不斷增長，人民生活水平不斷提高，小康社會不斷發(fā)展，尤其是國內(nèi)市場消費水平明顯提升。而消費市場的崛起為我國流通業(yè)的發(fā)展提供了強大動力，由于流通業(yè)的發(fā)展促進(jìn)國內(nèi)消費品市場的不斷擴張，因而能進(jìn)一步推動城鎮(zhèn)居民消費支出的增長。但是，1999-2001年期間，我國城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)呈顯著降低趨勢，原因很可能是1997年亞洲金融危機帶來的滯后性影響阻礙了我國城鎮(zhèn)消費零售的快速增長，進(jìn)而影響了城鎮(zhèn)消費零售市場擴張對城鎮(zhèn)消費水平的促進(jìn)作用。在2001-2004年期間，我國城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)呈“N”型波動特征，原因可能是這段期間我國消費零售市場在新一輪改革中不斷調(diào)整。2004年以后，我國城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)基本穩(wěn)定，表明城鎮(zhèn)消費零售市場已不斷成熟，對城鎮(zhèn)消費水平的影響也基本穩(wěn)定下來。圖4描繪了城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的貢獻(xiàn)率（貢獻(xiàn)率計算公式為：δ = α1，t×100×（SELt/ SELt-1 - 1），其中，δ為貢獻(xiàn)率，SELt為t期社會消費品零售額，α1，t為城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)），從中可以發(fā)現(xiàn)，整個樣本期間城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的貢獻(xiàn)率與彈性系數(shù)的變化趨勢基本保持一致。

由圖2可知，我國城鎮(zhèn)流通業(yè)勞動規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費支出的彈性系數(shù)呈現(xiàn)波動上升趨勢，說明我國城鎮(zhèn)流通業(yè)勞動規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的影響正婉轉(zhuǎn)式地提高。但是，從圖4也可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)流通業(yè)勞動規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的貢獻(xiàn)率并沒有出現(xiàn)類似變化，在2007年以前基本呈零點附近波動趨勢，原因可能在于城鎮(zhèn)流通業(yè)從業(yè)人員的統(tǒng)計口徑發(fā)生變化，從表1的數(shù)據(jù)也可以看出，1996-2006年從業(yè)人員規(guī)模不斷縮小。由圖3可知，我國城鎮(zhèn)流通業(yè)資本規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費支出的彈性系數(shù)呈現(xiàn)“兩端平緩中間波動”的趨勢。尤其是在1996-1999年期間，城鎮(zhèn)流通業(yè)資本規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費支出的彈性系數(shù)趨于零，原因可能在于改革開放初期政府對流通業(yè)投資重視度不夠，以致流通業(yè)投資對象較為單一，投資效率低下。但1999-2005年期間該彈性系數(shù)的波動很大，原因可能是政策的調(diào)整使得流通業(yè)投資不斷提高，但由于流通業(yè)自身基礎(chǔ)設(shè)施薄弱，發(fā)展環(huán)境沒有達(dá)到理想狀態(tài)，致使其投資效率發(fā)揮不穩(wěn)定。

（二）農(nóng)村層面

根據(jù)式（6），采用卡爾曼濾波方法對城鎮(zhèn)層面的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗，結(jié)果如下：

α1，t = α1，t-1，α2，t = α2，t-1，α3，t = α3，t-1 （8）

其中，α1，t、α2，t、α3，t的最終狀態(tài)估計值分別為0.299、0.038和0.059。根據(jù)狀態(tài)空間模型的回歸結(jié)果可知，各個變量對城鎮(zhèn)居民消費水平也均有較顯著的影響。為了更清晰地分析流通業(yè)各個變量對農(nóng)村居民消費水平的動態(tài)影響，根據(jù)式（8）的回歸結(jié)果，給出時變參數(shù)α’1，t、α’2，t、α’3，t的變化情況，具體如圖5、圖6、圖7所示。

根據(jù)式（8）可知，農(nóng)村居民人均可支配收入每提高1%，將帶動農(nóng)村居民消費支出提高0.718%。由圖5可知，農(nóng)村消費零售規(guī)模對農(nóng)民消費水平的彈性系數(shù)存在明顯波動特征，尤其表現(xiàn)在1996-2006年期間，在2006年以后該彈性系數(shù)基本趨穩(wěn)。在1999年和2002年該系數(shù)均達(dá)到波峰，這與城鎮(zhèn)的情況基本類似。由圖6可知，我國農(nóng)村流通業(yè)勞動規(guī)模對農(nóng)民消費支出的彈性系數(shù)呈現(xiàn)“先波動后趨穩(wěn)”的特征，在2002年和1999年分別達(dá)到波峰和波谷。2005年以后，該系數(shù)基本穩(wěn)定，表明農(nóng)村流通業(yè)勞動規(guī)模對農(nóng)民消費支出的影響趨穩(wěn)。由圖7可知，我國農(nóng)村流通業(yè)資本規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費支出的彈性系數(shù)呈“U型”變化，且在2007年以后，該系數(shù)基本趨穩(wěn)，表明農(nóng)村流通業(yè)資本規(guī)模對農(nóng)民消費支出的影響也趨于穩(wěn)定。綜合觀察城鎮(zhèn)和農(nóng)村該系數(shù)的變化特征可知，兩者均于2007年以后趨于平穩(wěn)，表明我國流通業(yè)資本環(huán)境改革對消費的促進(jìn)作用在城鄉(xiāng)基本保持同步。

綜上所述，本文利用狀態(tài)空間模型的框架，實證檢驗了我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟的動態(tài)影響。綜合實證結(jié)果得到結(jié)論如下：城鎮(zhèn)和農(nóng)村流通業(yè)發(fā)展對消費經(jīng)濟的影響均存在時變特征；城鎮(zhèn)、農(nóng)村消費零售規(guī)模對消費經(jīng)濟的影響均存在明顯波動，且波動特征類似；城鎮(zhèn)、農(nóng)村流通業(yè)勞動規(guī)模對消費經(jīng)濟的影響存在明顯不同的變化特征，其中城鎮(zhèn)為波動上升趨勢，農(nóng)村為中間波動兩端持穩(wěn)；城鎮(zhèn)和農(nóng)村流通業(yè)資本規(guī)模對消費經(jīng)濟的影響雖然存在差異，但基本同時趨于穩(wěn)定。

參考文獻(xiàn)：

1.李駿陽，包偉，夏禹鋮.流通業(yè)對農(nóng)村居民消費影響的實證研究[J].商業(yè)經(jīng)濟與管理，2011（11）

2.丁凡凡.流通業(yè)發(fā)展與居民消費關(guān)系研究[D].首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)碩士學(xué)位論文，2012

篇8

 

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(jìn)入后危機時代，以及中國改革向縱深推進(jìn)，問題變得更為復(fù)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(jìn)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(xiàn)綜述

（一）外文文獻(xiàn)綜述

關(guān)于居民消費需求的研究文獻(xiàn)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(yù)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(yù)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(dǎo)致產(chǎn)出和居民消費的顯著增加。

在研究預(yù)防性儲蓄對消費的影響方面，哈波德認(rèn)為社會保險可降低居民預(yù)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(yù)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(xiàn)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(dāng)中，眾多學(xué)者都認(rèn)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(rèn)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(xí)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(xué)論文，要想擴大消費首先要讓消費者對未來的預(yù)期越來越好。劉鈞（2000）認(rèn)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(jìn)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(rèn)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(xué)術(shù)界對財政支出對農(nóng)村居民消費的影響也進(jìn)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(jìn)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(jìn)作用。

四是預(yù)防性儲蓄方面。不少學(xué)者認(rèn)為未來的不確定性越大，預(yù)期未來的消費增長就越大，預(yù)防性儲蓄就越多。劉麗敏（2004）認(rèn)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(xué)者研究了城鄉(xiāng)居民消費的流動性約束問題，認(rèn)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(xué)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)行研究，以下將對其進(jìn)行分析。

建立模型：

其中，T為時間變動量，當(dāng)時間為1978年時，T=1；當(dāng)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(jìn)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?，可以從1995年、2006年進(jìn)行分段。

按1995、2006年進(jìn)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(jìn)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(rèn)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)

篇9

1.引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟取得了巨大的發(fā)展，人民生活水平得到很大的提高。然而，我國過去三十年的經(jīng)濟發(fā)展主要依賴于出口與投資拉動，消費不足成了制約著國民經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展的首要問題。為此，國家提出了“擴內(nèi)需、保增長”的宏觀經(jīng)濟政策，以促進(jìn)國家經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展。由于浙江省城鎮(zhèn)居民消費是居民消費的主要力量，分析研究城鎮(zhèn)居民消費水平及其影響因素，對于浙江省制定恰當(dāng)?shù)南M政策，提高居民消費水平以及刺激經(jīng)濟增長具有重要的現(xiàn)實意義。

2.研究意義

消費是人類社會經(jīng)濟生活中的重要行為和過程，任何社會都離不開消費。在我國，隨著社會主義市場經(jīng)濟體制的確立，消費在全民經(jīng)濟生活中的作用更顯重要?？梢哉f，消費活動是經(jīng)濟活動的終點，一切經(jīng)濟活動的目的就是為了滿足人們不斷增長的消費需求；但另一方面，消費活動又是經(jīng)濟活動的起點，是拉動經(jīng)濟增長的動力。國家一系列決策和尚待解決的問題很大程度上是既源于消費，又回歸到消費。要使我國經(jīng)濟長期增長，啟動消費需求，就要正確解決“潛在需求很大”與“有效需求不足”的矛盾。

消費水平的提高對經(jīng)濟發(fā)展有很大的影響。社會再生產(chǎn)總是以生產(chǎn)為起點運行的，生產(chǎn)是消費的基礎(chǔ)，并為消費提供了對象，決定消費水平。但消費也能反作用于生產(chǎn)，首先它是生產(chǎn)的歸宿和目的，它使產(chǎn)品得以最終完成和實現(xiàn)，其次它把生產(chǎn)者的勞動能力再生產(chǎn)出來，為生產(chǎn)提供生產(chǎn)主體，三是它充當(dāng)產(chǎn)品的價值、使用價值的鑒定者，四是它為再生產(chǎn)提供動力和投入的導(dǎo)向，從而促進(jìn)再生產(chǎn)在規(guī)模結(jié)構(gòu)和布局上的優(yōu)化、合理化。在市場經(jīng)濟條件下，消費水平的提高會促進(jìn)消費增長和擴大，加快經(jīng)濟運行，增加投資和進(jìn)出口貿(mào)易，推動國民經(jīng)濟的快速增長，國家對此也提出了擴內(nèi)需、保增長的宏觀經(jīng)濟政策。

本文利用浙江省1986年到2009年統(tǒng)計年鑒上的相關(guān)數(shù)據(jù)，對影響城鎮(zhèn)居民消費水平的因素進(jìn)行了實證研究，首先找出可能影響消費水平的因素，然后采用多元線性回歸模型其進(jìn)行分析和檢驗，最終得出結(jié)論，并根據(jù)分析結(jié)果提出幾點提高消費水平的建議。

3.理論假設(shè)、數(shù)據(jù)來源和分析方法

根據(jù)大量的消費理論文獻(xiàn)的借鑒和研究可知，影響居民消費水平的因素有很多，如居民人均可支配收入、對收入的預(yù)期、消費心理、消費偏好、消費慣性、消費者年齡性別及全社會人均固定資產(chǎn)投資、人均生產(chǎn)力水平、消費價格指數(shù)等等。由于消費心理等一些因素是不可度量的，因而本文排除這些不可測量的變量，從浙江省居民人均可支配收入、人均固定資產(chǎn)投資、人均生產(chǎn)力水平、消費價格指數(shù)等四個可度量的方面來考察其對浙江省城居民消費水平的影響狀況，其中本文以浙江省城鎮(zhèn)居民人均消費支出來代表人均消費水平。通過對大量相關(guān)文獻(xiàn)的參閱，本文選擇四個對消費水平可能存在顯著影響的因素，具體如下：

第一個因素，浙江省城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入，指居民家庭在支付個人所得稅之后所得的實際收入。收入和消費的關(guān)系非常的緊密，城鎮(zhèn)居民的收入水平的高低決定消費水平的高低，是制約消費的基本因素，近年來隨著改革開放的深入，人民生活水平的提高，城鎮(zhèn)居民的收入普遍增加，所以居民消費水平也相應(yīng)地提高。

第二個因素，全社會人均固定資產(chǎn)投資。它是反映固定資產(chǎn)投資規(guī)模、結(jié)構(gòu)和發(fā)展速度的綜合性指標(biāo)，用我省全社會固定資產(chǎn)投資額除去全省人口數(shù)就得出人均固定資產(chǎn)投資額。根據(jù)西方經(jīng)濟學(xué)的基本理論可知投資具有乘數(shù)的效應(yīng)，較小的投入可以引起大的資產(chǎn)流動。投資乘數(shù)的放大作用體現(xiàn)在對生產(chǎn)的拉動和引發(fā)居民消費上。因為固定資產(chǎn)投資增加必然使企業(yè)擴大生產(chǎn)規(guī)模，這樣社會各部門的勞動者收入也會隨之增加，從而消費增加。

第三個因素，消費價格指數(shù)指居民支付所購買生活消費品和獲得的服務(wù)項目的價格。CPI提高，則通貨膨脹率提高，居民實際消費水平下降。CPI提高，則居民可分配收入減少，恩格爾指數(shù)上升，生活水平下降。CPI提高，刺激居民減少儲蓄，增加消費，

第四個因素，全社會人均生產(chǎn)力水平。生產(chǎn)力水平提高，促進(jìn)勞動生產(chǎn)率的提高，同時降低產(chǎn)品生產(chǎn)成本，因此這將導(dǎo)致產(chǎn)品的價格的下降，從而促進(jìn)消費者進(jìn)行消費支出。

變量選取及數(shù)據(jù)收集主要來自于《浙江統(tǒng)計年鑒》，本文共選取5個變量：浙江省城鎮(zhèn)居民人均生活消費支出（Y）；居民人均可支配收入（[x1t]）；人均固定資產(chǎn)投資（[x2t]）；消費價格指數(shù)（[x3t]）；人均生產(chǎn)力水平（[x4t]）。通過《浙江省統(tǒng)計年鑒》收集有關(guān)數(shù)據(jù)（1986-2009年），整理后得到所需數(shù)據(jù)。

本文將城鎮(zhèn)居民人均消費支出作為被解釋變量，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、全省社會人均固定資產(chǎn)投資、全省社會人均生產(chǎn)力水平和消費價格指數(shù)等作為解釋變量，除了以上幾個主要因素做解釋變量外，其余的因素都?xì)w到隨機項中。

4.分析結(jié)果

4.1　數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

通過spss軟件，對變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計其結(jié)果如下：

從表1可以看出，人均生產(chǎn)力水平均值大于城鎮(zhèn)居民人均消費支出、人均可支配收入、人均固定資產(chǎn)投資與消費價格指數(shù)。同時，各變量的標(biāo)準(zhǔn)差較大，1986年至2009年隨著經(jīng)濟的飛速發(fā)展，全社會人均生產(chǎn)力水平、人均消費支出，人均可支配收入，人均固定資產(chǎn)投資與消費價格指數(shù)都在穩(wěn)定增長。

4.2　回歸分析結(jié)果

根據(jù)表2可以看出，R2=0.998，模型整體擬合較好，則模型系數(shù)不全為0。且城鎮(zhèn)居民人均可支配收入及消費價格指數(shù)系數(shù)在1%水平內(nèi)顯著不為0，人均固定資產(chǎn)投資在5%水平內(nèi)也顯著不為0。城鎮(zhèn)居民人均消費支出與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，人均固定資產(chǎn)，消費價格指數(shù)間存在正相關(guān)，即收入與固定資產(chǎn)投資及消費價格指數(shù)的增長將導(dǎo)致消費支出的增長。但人均生產(chǎn)力水平與城鎮(zhèn)居民人均消費支出存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，這與經(jīng)濟理論不符，且以人均生產(chǎn)力水平為被解釋變量，做對城鎮(zhèn)居民人均消費支出的回歸，可以看出，二者呈正相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為0.357，在1%水平內(nèi)顯著不為0，因此本次回歸中人均生產(chǎn)力水平的回歸系數(shù)不具有經(jīng)濟意義。

4.3　多重共線性的檢驗與消除

從表2可以看出各系數(shù)的方差膨脹因子（　variance　inflation　factor，　VIF）均遠(yuǎn)大于10，因此認(rèn)為各變量間存在多重共線性，且對各變量間做pearson相關(guān)系數(shù)，得表3。

表3　變量相關(guān)系數(shù)矩陣（　N　=　24）

[＼&1＼&2＼&3＼&4＼&5＼&城鎮(zhèn)居民人均消費支出＼&1.000＼&＼&＼&＼&＼&城鎮(zhèn)居民人均可支配收入＼&.997＼&1.000＼&＼&＼&＼&人均固定資產(chǎn)投資＼&.976＼&.987＼&1.00＼&＼&＼&消費價格指數(shù)＼&.878＼&.848＼&.760＼&1.000＼&＼&人均生產(chǎn)力水平＼&.986＼&.995＼&.994＼&.800＼&1.000＼&]

從表3可以看出各變量間存在較嚴(yán)重的多重共線性，且城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與城鎮(zhèn)居民人均消費支出相關(guān)系數(shù)最大，因此根據(jù)經(jīng)濟理論與統(tǒng)計檢驗，收入是最重要的解釋變量，選出最優(yōu)簡單回歸方程為[yt=f（x1t）]，

5.結(jié)論與建議

通過分析，本文得出城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入和消費價格指數(shù)都是影響消費水平的因素，對其具有顯著的正相關(guān)作用。從實際情況來說，我國城鎮(zhèn)居民的相當(dāng)一部分都是工薪階層，收入主要來源于工資，是消費的來源及基礎(chǔ)，只有滿足基本的生活需要以后才會去消費，而消費水平的提高其實很大程度上是受該部分消費的制約，因為剩余的可支配收入越多時，由其而帶動的引致消費就會越高，引致消費對消費水平的貢獻(xiàn)較大，所以消費水平也會相應(yīng)得到提高。與此同時，消費價格指數(shù)間存在正相關(guān)，即收入及消費價格指數(shù)的增長將導(dǎo)致消費支出的增長。

為了使我省經(jīng)濟快速持續(xù)發(fā)展，必須增加人們的消費。通過增加消費，拉動經(jīng)濟增長，通過經(jīng)濟增長帶動消費的增加。這樣才能使我區(qū)經(jīng)濟不斷向前發(fā)展。因此，從上面分析可知，我們可以通過以下幾種方法來增加人們的消費。

第一，要著力增加居民收入。把增加城鎮(zhèn)中低收入居民作為重點和中長期目標(biāo)加發(fā)確立；逐年提高收入分配在國民收入總分配中的比例，使居民收入保持一個合理的、較快的增長速度，使其與經(jīng)濟發(fā)展速度相適應(yīng)。綜合運用財政、稅收、貨幣等政策，努力增加就業(yè)機會，縮小收入差距，重視對有發(fā)展前景的勞動密集產(chǎn)業(yè)的大力扶持，增加就業(yè)人數(shù)，提高居民收入，從而提高居民的消費能力。

第二，建立健全的社會保障制度。要盡快建立覆蓋現(xiàn)更廣、更規(guī)范、更透明的社會保障制度，提高保障水平。當(dāng)前，要采取經(jīng)濟、行政、法律等措施，保證居民養(yǎng)老、醫(yī)療保險和失業(yè)救濟等款項足額到位，及時發(fā)放，盡最大努力減少對居民消費預(yù)期的負(fù)面影響。

第三，發(fā)展消費信貸。發(fā)展消費信貸是促進(jìn)內(nèi)需擴大的必然選擇。發(fā)展消費信貸，可以聯(lián)通生產(chǎn)與消費，疏導(dǎo)巨額儲蓄適當(dāng)向消費領(lǐng)域分流，解決現(xiàn)實購買力與消費需求不匹配的矛盾，這里的信貸不僅包括耐用消費品及住房方面，還指居民對子女教育信貸的程度。只有這樣，才能減少居民對本期收入的嚴(yán)重依賴性。

第四，拓寬消費領(lǐng)域、發(fā)展消費熱點、開辟新的消費方式。隨著社會的發(fā)展與進(jìn)步，涌現(xiàn)出大量的新的消費熱點，比如旅游、住房、汽車等。當(dāng)然上述的消費品必然要有政府的一系列的配套改革，推進(jìn)城市住房、用車信貸的制度。還要調(diào)整在短缺時期與消費一般水平內(nèi)限制性消費措施，如高消費稅等，調(diào)整社會的消費水平偏離度。

第五，強化輿論引導(dǎo)。轉(zhuǎn)變?nèi)藗兊南M觀念，引導(dǎo)合理消費。傳統(tǒng)觀念制約著居民消費的傾向，間接導(dǎo)致消費結(jié)構(gòu)的不合理，消費不足，倡導(dǎo)科學(xué)消費、文明消費、適度消費。可以從輿論引導(dǎo)和典型示范兩個方面入手。要堅持“適度超前消費”的輿論導(dǎo)向。媒體要加大宣傳力度，努力提高實際效果。在全社會廣泛開展消費者教育。消費者教育是指對廣大消費者所進(jìn)行的有目的、有計劃、有組織地傳授有關(guān)消費知識和技能，提高消費者自身素質(zhì)的一種社會活動。在全社會廣泛開展消費教育，不僅可以直接增長消費者的科學(xué)文化知識，而且可以培養(yǎng)消費者形成各種必要的消費技能。

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篇10

關(guān)鍵詞：

消費需求；收入分配狀況與制度；財政金融政策；供給側(cè)改革；主成分回歸分析法

一、引言

自改革開放以來，我國GDP年均增長率達(dá)9.5%，2015年GDP預(yù)計達(dá)到68.2萬億元。早在2010年我國GDP總值已超過日本，成為世界上僅次于美國的第二大經(jīng)濟體①。然而我國GDP的增長過度依賴于投資和出口，消費占GDP的比率（最終消費率）遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于世界平均水平，出現(xiàn)投資、消費與出口不協(xié)調(diào)的局面。而在消費的變化上，我國政府消費率一直處于平穩(wěn)狀態(tài)，居民消費率和最終消費率的變化趨同（如右圖），可見最終消費率的變化主要來自于居民消費率的改變。要通過擴大內(nèi)需，提高居民消費，使其成為國民經(jīng)濟新的增長點，就必須建立居民消費需求長效機制，發(fā)揮國家政策助力，以國家發(fā)展戰(zhàn)略的高度長期推進(jìn)。構(gòu)建擴大居民消費需求長效機制的財政對策和金融對策，好比人的“左右手”，必須雙管齊下。本文以西部十二省中相對落后的貴州省為例，根據(jù)貴州省實際，因地制宜分析該省居民消費的現(xiàn)狀及其影響因素，探求有效的財政金融對策。

二、居民消費需求影響因素的定性分析

構(gòu)建居民消費需求長效機制的財政金融對策，需要重點研究影響居民消費需求的因素及其影響程度。在借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)和前人研究的基礎(chǔ)上，本文將影響居民消費需求的因素歸結(jié)為四大類：消費意愿、消費能力、消費供給、消費環(huán)境。一是消費意愿。簡單的說，居民消費意愿就是民眾花錢購買商品的欲望，居民的消費意愿是影響消費需求的主觀因素，更多的是心理因素與偏好，難于量化。

在傳統(tǒng)的西方經(jīng)濟理論中，學(xué)者們普遍認(rèn)為社會保障體系對宏觀經(jīng)濟具有“自動穩(wěn)定器”功能，社會保障體系建設(shè)事關(guān)居民的消費水平，很大程度上會影響居民的消費意愿。社會保障覆蓋率越高，居民的消費意愿就越強烈。一方面，本文選擇社會保障覆蓋率②間接作為居民的消費意愿來反映不確定性因素對居民消費需求的影響；另一方面，流動性約束是限制居民消費意愿的重要原因，銀行金融機構(gòu)應(yīng)當(dāng)以居民的合理預(yù)期和未來收入為基礎(chǔ)為其提供消費信貸，倡導(dǎo)超前消費，以增加居民現(xiàn)有購買力，緩解流動性約束對消費的影響，解決消費需求乏力的矛盾，進(jìn)一步提高居民消費意愿。因此，本文選擇個人消費貸款數(shù)額表示流動性約束對居民消費需求的影響。

二是消費能力。穩(wěn)定的收入是居民消費能力最直接體現(xiàn)，是影響居民消費的重要因素。而收入主要用于消費和儲蓄，凱恩斯的絕對收入理論認(rèn)為，收入的增長速度總是快于消費的增長速度，這就往往造成居民消費需求的相對不足，消費滯后，故從根本上說，居民收入水平對消費水平具有決定性的影響。本文把收入分為居民收入水平和居民收入分配狀況。其中，居民收入又可分為城鎮(zhèn)人均可支配收入及農(nóng)村人均純收入。考慮到城鄉(xiāng)人口數(shù)統(tǒng)計存在缺漏，本文的居民收入水平用人均地區(qū)生產(chǎn)總值來表示。凱恩斯指出，不同收入階層居民，其平均消費傾向(APC)也存在很大差異，高收入者具有較低的APC，而低收入者具有較高的APC，分配的均衡有助于平均消費傾向的提高。由于基尼系數(shù)統(tǒng)計存在遺漏，本文的收入分配狀況用城鄉(xiāng)居民可支配收入比來表示，即城鎮(zhèn)居民可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值，比值越大，表明收入差距越大。

三是消費供給。消費與供給兩者密切聯(lián)系，供給創(chuàng)造需求，需求反之影響供給。一般情況下，供給越多，居民的消費需求就越大。此處所指的供給主要從政府供給的層面來講。指出“：在適度擴大總需求的同時，著力加強供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，著力提高供給體系質(zhì)量和效率。③”當(dāng)前，中國經(jīng)濟陷入產(chǎn)能供給過剩與新興消費需求乏力的結(jié)構(gòu)性困境，然而，通過政府投資和釋放流動性手段的需求管理政策已經(jīng)不能再次刺激經(jīng)濟增長，但由于政府公共服務(wù)供給不足也會擠占居民消費，限制我國消費需求的快速增長，因此，應(yīng)該從供給側(cè)改革層面上去化解結(jié)構(gòu)性矛盾，尋求新的消費需求。本文借鑒已有文獻(xiàn)方法用一般公共服務(wù)財政支出來表示政府公共支出水平。鑒于前面提到的流動性約束的影響，本文將金融機構(gòu)的數(shù)量也作為消費供給的指標(biāo)，金融機構(gòu)的數(shù)量越多，居民進(jìn)行消費信貸的選擇越多，貸款的可能性也會增大，進(jìn)而提高居民的消費需求。提供消費信貸的金融機構(gòu)很多，但主要是銀行，且鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文用銀行類金融機構(gòu)的數(shù)量來表示。

四是消費環(huán)境。影響居民消費需求的外在環(huán)境因素很多，包括政治、經(jīng)濟、社會和法律環(huán)境等，但很多環(huán)境因素難以量化，本文主要選擇經(jīng)濟環(huán)境中相對重要的消費物價水平和利率水平環(huán)境衡量對消費需求的影響。一般來說，物價的顯著上升或下降將會引起居民購買數(shù)量的顯著變動，人們會根據(jù)物價變動作出的預(yù)期來決定自己的消費支出，居民所處的消費價格環(huán)境是影響居民消費需求的重要因素，本文選擇居民消費價格指數(shù)來表示物價水平。利率對消費的影響具有不確定性，主要取決于利率變動對儲蓄的替代效應(yīng)和收入效應(yīng)，即由收入的時間成本和當(dāng)前消費的效用權(quán)衡決定，如果收入效應(yīng)占主導(dǎo)，那么利率對消費的影響為正，反之為負(fù)，總之，利率水平是影響消費的重要因素，本文用一年期人民幣存款基準(zhǔn)利率來表示。

三、貴州省居民消費需求影響因素的實證分析

（一）變量選取及數(shù)據(jù)說明本文建立模型所選用的因變量是居民的人均消費水平Y(jié)，根據(jù)前面對影響因素的定性分析，選擇的相應(yīng)自變量是：社會保障覆蓋率（X1）、個人消費貸款（X2）、人均地區(qū)生產(chǎn)總值（X3）、城鄉(xiāng)居民收入差距（X4）、地方財政一般公共服務(wù)支出（X5）、全省銀行類金融機構(gòu)數(shù)量（X6）、居民消費價格指數(shù)（X7）、一年期人民幣存款基準(zhǔn)利率（X8）。本文以貴州省2004~2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。其中，個人消費貸款和全省銀行類金融機構(gòu)數(shù)據(jù)來源于《中國區(qū)域金融運行報告——貴州省金融運行報告》；一年期人民幣存款基準(zhǔn)利率根據(jù)中國人民銀行網(wǎng)站原始數(shù)據(jù)計算得出，計算方法為加權(quán)平均法，以利率持續(xù)天數(shù)占整年天數(shù)之比為權(quán)重；其余數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局、貴州省統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報。

（二）實證分析與結(jié)果解釋首先，對貴州省的居民人均消費水平（Y）與所有的因變量（X1，X2，X3，X4，X5，X6，X7，X8）做相關(guān)分析，得到變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣（見表1）?？梢娰F州省人均消費支出除了跟自變量居民消費價格指數(shù)（X7）和一年期存款基準(zhǔn)利率（X8）的相關(guān)性不是很強外，跟其他自變量之間的相關(guān)性都很強。從表2可以看出，8個自變量的容許度都接近于0，而容許度越小，表明共線性越嚴(yán)重，一般T<0.1時，說明共線性非常嚴(yán)重；方差膨脹因子（VIF=1/T）越大，說明共線性越嚴(yán)重。綜上可知，本文的自變量之間存在著嚴(yán)重的多重共線性，因此，本文采用主成分回歸分析方法重新建立回歸模型進(jìn)行分析。對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，并得到了相關(guān)系數(shù)矩陣的特征值（見表3）和未作旋轉(zhuǎn)的載荷矩陣（見表4）。從表3可知，第一主成分解釋了總變異的69.738%，第二主成分解釋了總變異的20.272%。前兩個特征值的累積貢獻(xiàn)率達(dá)到90.01%（>85%），因此，本文選擇前兩個主成分進(jìn)行分析，其成分矩陣見表4。上面所有影響因素中，貴州省個人消費貸款額（X2）對人均消費水平（Y）影響程度最大，個人消費貸款每提高1%，貴州省人均消費支出水平增長0.183%，說明貴州省居民的消費水平很大程度上受流動性約束的影響，要提高貴州省居民的消費水平，必須發(fā)展其個人消費信貸，解決流動性約束問題。其次，人均地區(qū)生產(chǎn)總值（X3）和地方財政一般公共服務(wù)支出（X5）每提高1%，分別會導(dǎo)致貴州省人均消費支出水平增長0.18%和0.177%，二者對于人均消費支出提高的效果是非常強的，說明貴州省人均消費支出高度依賴于人均收入和地方政府財政對居民消費的支持。再次，貴州省城鄉(xiāng)居民收入比（X4）每提高1%，會導(dǎo)致貴州省人均消費支出水平下降0.164%，說明收入分配的不均會很大程度上抑制居民消費需求的發(fā)展。而社會保障覆蓋率（X1）和全省銀行類金融機構(gòu)的數(shù)量（X6）對貴州省居民消費支出的正向促進(jìn)作用相對弱些，但絕對比例仍然達(dá)到0.161%和0.15%。最后，我們可以看出，居民消費價格指數(shù)（X7）和一年期人民幣存款基準(zhǔn)利率（X8）對人均消費支出的影響均為負(fù)，即物價水平的提高，會降低貴州省居民的消費需求，同時，利率對人均消費支出的影響為正，說明替代效應(yīng)占主導(dǎo)，但是兩者對人均消費支出的影響均較小。

四、構(gòu)建擴大居民消費需求長效機制的財政金融對策

(一)創(chuàng)新金融產(chǎn)品，豐富小微金融服務(wù)，以消費信貸刺激居民消費需求增長從上面實證分析看出，個人消費信貸對貴州省居民消費支出的影響最大，貴州省各金融機構(gòu)應(yīng)該調(diào)整信貸機構(gòu)，主動積極地向消費者提供信貸支持，允許、鼓勵和扶持更多的中小商業(yè)銀行、小貸公司等相關(guān)金融機構(gòu)開展向廣大居民、個體私營戶等提供個人消費信貸業(yè)務(wù)，提供人性化的消費金融產(chǎn)品，大力加強消費信貸業(yè)務(wù)營銷，幫助居民了解和樹立新型消費觀念，合理引導(dǎo)居民的消費預(yù)期。同時，要在政策允許范圍和風(fēng)險控制能力以內(nèi)開發(fā)多樣性金融產(chǎn)品，適合農(nóng)村多元化的金融服務(wù)需求以刺激居民消費轉(zhuǎn)型升級。此外，可適當(dāng)擴展消費信貸對象的外延，為生產(chǎn)大量消費品的企業(yè)提供消費信貸，這樣也會間接帶動消費的發(fā)展。

（二）建立收入穩(wěn)定增長的長效機制貴州省是全國貧困人口最多、貧困面最大、貧困程度最深的省份，人均收入全國靠后。實施脫貧攻堅戰(zhàn)略，應(yīng)當(dāng)有政府和政策性金融機構(gòu)協(xié)力推進(jìn)，政府部門加大財政支出，政策性金融機構(gòu)實施扶貧開發(fā)，人民自立更生。通過增加就業(yè)崗位，鼓勵創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新，將扶貧工作漫灌式輸血變?yōu)榫珳?zhǔn)式造血，拓開居民收入來源，提高居民實際收入，特別是邊遠(yuǎn)地區(qū)農(nóng)民和城鎮(zhèn)低收入居民的收入，縮小居民收入差距，調(diào)節(jié)居民收入分配比例，提高社會平均消費傾向，構(gòu)建城鄉(xiāng)居民收入穩(wěn)定增長的長效機制。

（三）推進(jìn)供給側(cè)改革，培育新興消費增長點需求與供給相輔相成，需求是通過對產(chǎn)品的最終消費拉動經(jīng)濟增長，而供給側(cè)則是從生產(chǎn)端和供給端來“推動”經(jīng)濟增長。貴州省經(jīng)濟發(fā)展相對落后，但是具有環(huán)境未曾遭受破壞、資源豐富等后發(fā)優(yōu)勢，因此貴州省有必要將資源要素供給從產(chǎn)能過剩的行業(yè)中釋放出來，完善政府供給機制，健全社會保障體系，講求供給效率，將資源的有效供給、資本的有效供給和好環(huán)境的有效供給向新興產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，優(yōu)先發(fā)展某一方面消費如服務(wù)業(yè)消費，然后通過乘數(shù)效應(yīng)帶動其他方面消費，進(jìn)而更加有效的帶動整個消費的發(fā)展，以培育貴州省新興的消費增長點。

（四）推動新型城鎮(zhèn)化，營造良好消費環(huán)境，促進(jìn)潛在消費轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實有效需求總理再三強調(diào)，要堅持推進(jìn)以人為核心的“新型城鎮(zhèn)化”，這是我國未來發(fā)展的潛力所在。因此，貴州省必須抓住國家建設(shè)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的契機，引導(dǎo)社會資本投入城鎮(zhèn)公共設(shè)施建設(shè)，為廣大居民營造一個環(huán)境舒適，公正誠信的消費環(huán)境，加速農(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移，提高勞動生產(chǎn)率，進(jìn)而使農(nóng)村潛在的消費需求變?yōu)楝F(xiàn)實的有效需求。

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