居民消费水平论文篇1
一、我国居民体育消费的现状
体育产业发展纲要（1995年～2010年）中指出我国体育产业包括三大类别。第一为体育主体产业类，指发挥体育自身的经济功能和价值的体育经营活动内容，如对体育竞赛表演、训练、健身、娱乐、咨询、培训等方面的经营；第二指为体育活动提供服务的体育相关产业类，如体育器械及体育用品的生产经营等；第三类指体育部门开展的旨在补助体育事业发展的其他各类产业活动。根据以上可以得知体育消费是指人们参与体育活动与观赏运动竞赛而对消费资料的使用与消耗。从狭义上讲即是直接的体育消费是指参与体育活动与观赏运动竞赛过程中对体育服务产品及与体育消费直接有关的实物产品、精神产品的消费。广义的体育消费指一切与体育活动有关系（联系）的个人消费行为。比如在观看体育比赛过程中购买饮料，去外地观看体育比赛的交通费、食宿费等等。归纳为两点就是实物消费和精神消费两大类。
1.实物消费
我国居民的体育消费中主要以实物消费为主，主要有运动服装鞋帽、健身器材设备、体育书刊杂志、食品饮料等。经调查表明以运动服装鞋帽等体育实物消费资料的比重占体育消费支出的81.5％，而用于观看比赛，参加娱乐活动的劳务性消费比重仅占体育消费支出的10％左右，体育书刊磁带占7.1％；其他消费品占2.4％。运动服装鞋帽等体育实物消费占到这么大的比重主要还是人们的消费心理没有改变，因为大部分人的经济水平决定了他们的消费结构还没有脱离传统，运动服装鞋帽兼具运动和日常穿着，是生活中的必需品。人们在进行体育消费的同时首先想到的就是对生活的改变，所以这种比例分成也就正好表明了现在我国居民体育消费的结构层次。停留在外表上的消费，因为去买这种运动服装鞋帽的人民未必会投入到真正的体育运动或锻炼中，那后续的一些带动消费就不存在。其次就是少数人购买小型的健身器材，为什么会选择这些小型健身器材，是因为这些器材占用地方小，人们在家中就可以进行锻炼，达到健身的目的，而省去了一些去场馆的费用。当然后者会比前者在体育消费上面的力度大。但是这些都只是前段消费层次。
2.精神消费
体育消费中的精神消费支出主要是指：观看体育比赛、表演、展览，体育文化资讯等，2008年北京奥运会的胜利召开，足以体现人民观赏体育赛事的热情，因为以往我们对于体育运动盛会的认识大部分人还是健身，为国争光的一种理念，但是通过这次的召开，人们发现了体育运动中给人们带来的不光是健身，为国争光，还有一种协作、高兴、放松的心情。这类消费相对实物消费而言层次较高，在物质生活水平日益提高的情况下，人们会追求精神享受，这类消费的增长于是发展比较快，在广州，人们用在观看体育消费占整个体育消费支出的12.4%。随着经济的发展，运动水平的提高，观赏型消费支出会增大。
上述外还有相关的延伸消费如体育和体育劳务消费，体育就不用论述了，体育劳务消费是指人们用货币购买各种与体育活动有关的体育劳务或服装的体育消费资料的消费，也称参与型体育消费，如为参加各种各样的体育活动、健身训练、体育健康医疗等所支付的各项费用，随着我国工作制度的不断改变，人们的闲暇时间相对增加，伴随着生活节奏的加快，人们为了追求更佳的生活质量，必将更加积极地投入到体育运动的实践中来，这类体育消费也具有很大的市场潜力。
二、影响体育消费的因素分析
满足体育消费的体育产品泛指能够满足人们参与、观赏各种竞技运动、健身运动需要的一切有形、无形的东西。花钱观看体育赛事,是一种兴趣的追求、情绪的宣泄、心理需要的满足。事精神层面的消费。如果一个消费者的这种心理与情感需要的满足程度越高,那他不断地产生这种特殊购买行为的可能性便越大。同样,当消费者花钱参与到体育锻炼或者购买与体育相关的服装及其器材时,他的这种购买行为让他或她得到的是什么呢?得到的是情感上的愉悦及对身体健康的希望。可见,体育产品的核心是它能满足人们的某些需要。中国人口数量多,对体育产品具有消费欲望的潜在消费者在中国人口中占有相当大的比重,因为获得“健康”、“活力”是人类永恒的追求,观赏竞技体育实现心理与情感的满足则日益成为当代一部分人的生活方式。造成我国体育消费水平低下的原因是多方面的,归纳起来有:
1.收入水平直接影响着人们对体育消费的投入
根据恩格尔定律,一个家庭收入越少,其收入中用于购买食物的支出所占的比率越大。随着民民收入的增加,在全部支出中用于食物支出所占的比重会下降,而用于文化娱乐(体育)消费方面的支出会逐渐上升。当较低层的需要初步得到满足以后，人们就会追求较高层次的需求，那么，体育需求是处于享受需求和发展需求阶段，它是满足人们精神文化生活和增进健康、增强体质的需求，所以，经济的发展和人们收入水平的提高对于扩大体育消费会起到积极的作用。2.体育场馆开放程度及服务水平对体育消费的影响
我国体育场馆和设施数量少，20世纪90年代初期，国家规定单位的体育场所要向社会开放，虽然这个规定给人们的健身提供了很多方便，但是，因为这些体育场所归各单位管理，场馆的管理维护、运转等投入由各单位负担，所以，为了场馆能正常运营，场馆的管理者就必须考虑到利益和效益，健身的价格又不能定得过高，会对人们的健身活动有影响，又不能解决场馆的日常开销问题，所以，有的场馆出租场地经营非健身项目以达到收支平衡，实际上用于健身的场地缩小了。现在我国在场馆建设和管理方面也加大了投入力度，在大的城市和地区设立比较大的健身中心和文体娱乐中心，从而弥补一些体育场馆不足的问题。那么，随着体育产业的不断发展，以及经营观念和经营模式的转变，体育消费市场存在着的问题会逐渐得到改善。
3.传统消费观念的根本改变及对体育功能的重新认识
长期以来，我国一直把体育当做社会主义的一项福利事业来认识，体育与文化、教育、卫生等都属于上层建筑的范畴，受国家经济发展水平所制约，体育的发展主要依靠国家财政拨款，而对于体育本身的经济功能，即：体育的产业性质缺乏足够的认识。这种体制带来但就是们对体育的认识始终局限在锻炼身体、培养意志、为国争光的观念中，而体育运动,以及赛事中的娱乐性没有体现。随着人们生活水平的提高，对精神生活追求的日益迫切，在体育消费过程所带来的快乐、成功与协作的感受会对人们传统的消费结构造成一定的冲击。体育消费结构以实物消费资料为主逐渐转向体育赛事及资讯等无形消费。
除了上述因素以外，影响我国居民体育消费的因素还有多方面的，其中有地区经济发展的不平衡、是否有闲暇时间等影响体育消费，因此，在人们生活水平达到一定程度时，进行全民体育教育，加强全民健身意识是扩大体育消费的主要措施。随着人们对健康和体育需求的提高，加上体育消费市场管理的不断完善，体育消费市场必将扩大和发展起来。
三、总结
全面建设小康社会的现实，要求我国居民的健康素质明显提高。建设和发展体育市场，引导和激励居民的体育消费需求，是发展我国体育事业的重要任务。研究认为，今后我国居民的体育消费需求将遵循需求上升规律，发生实质性的趋优变化。特别是北京2008年奥运会为标志的各类大型体育赛事近年来纷纷涌进中国，我们的生活已经自觉不自觉地和体育、特别是市场行为的竞技体育走的很近。因此迫切需要我们在进行这类体育消费的同时，有理性消费观的指导，避免出现盲目消费和超支消费等问题。而目前的国内赛事和体育机构，应该从培养国内赛事的体育消费群体开始，真正把公众作为赛事成功与否重要组成部分，使公众具备体育消费的习惯，从而面对来势汹涌的国际高水平赛事的时候，能够理性消费、正确消费，从而通过合理的体育消费形成蓬勃发展的体育市场和体育消费系，使体育消费成为我们提升生活质量、实现小康社会的一部分。
居民消费水平论文篇2
关键词：食品消费结构，问题，措施
中国居民食品消费结构经历了一个从生存型到数量型再到质量型的过程，食品消费的数量和质量大大提高，食品消费的社会程度不断增强，居民营养水平不断得到满足。硕士论文，食品消费结构。特别是改革开放以来，经济快速发展，我国城乡居民收入水平有了很大的提高，食物消费水平和食物消费结构也发生了很大的变化。但由于东西方文化的结合及消费观念的改变，中国居民的食品消费结构中存在一系列问题，与营养健康的消费模式还有一定的差距。硕士论文，食品消费结构。一、我国食品消费结构现状
消费结构(consumptionstructure)是在一定的社会经济条件下，人们(包括各种不同类型的消费者和社会集团)在消费过程中所消费的各种不同类型的消费资料(包括劳务)的比例关系。硕士论文，食品消费结构。
我国居民食品消费结构在新中国成立以来发生了较大的变化。
1、新中国成立直到我国改革开放前，由于我国一直坚持建国初期优先发展重工业的战略思路，在相当长的一段时间内，以牺牲农业和轻工业为代价，通过资源的高度倾斜配置，片面发展重工业，最终建成的是一种以自我服务为目的、为生产而生产的工业体系，而将居民消费品的增长长期隔离在工业化进程之外。
2、党的十一届三中全会后，在改革开放政策和人均国民收入翻两番计划的推动下，我国经济持续快速增长，城乡居民收入和生活水平有了很大提高，食品消费模式也相应发生了较大变化，主要表现为：①城乡居民的恩格尔系数逐渐下降，食品消费水平不断提高。②食品供给多样化，城乡居民食品消费数量不断增多，尤其是消费结构趋向于肉类食品消费量的迅速提高。③广大居民环保意识不断增强，绿色食品日益受到消费者的崇尚和青睐。④食品消费方式逐渐由“生存型”向“享受型”转变。这方面突出表现为大量使用“一次性”消费品、包装产品和“深加工产品”。⑤外出就餐支出成为居民食品消费支出中增长最快的项目。
二、我国居民食品消费结构中存在的问题
（一）粮食消费量下降过快,偏离东方饮食模式
1993年以来中国城镇居民人均粮食消费量突破100公斤底线,到2004年迅速下降到78.2公斤。中国居民粮食下降趋势逐渐偏离东方国家以谷物为主的消费模式,粮食消费减少程度大大超出西方国家相应阶段的消费水平,与粮食消费量较少的西方国家基本类似。今后中国居民食物消费观念如果没有根本上的改变,粮食消费量继续下降的趋势将不可避免。再加上三年自然灾害、“大跃进”和“文化大革命”运动的影响，造成这一时期居民收人水平和食品消费水平极其低下(恩格尔系数在60%以上)，生活水平停滞不前。这一时期的居民和家庭还处在一种勉强温饱的状态，食品消费档次很低，消费结构雷同，居民食品消费模式呈现生存型发展态势。
（二）城乡居民的膳食结构不尽合理
动物性食品消费出现动物性食品向肉类食品集中,肉类食品向猪肉集中的倾向。在动物性食品中,肉类食品所占比例到2004年仍维持在40%左右,蛋白质含量较高的奶类、水产品类食品所占比例较小,只占26%、18%,动物性食品过于向高脂肪的肉类食品集中；在肉类食品中,又过于向猪肉集中,猪肉消费量占整个肉类食品的60%以上,牛羊肉、禽肉所占比例较小。
居民饮食消费主要还是一个习惯问题。硕士论文，食品消费结构。要改变营养过剩的状况,必须首先改变居民不科学的饮食习惯。
（三）发达地区与落后地区居民食品消费存在较大差距
1、目前边远落后地区及农村居民刚刚跨越以粮为主高谷物膳食阶段，正在向低层次的副食消费转移，今后对蔬菜、食用油、猪牛羊肉等副食消费有一定的需求空间，对较高层次的禽类、奶类、水产品类副食需求有限，但是由于一般认为其需求弹性较大，增长率较高，农村居民对这些食品的消费潜力很大。
2、发达地区城镇居民对蔬菜、食用油、猪牛羊肉、蛋类等较低层次的副食消费趋于稳定，甚至下降，开始向较高层次的副食消费转移，今后对禽类、奶类、水产品类食品需求大增。硕士论文，食品消费结构。
3、农村居民仍处在“粮食+蔬菜+动物性食品”的第一消费阶段,城镇居民目前基本步入“蔬菜+动物性食品+粮食”的第三消费阶段，城乡居民之间相差一个“蔬菜+粮食+动物性食品”的食品消费阶段，城乡居民食品消费差距在一个相当长的时期内是无法消除的。城镇居民在食品消费的档次上、数量上都远远高于农村居民。
二、改善居民食品消费结构的措施
（一）稳定和发展粮食生产
同时对农业生产结构进行适度调整，继续发展奶类等畜牧业生产，大力发展畜牧业、水产养殖业、家禽饲养业，努力提高动物性食品的供应量，满足人们的消费需求。
（二）改变居民的食品消费观念
加强对居民的膳食营养教育。利用广播、电视、报纸、网络等多种媒介,加强对广大居民的膳食营养知识普及力度,改变饮食消费依着个人或家庭的嗜好进行的定势和习惯,科学合理搭配食物。引导居民改变以味领先的饮食观念,摒弃高油、高盐的饮食方式,提倡少油、少盐、清淡的饮食方式。硕士论文，食品消费结构。引导居民增加对杂粮、薯类、豆类食品和对牛羊内、家禽、鱼虾、奶类的消费,减少对耗粮多、油脂大的猪肉的消费。
（三）通过多种途径、多条渠道提高居民的收入水平
实证分析表明，收入增长是制约城乡居民食品消费支出的决定因素。只有稳定的收入增长才能保证稳定的食品消费支出增长。因此增加收入才是改善食品消费结构的关键所在。
1、建立健全最低工资保障制度
完善最低工资保障制度、提高最低工资标准，从而提高低收入城镇居民的收入水平，将这些措施纳入政府的经济发展规划，全力抓好并落实到位。
2、提高农村居民收入
狠抓各项惠农政策的落实，加大投入，促进农村基础设施建设，拓宽农民增收渠道，大力推进农业结构战略性调整。
3、增加西部地区教育经费投入
进一步提高西部居民整体教育水平，在加强西部基础教育的同时注重职业教育和中短期培训；切实提高西部城镇就业者工资收入水平。
参考文献：
（1）郝梅瑞.论小康生活中的食品消费问题—北京市食品消费研.消费经济，1996（02）
（2）李哲敏，李干琼.中国农民食物消费与营养状况.中国食物与营养，2004（10）
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（5）王秀杰.1985-1999年中国农民收入：变化、原因、对策.当代经济研究，2001（10）
居民消费水平论文篇3
当今，扩大以消费需求为核心的国内需求，建立扩大消费需求长效机制，释放居民消费潜力，成为保持我国经济健康持续发展的良方。刺激国内需求尤其是居民消费需求，成为推动经济增长、实现经济发展方式转变、经济结构转型的重要议题。消费需求历来是国内外专家学者分析与研究的重点对象，并且取得了丰硕的成果。
国外对于消费需求早已有广泛而深入的研究。1936年出版的《就业、利息和货币通论》提出了凯恩斯（Keynes）的消费函数，系统论述了有效需求理论，认为有效需求不足导致了萧条和大危机。在凯恩斯之后又出现了许多消费理论，具有代表性的有美国经济学家杜森贝利（Duesenberry）提出的相对收入消费理论，莫迪利安尼（modigliani）的生命周期消费理论，弗里德曼（Friedmam）的永久收入消费理论等。Hall（1978）把理性预期学说开创性引入到消费函数理论，对消费增长的不可预见性进行了检验。在行为经济学领域，Kahneman和tversky（1979）创立了著名的前景理论，使对消费者行为的描述更加精确。porter（1990）和Rostow（1990）基于竞争优势理论和国家经济增长五阶段划分，研究指出消费拉动型经济增长方式才是健康可持续的，建立消费型社会是一国经济发展最终目标。
进入21世纪以来，随着消费在我国经济发展中的地位越来越重要，消费问题渐渐为国内专家学者所重视。从目前已取得的研究成果来看，国内研究消费需求的重点在于影响消费需求因素的分析、消费需求不足的原因和影响、扩大消费需求的作用与意义以及如何提高消费需求等方面。尹世杰（2002）论述了扩大消费需求，拉动经济增长的问题，并从消费的观念、政策、结构、环境方面阐述了如何提高消费率，促进经济增长。范剑平（2003）提出促进我国经济增长动力机制由投资主导型向居民消费、社会投资双拉动型转换。李文星等（2008）实证考察了我国人口年龄结构变化对居民消费的影响，得出人口年龄结构变化不是居民消费率过低的原因。田青等（2008）利用相关数据分析了消费习惯、收入、购房支出、医疗、教育支出、收入波动及利率等因素对消费的影响。刘惯超（2010）研究概括了导致消费需求不足原因的高投资挤占消费论、高储蓄挤占消费论、国民收入分配不合理制约消费论等7种观点。李燕桥和臧旭恒（2011）动态分析了1978-2008年间我国城镇居民消费（储蓄）行为，表明预防性储蓄动机对居民消费水平变动及居民消费增长率变动产生的作用强度均不大。王勇（2012）认为发展消费金融是扩大消费需求的长效机制之一。陈健等（2012）从信贷约束角度探讨了房价波动对消费的影响机制，经实证分析发现总体上房价上涨会抑制消费。夏杰长（2012）分析认为仅靠投资与净出口拉动的经济增长模式正逐步不可持续，必须扩大消费需求、调整经济结构、稳定经济增长。洪银兴（2013）认为发展消费经济是解决消费拉动经济增长的供给问题，尤其需要企业的创新，引导和创造消费者，推动消费方式的多样化，消费状态的扩展，消费模式的调整。
梳理和回顾国内外已有研究，可以发现对消费需求问题的研究硕果颇丰，无论理论分析还是实证分析都取得了令人瞩目的成绩。然而，在呼吁增加居民消费的同时，对于居民消费与金融体系风险的分析在已有文献中鲜有提及，系统性论述和相关成果更是少见。但是，随着金融在我国经济发展中地位的提高，管控金融体系风险对于保持经济健康持续发展的重要性不言而喻。居民消费与金融体系风险问题应该引起足够的重视。鉴于此，本文就居民消费与金融体系风险问题进行深入分析和探讨。通过对居民消费、居民储蓄、间接融资规模的实证分析，揭示居民消费与金融体系风险的关系。其中，运用计量工具进行实证模型数据化研究是本文分析的重点部分。期望通过本文的分析论述，对当前扩大内需提高居民消费水平的当下，控制好金融体系风险，保持经济健康持续发展有所参考和帮助。
分析方法介绍及变量数据选取
本文针对所要分析的问题，采用相关性分析方法和向量自回归（VaR）模型，选取取自然对数后的居民消费率（LnHCR）、居民储蓄率（LnHDR）和间接融资规模指标（LniFR），结合我国1989-2011年之间的年度统计数据，进行实证分析。
（一）分析方法及模型简介
相关性分析方法，通过计算相关系数能精确的反映变量之间是否存在相关性及其程度的大小。向量自回归（VaR）模型是基于数据的统计性质建立的模型，通过所有内生变量滞后值回归分析，以估计内生变量的动态关系。VaR模型不以经济理论为基础，避免了经济学先验理论的束缚，在对经济问题的分析中常常被使用。
（二）变量选择及数据说明
居民消费率（LnHCR）=Ln（居民消费支出/GDp），以LnHCR来衡量居民消费需求的水平，该数值越大表明居民消费水平越高。
居民储蓄率（LnHDR）=Ln（城乡居民人民币储蓄存款余额/GDp），以LnHDR来衡量居民储蓄的状况，其数值越大则居民储蓄水平越高。
间接融资规模（LniFR）=Ln（金融机构人民币各项贷款年末金额/GDp），以LniFR作为衡量金融体系风险的指标，LniFR值越大，银行体系积聚的风险越多，金融体系风险也就越大。
本文搜集我国1989-2011年之间的年度统计数据作为样本，时间跨度共计23年，所有样本数据均来自中国统计局网站《中国统计年鉴》和历年的《中国金融年鉴》。由于统计指标呈指数化变化，本文对选取的变量进行了对数化处理，起到压缩数据、消除异方差等作用，但并不会改变时间序列的性质。
实证检验与分析
鉴于对居民消费与金融体系风险实证分析需要，本文利用eviews7.2软件，对LnHCR和LnHDR变量进行相关性分析；对LniFR和LnHDR变量进行平稳性检验，建立VaR模型判定其平稳性，脉冲响应函数分析、方差分解分析以及Granger因果检验。
（一）居民消费率（LnHCR）和居民储蓄率（LnHDR）相关性分析
为了实证分析居民消费与居民储蓄之间是否存在消费-储蓄的收入支配模式，对LnHCR和LnHDR进行相关性分析。结果如表1所示。
由表1可知LnHCR与LnHDR的相关系数为-0.745633，可以判定居民消费与居民储蓄之间存在强烈的负相关关系，消费-储蓄的居民收入支配模式确实存在。居民储蓄率提高说明居民消费率降低了，居民储蓄率下降则说明居民消费率升高了。
（二）间接融资规模（LniFR）和居民储蓄率（LnHDR）实证检验与分析
1.变量的平稳性检验。由于序列LniFR、LnHDR都是时间序列数据，为了防止虚假回归等问题的出现，首先需要检验其平稳性，再进行VaR建模及后续相关的检验和分析。本文选用aDF（augmentedDickey-Fuller）检验来检验序列平稳性，检验结果如表2所示。
表2结果显示，序列LniFR、LnHDR的aDF值均小于相应的5%临界值，即单位根检验结果表明在5%显著性水平下，间接融资规模（LniFR）、居民储蓄率（LnHDR）都是平稳序列。
2.建立VaR模型判定其平稳性。经检验LniFR与LnHDR都是平稳的时间序列，下面来构造向量自回归（VaR）模型，并判定VaR模型平稳性。通过LR、Fpe、aiC、SC和HQ准则选择VaR模型最优滞后阶数为3，即建立VaR（3）模型。进一步对VaR（3）模型进行平稳性判定。通过aR根的判断，被估计的VaR（3）模型所有单位根都落在单位圆内，因此可以判定VaR（3）模型是平稳的。
3.脉冲响应函数分析与方差分解分析。在已经判定VaR（3）模型是稳定的前提下，就可以进一步对VaR（3）模型进行脉冲响应函数分析与方差分解分析。具体分析如下：
脉冲响应函数分析。图1表明了居民储蓄率（LnHDR）对间接融资规模（LniFR）的冲击效应。LniFR在受到LnHDR一个标准差变化的单位正向冲击之后，由开始值为零1年内迅速上升，上升到第2期的最大正效应值（0.025）之后又迅速下降，并在第3期由正效应变为负效应，在第4期达到最大负效应值（-0.01）之后逐步上升，在第5期再次上升为正效应，之后小幅变动，但其值始终是大于零的。这说明居民储蓄率（LnHDR）上升，即居民消费率（LnHCR）下降，总体上对间接融资规模（LniFR）有正向促进作用，从而增加了金融体系风险。同时，随着时间的推移，伴随居民消费率下降，居民储蓄率提高对间接融资规模扩大保持相对稳定的正向作用，金融体系风险不断积累。
图2表明了间接融资规模（LniFR）对居民储蓄率（LnHDR）的冲击效应。居民储蓄率在受到间接融资规模单位正向冲击之后，前3年由正向效应不断下降并转负，之后持续下降到第5期最大负效应值（-0.032），到第6期保持相对平稳的负值状态，而后开始持续上升，在第9期上升为正值，之后小幅度继续上升。这说明随着金融体系风险积聚，间接融资规模的扩大对居民储蓄率的负面作用较大，但在近期和较长的远期表现出正效应的影响。
方差分解分析。从表3可以看出，间接融资规模（LniFR）标准差从100%-87.4%的绝大部分被自身承载。居民储蓄率（LnHDR）对间接融资规模（LniFR）的影响力第1年为0，之后从第2期到第10期影响力在10.9%-13.1%之间小幅度波动。这表明间接融资规模在较长时期内受自身影响，并稳定在一定水平，期间受到的居民储蓄率影响是稳定的且相对较小的。进一步反映出金融体系风险在较长时期内受自身影响较大，居民低消费、高储蓄对金融体系风险的加大是一个渐进的过程。
表4表明，居民储蓄率（LnHDR）标准差被自身承载的比例不断下降，而由间接融资规模（LniFR）承载的比例不断上升。居民储蓄率受自身影响第1期为82.18%，之后到第3期有微幅上升，随后下降并且到第10期基本稳定在60%以上。居民储蓄率受间接融资规模的影响总体不断上升，由期初的17.82%，到第10期为38.01%。这表明居民储蓄率受间接融资规模的影响随时间推移而加大，反映了银行体系为了维持巨大的间接融资规模，而努力扩大储蓄尤其是积极吸收中长期的定期储蓄，以获得稳定的负债。当然，银行体系的这一行为过程，抑制了居民消费的提升，也不断集聚着风险，给金融体系的健康稳定带来隐患。
4.Granger因果关系检验。为了更进一步发现间接融资规模（LniFR）和居民储蓄率（LnHDR）之间的相互关系，本文利用Granger因果关系检验方法对LniFR和LnHDR之间的因果关系进行检验和分析。检验结果如表5所示。
由表5可知，在1%显著性水平下，居民储蓄率（LnHDR）是间接融资规模（LniFR）的格兰杰原因；而间接融资规模（LniFR）不是居民储蓄率（LnHDR）的格兰杰原因。即居民储蓄率（LnHDR）是间接融资规模（LniFR）单向的格兰杰原因。这表明居民储蓄水平的提高、消费水平的下降，能够促使间接融资规模扩大，也就使银行体系积累风险，金融体系面临越来越大的风险暴露。同时，在接受LniFR不是LnHDR的格兰杰原因零假设时，相伴概率为0.1374，这一概率值并不高。其表明间接融资规模的扩大、金融体系风险的加剧，一定程度上也能够引起居民储蓄率提高、消费率下降。
结论与建议
（一）研究结论
通过对居民消费与金融体系风险的探究与分析，可以得出以下结论：
第一，居民消费率低、储蓄率高是我国间接融资规模占比很高的重要原因，随着间接融资规模扩大大量风险向银行体系积聚，金融体系面临越来越大的风险暴露，这些对于国民经济健康持续发展是不利的。第二，由相关性分析可知，居民低消费、高储蓄现象一直存在并不断加强，消费与储蓄此消彼长，消费-储蓄是居民收入支配主要模式。第三，脉冲响应函数表明，一方面居民消费下降、储蓄上升促进了间接融资规模的扩大，增加了金融体系风险。另一方面随着间接融资规模扩大、金融体系风险积聚，在近期和较长远期能使居民储蓄增加、消费下降。第四，从方差分解来看，金融体系风险加大是居民低消费、高储蓄下一个渐进的过程，而银行体系在追求利润加大吸储力度，维持较大间接融资规模聚集较大金融体系风险的同时，客观上抑制了居民消费的提升。第五，Granger因果检验表明居民消费、居民储蓄与间接融资规模之间存在相互作用，消费水平下降、储蓄水平上升对间接融资规模扩大、金融体系风险增加的影响更为显著。
（二）对策建议
基于结论，为了在扩大内需增加居民消费需求的同时，更好地管理和控制金融体系风险，保持经济健康持续发展，本文提出如下建议：
1.鼓励居民消费的同时拓宽居民投资渠道。鼓励居民消费只是从数量上能降低居民的储蓄水平，而未能改变居民收入的消费-储蓄支配模式。拓宽居民投资渠道，分散居民消费后闲置资金流向，降低对储蓄依赖，一方面能给居民带来较之单一储蓄更高的收益，满足其合理理财需求；另一方面能从源头上降低居民储蓄率，缓解风险向银行体系过分积聚的现状，合理配置社会资金，分散风险，保持金融体系健康稳定。拓宽居民投资渠道主要是从股票、债券、信托产品等方面入手加快发展资本市场，在2006年到2007年股票市场处于持续大涨之时居民储蓄水平就明显下降，资本市场十分活跃，直接融资规模增大显著。这里需要指出的是随着现代人生活方式的转变和网络金额的发展，开发出适合众多小额闲余资金方便快捷的投资渠道和投资产品是具有巨大发展潜力的。
居民消费水平论文篇4
文献标识码：a文章编号：1672-1101（2015）04-0041-06
abstract：intheory，theeffectoffiscalexpenditureimpactonresidents'consumptioncanbedividedintotwoaspects："crowding-in-effect"or"crowding-out-effect".Usingthepaneldataof16citiesfromanhuiprovince，thispaperanalysestheinfluenceoflocalgovernmentfiscalexpendituretoconsumptionofurbanandruralresidentsfromthetwodimensionsofthetotalandstructureeffects.theresultsshows：fromthetotaleffect，localgovernmentfiscalexpenditurehas"crowd-in-effect"ontheconsumptionofurbanandruralresidents，andtheconsumptionofurbanresidents'crowding-in-effect'ismoreobviousthanthatoftheruralresidents.Fromthestructureeffect，theadministrativeexpenditureoflocalgovernmenthas"crowding-out-effect"ontheconsumptionofurbanandruralresidents；thehealthexpenditurehas"crowding-in-effect"ontheconsumptionofurbanandruralresidents；educationexpenditurehas"crowding-in-effect"onconsumptionofurbanresidents，buttheimpactonruralresidents'consumptionisnotobvious；theeffectsofsocialsecurityexpenditureonbottheurbanandruralresidents'consumptionarenotobvious.
Keywords：localgovernment；fiscalexpenditure；residents'consumption；effect
一、文献综述
近年来，内需已成为我国经济增长新的拉动力。为扩大内需、刺激居民消费，政府实施了积极的财政政策、增加财政支出，特别是民生方面的支出。在2014年底召开的中央经济工作会议上，政府又提出“继续实施积极的财政政策”，以此来释放消费潜力，从而“增强内需对经济增长的拉动力、使消费继续在推动经济发展中发挥基础作用”。财政支出与居民消费之间的关系，从影响方向上可以分为两类：一是财政支出促进了居民消费，即财政支出对居民消费具有挤入效应：二是财政支出抑制了居民消费，即财政支出对居民消费具有挤出效应。关于财政支出影响居民消费的效应，国内外学者进行了大量研究，但仍未得出一致的结论。
国外学者很早就开始研究财政支出对居民消费的影响。Bailey（1971）就通过研究发现公共部门提供的商品和服务挤出了θ（0
国内学者对财政支出影响居民消费的效应也进行了大量的研究，这些研究大体上可以分为两个方面：一是研究财政支出影响居民消费的总量效应；二是研究财政支出影响居民消费的结构效应。
（一）财政支出影响居民消费的总量效应。李广众（2005）依据消费者最优选择理论来构建计量模型，运用1952-1978年与1979-2002年两个时期的样本实证分析政府支出与居民消费之间关系，结果表明：改革开放以来，政府支出与居民消费之间表现为互补关系[3]；张治觉和吴定玉（2007）、陈冲（2011）、胡永刚和郭新强（2012）等通过构建模型进行实证分析也认为财政支出对居民消费具有挤入效应[4-6]；胡永刚、郭长林（2013）通过动态随机一般均衡模型（DSGe），运用我国1996Q1―2011Q4的季度数据分析了财政政策对居民消费的影响，研究表明财政支出扩张会导致居民消费增加[7]。但另外的一些学者的研究结论却与上面的截然相反。黄赜琳（2005）通过构建一个三部门实际经济周期模型来我国研究改革开放后的经济，结果表明改革开放后政府支出对居民消费产生了一定的挤出效应[8]；申琳和马丹（2007）、方福前和孙文凯（2014）通过实证分析也认为政府支出对居民消费有一定的挤出效应[9-10]。
（二）财政支出影响居民消费的结构效应。储德银、闫伟（2009）运用1998-2007年我国31个省份的面板数据来实证分析地方政府支出与农村居民消费之间的关系，结果表明：地方政府财政支农支出对农村居民消费具有显著的挤入效应，而转移性支出与农村居民消费的相关程度并不明显[11]。陈冲（2011）经过实证分析认为政府投资性支出和民生性支出对居民消费产生挤入效应，而消费性支出产生挤出效应。刘小川、汪利锬（2014）运用乘数―加速数模型来研究政府支出对居民消费的影响，结果表明一般公共事务性支出对居民消费产生挤出效应，民生性政府支出对居民消费产生挤入效应，经济事务性支出对居民消费呈现为先挤入后挤出的“倒U型”效应[12]。武晓利，晁江锋（2014）利用动态随机一般均衡（DSGe）模型框架来研究财政支出结构对居民消费率的影响，指出政府消费性支出在长期内挤出居民消费，而投资性支出在长期内对居民消费具有挤入效应，服务性支出和转移支付能有效挤入居民消费[13]。
上述研究文献，特别是国内文献，对财政支出影响居民消费效应的研究都是基于全国层面的研究，很少具体研究某个地方政府财政支出对居民消费的影响（李广众、黄赜林、胡永刚等）。由于在现行的政府财政支出里，除国防和外交支出需中央承担外，其它支出都是由中央和地方共同承担，或者是地方独自承担。其中如教育支出，医疗卫生支出和社会保障支出等有关民生的支出都由中央和地方政府共同承担，并以地方政府为主。因此，单独研究某个地方政府财政支出对居民消费的影响很有必要。同时，在研究财政支出影响居民消费效应时，有的学者没有考虑到我国城乡二元结构的特殊性（陈冲等）；或者考虑到了这种特殊性，但没有同时研究财政支出影响城乡居民消费效应，并分析两者之间的差异（储德银等）。基于此，本文通过构建面板模型，以安徽省16个地级市为样本，从总量和结构效应两个视角来实证分析安徽省地方政府财政支出对城乡居民消费的影响，研究地方政府财政支出总量和各类支出项目对城乡居民消费的“挤入”与“挤出”之争，并分析了地方政府财政支出对城乡居民消费影响效应之间的差异。本文随后部分的安排结构如下：第二部分阐述地方政府财政支出影响居民消费的作用机制；第三部分构建地方政府财政支出影响居民消费的模型；第四部分实证估计安徽省地方政府财政支出影响居民消费的结果并进行分析；最后就是本文的主要结论和政策建议。
二、地方政府财政支出影响居民消费的作用机制
本文利用凯恩斯的国民收入决定理论来分析地方政府财政支出影响居民消费的作用机制。在这里不考虑各地区之间的经济结构差异和国内产业分工情况，同时假定该地方政府辖区为一个封闭的经济，则引入的收入决定模型为：
依据经济性质的不同，地方政府财政支出可分为购买性支出和转移性支出。首先，购买性支出直接作用于生产和就业，购买性支出的增加会直接增加社会总需求，在社会总供给小于总需求或经济没有达到充分就业时，社会总供给也随之增加、就业增加，居民可以选择更好的就业机会或更多的人获得就业机会，使得居民收入增加。在其他条件不变的情况下，居民收入的增加导致居民消费的增加，即GaDS、就业YYdC；其次，转移性支出直接作用于收入分配，当增加转移性支出时，如社会保障支出，通过分配和再分配使居民可支配收入提高，从而促进居民消费，即tRYdC。
上面是分析了财政支出对居民消费的总体影响，由于不同支出项目影响居民消费的作用机制不同，因此就有必要分析各支出项目影响居民消费的作用机制，即财政支出对居民消费的结构影响。第一，行政管理支出与居民消费。行政管理支出是政府履行行政管理这一基本职能发生的支出，政府通过行政管理来维持生产和生活秩序，为企业与居民提供稳定安全的生产和生活环境，有利于社会经济发展和促进居民消费。当行政管理支出规模过大时，就意味着政府规模的扩张和干预程度的加强，此时政府就可能过度干预市场，存在“越位”可能。政府的过度干预可能引起市场机制扭曲，从而抑制了居民消费；第二，教育支出和居民消费。政府教育性经费支出直接影响着教育水平的提升与劳动力素质的高低，而劳动力素质的高低又直接影响着劳动者工资水平的高低。政府通过增加教育支出改善学校基础设施、引进优秀人才等，来提高学校的师资水平和教学质量，从而提升劳动者的受教育水平，提高劳动者的专业技能和素质。劳动者专业技能和素质提升后，可以为企业创造更大的价值，劳动者的工资待遇水平也会提升，从而促进了劳动者的消费水平；第三，社会保障支出和居民消费。一是社会保障支出具有收入再分配功能，直接增加居民可支配收入，从而促进居民消费，二是社会保障支出的增加，可以减少居民预期支出的不确定性，从而间接提高居民消费愿望；第四，医疗卫生支出和居民消费。政府通过增加医疗卫生支出，来提升医疗服务水平和医疗保障水平，从而提高了居民的健康水平，而健康对工资率有显著影响（田艳芳，2013）。因此，居民好的健康水平促进了收入水平的增加，从而进一步促进了居民消费。
三、模型构建和数据说明
（一）模型构建
本文在消费者最优选择理论的框架下，借鉴储德银（2009）、睢党臣（2012）、邹红（2014）等文献的思路，构建以居民消费为被解释变量，地方政府财政支出为核心解释变量的面板数据模型。考虑到居民收入对居民消费有着重要影响，为了提高模型估计结果的精确性和科学性，故将居民收入也加入到模型中，具体的实证分析模型如公式（4）所示：
模型（4）为地方政府财政支出影响城乡居民消费总量效应的模型。其中，下标i和t分别表示第i个地级市和第t个时期，c表示城乡居民人均消费水平，y表示城乡居民人均收入水平，zc表示人均财政支出，且为了减少变量的波动性，对所有变量做对数处理。
考虑到本文还要分析地方政府财政支出影响居民消费的结构效应，根据前文的理论分析，用人均行政管理支出、人均教育支出、人均社会保障支出和人均医疗卫生支出来代替模型（4）中的人均财政支出变量，实证分析模型如公式（5）所示：
模型（2）为地方政府财政支出影响城乡居民消费结构效应的模型。其中，下标i和t分别表示第i个地级市和第t个时期，xz表示人均行政管理支出，jy表示人均教育支出，sb表示人均社会保障支出，yl表示人均医疗卫生支出，所有变量做对数处理。
（二）数据说明
本文的分析样本为安徽省16个地级市，时间跨度为2008-2013年。由于安徽省2011年进行了行政区划改革（撤销巢湖市），为了保证数据的完整性，本文将巢湖市2011年之前每年的数据并入到合肥市处理。本文所有原始数据均来源于《安徽省统计年鉴》（2009-2014），为了增强实证结果的可信度和科学性，所有数据用消费者价格指数进行平减（2008=100）。模型中的各类财政支出的人均变量是指某地级市的该类财政支出总量除以该市的户籍人口数的数值，如人均财政支出就是通过某地级市的财政支出总量除以该市的户籍人口总数得到，其中行政管理支出用一般公共服务支出来代替。各变量的统计特征如表1所示。
四、实证估计结果及其分析
（一）地方政府财政支出影响居民消费的总量效应
1.地方政府财政支出影响城镇居民消费的总量效应
由于本文仅仅分析安徽省内的情况，本文认为固定效应模型在理论上比混合回归模型和随机效应模型更适合。同时根据协方差分析检验，本文最终选取固定效应变截距面板模型来实证分析地方政府财政支出影响城镇居民消费的总量效应，实证估计结果如表2中（1）列所示。
从估计结果可知：首先，人均财政支出的系数显著为正，说明安徽省地方政府财政支出促进了城镇居民消费，即地方政府财政支出对城镇居民消费具有“挤入”效应；其次，人均财政支出的回归系数为0.1827，说明在其它条件不变的情况下，人均财政支出增加一个百分点，城镇居民人均消费平均增加0.1827%；最后，城镇居民人均收入和人均消费同方向变化，且城镇居民人均收入增加一个百分点，其人均消费平均增加0.4579%。
2.地方政府财政支出影响农村居民消费的总量效应
通过协方差分析检验，本文选取固定效应不变系数面板模型来实证分析地方政府财政支出影响农村居民消费的总量效应。实证估计结果如表2中（2）列所示。根据实证估计结果可知：人均财政支出的回归系数为0.0896，且在10%的显著性水平下通过了t检验，说明在其它条件不变的情况下，人均财政支出增加一个百分点，农村居民人均消费平均增加0.0896%。这意味着安徽省地方政府财政支出对农村居民消费具有促进作用，即地方政府财政对农村居民消费也具有“挤入”效应。同时，农村居民人均收入也促进了其消费水平，在其它条件不变的情况下，农村居民人均收入增加一个百分点，其人均消费平均增加0.6574%。
3、地方政府财政支出影响城乡居民消费总量效应差异的分析
根据表2中的估计结果可知，地方政府财政支出对城乡居民消费都具有“挤入”效应，但是挤入的程度却不相同，地方政府财政支出对城镇居民消费的挤入程度高于其对农村居民消费的挤入程度。本文认为这是由于公共服务非均等化造成的。当前，安徽省基本公共服务的非均等化问题比较突出，并由此使地区间、城乡之间、不同群体之间在基础教育、公共医疗、社会保障等基本公共服务方面的差距逐步拉大。城镇居民享受到的公共服务高于农村居民享受到的，这就使的政府增加财政支出时，城镇居民得到的优惠多于农村居民的，从而更能够促进城镇居民的消费。同时也可以得知，城乡居民人均收入的消费弹性也不相同，城镇居民人均收入的消费弹性小于农村居民的消费弹性，即农村居民人均收入的增加更能促进其消费水平的增长。本文认为这主要是由于农村居民的收入水平低于城镇居民的，导致农村居民的消费水平也低于城镇居民的。当居民收入水平上升时，农村居民会更多将收入用于消费，来提高自己的生活水平。
（二）地方政府财政支出影响居民消费的结构效应
本文除了分析安徽省地方政府财政支出影响居民消费的总量效应外，还分析地方政府财政支出影响居民消费的结构效应。由于本文在分析地方政府财政支出影响居民消费结构效应时的样本时期跨度较短，而且时期较短的原因是我国在2006年进行了政府收支分类改革，安徽省从2007年开始实施新的收支口径，从而使得样本只能从2007年开始，这种客观原因是无法克服的。因此，本文采用混合堆积回归的形式实证分析地方政府财政支出影响居民消费的结构效应。也正因如此，本文仅能运用oLS对模型（5）进行实证估计，实证估计结果如表3所示。
根据表3的实证估计结果可知：首先，人均行政管理支出的回归系数分别为-0.1749、-0.0796，且在5%的显著性水平下均通过了t检验，说明在其它条件不变的情况下，人均行政管理支出增加1%，城乡居民人均消费分别减少0.1749%、0.0796%，即地方政府行政管理支出对城乡居民消费均具有“挤出”效应。本文认为这是由于行政管理支出是非生产的消耗性支出，在政府预算规模不变的情况下，行政管理支出增加必然会减少其它方面的支出，如社会保障、教育和医疗卫生等民生性支出，从而不利于增加居民消费。同时，政府行政管理支出规模扩大，意味着政府规模的扩张和干预程度的加强，此时政府就可能过度干预市场，存在“越位”可能。政府的过度干预可能引起市场机制扭曲，从而抑制了居民消费。其次，人均教育支出的回归系数分别为0.1994、-0.0522，且前者在1%的显著性水平通过了t检验，而后者没有通过t检验，这意味着地方政府教育支出对城镇居民消费具有“挤入”效应，但是对农村居民消费的影响却不明显。再次，人均社会保障支出的回归系数均没有通过t检验，说明地方政府社会保障支出对城乡居民消费的影响均不明显。本文认为这是因为安徽省的社会保障制度还不够完善，不能降低居民的预期支出的不确定性，从而导致社会保障支出对居民消费的影响不明显。最后，人均医疗卫生支出的回归系数分别为0.2998、0.2374，且在1%的显著性水平下通过了t检验，说明在其它条件不变的情况下，人均医疗卫生支出增加1%，城乡居民人均消费分别增加0.2998%、0.2374%，即地方政府医疗卫生支出对城乡居民消费均具有“挤入”效应。本文认为这是因为政府增加医疗卫生经费的投入，有利于提高医疗服务和医疗保障，从而提高居民的健康水平，好的健康水平促进了工资收入水平的上升，从而引起居民消费水平的提高。
五、主要结论和政策建议
本文运用安徽省16个地级市面板数据，从总量和结构效应两个维度来实证分析地方政府财政支出对城乡居民消费的影响。结果表明：从总量效应看，地方政府财政支出对城乡居民消费均具有“挤入”效应，且对城镇居民消费的挤入效果更明显。从结构效应看，地方政府行政管理支出对城乡居民消费均具有“挤出”效应；医疗卫生支出对城乡居民消费均具有“挤入”效应；教育支出对城镇居民消费具有“挤入”效应，但是对农村居民消费的影响却不明显；社会保障支出对城乡居民消费的影响均不明显。
基于以上实证分析与结论，本文给出如下政策建议：一是进一步增加安徽省地方政府的财政支出总量。近年来安徽省地方政府财政支出总量逐年递增，由2000年的3224688万元增加到2013年的43496871万元，年均增长率22.16%。同时2014年底召开的中央经济工作会议也明确要求“继续实施积极的财政政策”，基于本文的实证结论，安徽省应进一步增加财政支出以促进城乡居民消费水平的提升。同时，安徽省还应进一步优化财政支出结构，减少行政管理支出，增加教育、医疗卫生等方面的支出。安徽省行政管理支出由2008年2341531万元增加到2013年4691511万元，年均增长率为40%；教育支出由2008年2862557万元增加到2013年7365882万元，医疗卫生支出由2008年1038442万元增加到2013年3617987万元，年均增长率分别为51.46%、69.68%，两者的增长率均超过了行政管理支出的增长率。根据实证结论，行政管理支出抑制了居民消费，而教育、医疗卫生支出则促进了居民消费，因此安徽省应进一步减少行政管理支出，增加教育、医疗卫生等方面的支出，以此来控制“三公”消费，促进大众消费，让消费积涓成流。
居民消费水平论文篇5
[关键词]文化消费；农村居民；收入；实证分析
[Doi]1013939/jcnkizgsc201705020
1引言
我国的文化产业目前发展迅猛，但与发达国家相比还比较落后。原因主要是我国人民对文化产业的有效需求还不足，尤其是我国农村居民文化消费占全国文化总消费的比重是偏低的，农村居民文化消费方面严重不足抑制了我国文化产业的发展。
国内外学者从理论和实证方面对文化消费与收入的关系进行了深入的研究，Brito和Barros（2005）的研究表明，收入ξ幕产品消费起正相关的作用。Dinizmachad（2011）通过相关性分析，认为收入对文艺服务消费起正相关的作用。王娟等（2014）定性分析了我国城乡居民文化消费结构，认为文化消费在将来能成为推动经济增长的重大力量。仝如琼等（2010）的研究分析，认为居民可支配收入、消费热点和消费环境对文化消费有重要影响，并提出相关建议。
本文运用了单位根和协整检验，并且以误差修正模型等计量方法对农村居民收入水平与收入结构对农村居民文化消费的关系进行了实证分析，探讨了农村居民收入水平与收入结构对农村居民文化消费的影响。
2理论方面的分析
21确定模型包含的变量
在文化消费与收入水平关系中，字母RC表示被解释变量――文化消费支出，字母RY表示解释变量――农村居民人均纯收入，为了表现出文化消费发展的继往性，引入前期文化消费支出作为解释变量。
在文化消费与收入结构的关系中，字母RC表示被解释变量――文化消费支出，解释变量以收入结构的指标表示，字母RG、RJ、RZ分别表示工资性收入、家庭经营性收入、转移性收入。
22构建理论模型
根据相对收入假说，文化消费与收入水平关系的数学模型：
RCt=α0+α1RYt+α2RCt-1+μt（t=1，2，…，n）
由于农村居民收入结构的数据差异较大，不利于进一步的研究和解释，因此先对数据作取自然对数的处理，处理后的文化消费分别与工资性收入、家庭经营性收入及转移性收入之间关系的散点图如下图所示。
由以上分析，文化消费与收入结构关系的数学模型：
logRCt=β0+β1logRGt+β2logRJt+β3logRZt+μt（t=1，2，…，n）
23数据的收集与处理
本文以《中国统计年鉴》上选取全国范围内的时间段为1995―2013的时间序列数据，并对数据进行适当处理在分析之前，在研究收入结构时，为了减少数据之间的差异和消除异方差，对RC、RG、RJ、RZ进行自然对数变换。
3实证分析
31文化消费与收入水平关系的实证分析
311变量的平稳性检验――aDF检验
农村居民文化消费支出与人均纯收入具有明显的趋势性，如果不经检验直接建立回归模型，可能引起伪回归的争议。本文同时利用eviews对RC和RY进行aDF（augmentedDickey-Fuller）单位根检验方法检验，并检验了变量的平稳定，表1为其分析结果。
由表1可知，RC与RC都是不平稳序列，经过一阶差分后，两者都是平稳的，即ΔRC～i（1），ΔRY～i（1）。故可用eG检验分析RC与RC的协整关系，同时判断RC与RC有无长期均衡关系。
312变量的协整检验――eG检验
注：本文中***表示在1‰水平上显著，**表示在1%水平上显著，*表示在5%水平上显著，无标志说明检验值不显著。
采用单位根对上述方程的残差序列进行平稳性检验，结果见表2。
结果表明，根据简单oLS估计的收入与文化消费的协整方程，协整方程的残差的平稳性较好，由此得出农村居民人均纯收入协整与文化消费支出。
对协整方程的序列相关性、多重共线性及异方差性依次进行检验，结论为：协整方程具有多重共线性，而不具有序列相关性与异方差性。因此可运用广义差分法克服多重共线性，差分后得到的方程为：
经计量检验该方程不存在多重共线性。统计检验结果表明，样本回归方程对样本的拟合优度很高，解释变量对被解释变量的解释能力达到了9870%。在999%的置信水平下，RCt与线性关系显著，与RCt-1线性关系不显著。
313格兰杰因果检验
通过VaR模型确定最佳滞后期为1，继而对农村居民文化消费与收入水平是否存在格兰杰因果关系进行检验，如表3所示结果。
RY是RC的格兰杰原因，即收入水平的前期值可作为文化消费支出本期值的解释变量。
314建立误差修正模型――eCm模型
上述协整分析表明农村居民文化消费支出与人均收入存在长期均衡关系，然而农村居民收入水平对文化消费支出的影响不显著。文化消费支出在短时间范围内总是偏离均衡值的，根据格兰杰因果检验得知，通过建立误差修正模型，即eCm模型来反映农村居民文化消费支出与人均收入存在短期内的关系。
32文化消费与收入结构关系的实证分析
321变量的平稳性检验――aDF检验
利用eviews进行aDF检验，aDF单位根依据SiC准则检验最佳滞后阶数，SiC值越小，表明滞后阶数越佳。结果见表4。
结果表明，根据简单oLS估计的收入结构与文化消费的协整方程的残差是平稳的，因此，我国农村居民收入结构与文化消费是协整的。
对协整方程的序列相关性、多重共线性及异方差性依次进行检验，结论为：协整方程具有多重共线性，而不具有序列相关性与异方差性。因此可运用广义差分法克服多重共线性，差分后得到的方程为：
对差分后的方程进行计量检验。统计检验结果表明，样本方程与样本有较高的拟合度，且在95%的置信水平下，logRCi与logRGi、logRZi线性关系显著，与logRJi线性关系不显著。
323格兰杰因果检验
通过VaR模型确定最佳滞后期为1，继而对农村居民文化消费与收入水平是否存在格兰杰因果关系进行检验，见表6。
324建立误差修正模型――eCm模型
考虑到滞后分别的影响，建立eCm模型，经过wLS调整后得到以下方程：
33实证分析结果
根据上述对文化消费与收入水平的关系的分析，可以得到以下基本结论：我国农村居民文化消费水平和收入水平存在着长期的均衡关系，然而农村居民收入水平对文化消费支出的影响不显著。文化消费支出随居民的收入增加1元时而增加0015元，但是本期文化消费支出随居民在前期文化消费支出增加了1元却可增加0874元。说明长期内虽然收入水平对文化消费会产生一定的影响，但影响远不及前期文化消费，即居民的消费习惯强烈。由误差修正模型可知，文化消费的增长与收入水平在短期内的增长线性关系不显著，而文化消费的增长与前期文化消费及收入水平增长的线性关系显著。由此得出，农村居民的文化消费的当期水平及增长额都主要取决于前期消费水平，也就是居民的消费习惯。
根上述对文化消费与收入结构关系的分析，可以得出以下基本结论：我国农村居民文化消费水平与其收入结构存在着长期的协整关系。工资性收入对文化消费支出具有显著影响，其弹性为0822，即RC随RG每增加1%而增加0822%；家庭经营收入对文化消费扩大不具有显著作用；转移性收入对文化消费扩大具有抑制作用，产生抑制作用与预期不符，可能的原因是选取的数据过少，无法准确地估计出转移性收入的情况，因此得到的弹性值不具有实际意义。在短时间范围内，文化消费的增长受到所有因素的影响，但是本期工资性收入和前期工资性收入产生的影响最显著。
4结论
本论文从实证分析方面验证了农村居民文化消费与收入水平和文化消费与收入结构的关系，结果显示，农村居民的文化消费很大部分上取决于农村居民的消费习惯以及工资性收入。
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居民消费水平论文篇6
在新型城镇化的大背景下，基于我国多个省份的面板数据，对我国居民消费水平与其影响因素之间的量化关系进行研究。结果表明，居民消费水平不仅与经济发展水平存在着正相关关系，同时还与城镇化程度存在正相关关系，它们都对人民生活水平的提高起到促进作用，所以，我国城镇化程度的进一步提高必然会有利于人们生活水平的提高。
关键词：
居民消费水平；经济发展水平；城镇化程度；量化关系
一、引言与文献综述
城镇化是我国经济发展的主要动力，新型城镇化对我国的发展方式提出了更为严格的要求。城镇化归根到底是人的城镇化，人的城镇化必然与人民的生活质量存在密切关系，否则推荐城镇化进程就失去意义。长期以来，很多学者研究了居民消费水平与其影响因素之间的关系。徐凤等运用协整理论,对改革开放以来中国经济增长与国内居民消费之间的关系进行研究，并指出两者之间存在着长期稳定的关系，消费对经济增长具有长期、稳定的促进作用[1]。付波航等基于中国29个省份1989—2010年的面板数据，对城镇化、人口年龄结构这些人口消费环境或制度变量与居民消费之间的关系进行了实证研究[2]。刘厚莲指出，人口城镇化率与居民消费率呈现正相关关系，城乡实际收入差距与居民消费需求呈现倒U型关系[3]。田青等利用1999—2006年30个省、自治区、直辖市的相关数据分析消费习惯、收入、购房支出、医疗、教育支出、收入波动及利率等因素对消费的影响，实证结果表明，消费习惯、收入是影响消费的主要因素，而收入波动及利率对居民消费的影响不显著[4]。以我国1978—2004年的年度数据为基础，建立反映城/镇化水平和消费增长动态关系的向量自回归(VaR)模型，在模型的基础上，运用脉冲响应函数和方差分解分析了城镇化发展对城镇居民和农村居民消费增长的动态影响，并指出城镇化发展对居民消费增长有促进作用，特别是城镇化发展对农村居民消费增长的累积效应大于对城镇居民消费的累积效应，并且正向拉动效应的持续时问更长也更稳定[5]。储德银等通过建立协整方程和误差修正模型，从城乡比较视角分析我国居民消费需求的影响因素，并研究得出收入水平对城乡居民消费的影响程度最大，而收入分配和政府支出对城乡居民消费影响的绝对程度基本相同[6]。潘明清等从劳动力流动视角分析城镇化影响居民消费的内在机制，使用1996—2011年的省级面板数据，采用动态Gmm估计方法，重点检验了劳动力流动、城镇化进程以及它们的交互作用对居民消费的影响并证明了城镇化的积聚效应大于外部成本效应，城镇化促进了居民消费增长[7]。祁毓等在理论机理分析的基础上，分别构建2002—2008年和1997—2008年全国30个省份的面板数据,实证研究了不同来源的收入对城乡居民消费的影响。
二、相关变量叙述城乡居民消费的影响[8]。
（一）居民消费水平居民消费水平是指居民在劳务或者物质产品的消费过程中，对满足发展、享受和生存需要达到的程度，可以用劳务和物质产品的质量和数量反映出来也可以通过消费过程中消耗的货币量反映出来。本文所采用的就是地区居民消费的货币金额数来反应这个地区的居民消费水平。
（二）城镇化程度城镇化程度在不同学科中的定义不同，比如，人口学是指城镇人口占总人口的比重，地理学上是指城市景观的比重。本文依据多数学者的研究方法，用一个地区城镇人口占这个地区总人口的比重来表示该地区的城镇化程度。
（三）经济发展水平经济发展水平是指一个国家经济发展的规模、速度和所达到的水准。反映一个国家经济发展水平的常用指标有国民生产总值、国民收入、人均国民收入、经济发展速度、经济增长速度。本文采用一个地区的人均生产总值来反映该地区的经济发展水平。
（四）变量数据来源本论文中所采用的数据均来自国家统计局网站，有些是直接采用网站的统计数据，有些是根据需要对网站的数据进行了简化计算，因此，可以保证数据的真实性和权威性。
三、建立模型与分析
（一）变量的平稳性检验在对面板数据进行分析时，首先要对数据进行平稳性检验看其是否存在单位根，如果存在单位根则数据不平稳，不能直接进行分析，必须对其差分项进行平稳性检验直至平稳为止。为了论述方便。下文中居民消费水平、城镇化程度和经济发展水平分别用JmXF、CZH和JJFZ表示。平稳性检验的方法主要有aDF-Fisher卡方检验、pp-Fisher卡方检验、im,pesaranandShinw-stat和Levin，Lin&Chu-t检验[6]，本文依据数据的特征选择aDF-Fisher卡方检验与im,pe-saranandShinw-stat作为检验方法。检验结果如表1。由表1可知，JmXF、CZH和JJFZ都为二阶单整序列，可以进行协整分析。协整检验方法主要有Kao检验、pedroni检验和Johansen协整检验基础上的面板数据协整检验。本文如表2所示，在5%显著性水平下拒绝了原假设，说明JmXF、CZH和JJFZ三者之间存在协整关系。
（二）模型估计本文依据一般构建面板数据的模型形式，构建模型如下：由表3可知，JmXFit=-3625.236+12207.27×CZHit+0.261261×JJFZit。JJFZ与CZH都和JmXF之间存在着正相关的关系，由此可以推出，城镇化程度与人均生产总值都对提升人结论民的消费水平、对于提高人民的生活水平有着促进作用。通过以上的研究可以看出，虽然我国经历了多年的城镇化进程，城镇化程度也达到了一定水平，但是在新型城镇化的大背景下，人均消费水平依然与城镇化水平密切相关，人民生活水平的提高仍然依赖于城镇化的不断推进。
参考文献：
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居民消费水平论文篇7
【关键词】广西;农村居民;消费水平;消费结构
0.引言
从1992年亚洲银行“大湄公河次区域经济合作计划”的启动，到2004年中越两国政府“两廊一圈”战略达成共识，再到2006年7月广西壮族自治区正式对外中国―东盟“m”型区域经济合作战略的构想，作为前沿地带的广西，对外贸易数额飞速增长，农村居民的消费水平逐步提高，消费结构有了很大变化。2009年广西农村居民最终消费979.18亿元，而1978年仅为35.9亿元。正确分析广西农村居民消费水平和消费结构的现状与变动情况，对于采取恰当的消费政策和消费途径，最终达到优化消费结构、提高消费需求、刺激经济增长以及全面建设小康社会具有重要意义。
1.消费理论研究综述
由于西方已不存在所谓的“三农”问题，因此西方学者对农村居民消费问题的研究极为鲜见。近年来，我国学者借鉴现代西方消费理论，对我国农村居民的消费问题进行了大量的理论和实证研究。关于我国农村居民消费水平与消费结构的研究如下：卢嘉瑞等具体从中国农民消费结构的演变与比较研究、中国农民消费结构的影响因素、中国农民消费结构现状及评价等方面进行了研究。孙江明和钟甫宁(2000)研究指出，在一定的收入水平下，居民收入分配差距的扩大会降低平均消费倾向和造成农村消费结构的断层和脱节。戴园晨和吴诗芬((2001)研究发现，在居民消费结构逐步升级中，农村消费结构升级滞后于城市，而且消费的地区差距以及层次差距也是在农村表现得尤为明显。唐玲(2003)指出农村消费结构升级的主题是温饱向小康型消费阶段迈进。
2.农村居民消费水平的变动过程
2.1收入水平与消费支出及消费倾向的关系考察
依据西方消费经济学理论，居民的一切消费都是以收入水平为依据的。消费支出是指一定时期用于日常生活的全部支出。按照消费函数理论，随着收入和消费水平的提高，居民消费支出在收入中所占比例，即平均消费倾向apC，呈递减趋势。
表一广西壮族自治区农村居民纯收入、消费支出、人均消费倾向
资料来源：《广西壮族自治区统计年鉴》历年
从表一得出，自1990年以来广西壮族自治区农村居民的人均纯收入有了大幅度提高，尤其是1994年，农村居民的人均纯收入首次突破千元大关，达到1107.02元，比上年增长25.1%。2009年农村居民人均纯收入实现3980.44元，比上年增长了7.8%，比1990年的639.45元增加了3340.99元，年均增长10.5%。从表中的人均消费支出一栏可以看到，1990年人均消费支出仅为536.97元，2009年增长到3231.14元，年均增长10.2%。收入年均增长速度要快于消费支出增长的速度。同时，从表中的apC一栏可以发现apC是呈下降趋势的，验证了凯恩斯关于平均消费倾向递减的规律。总的来说，从1990年到2009年广西农村居民的人均纯收入和人均生活消费支出基本呈较快增长势头。平均消费倾向apC总体上呈递减趋势。
2.2恩格尔系数
随着家庭和个人收入的增加，家庭收入中用于食品方面的支出比例将逐渐减小，这一定律被称为恩格尔定律，反映这一定律的系数被称为恩格尔系数，它是表示生活水平高低的一个指标，指食物支出与总支出的比例。恩格尔定律表明，食物开支占总消费数量比重越大，恩格尔系数越高，生活水平越低；反过来，食物开支占比重越小，恩格尔系数越低，生活水平就越高。国际上常常用恩格尔系数来衡量一个国家和地区人民生活水平的状况。根据联合国粮农组织提出的标准，恩格尔系数在59%以上为贫困，50-59%为温饱，40-50%为小康，30-40%为富裕，低于30%为最富裕。
表二广西壮族自治区农村居民恩格尔系数
资料来源：《广西壮族自治区统计年鉴》历年。
从表二可以看出，广西壮族自治区农村居民恩格尔系数逐渐呈现下降的趋势，说明广西农村居民的生活水平是逐渐提高的。广西农村居民在1990到1995年间，农村恩格尔系数一直大于60%，由此说明广西农村居民生活消费水平一直处于贫困状态。直到1995年以后，农村居民恩格尔系数才维持在50%到60%之间，农村居民生活有了本质性改善，已基本解决温饱问题。2009年，农村居民恩格尔系数为48.7%，逐步向小康社会迈进。
3.消费结构变化的描述
消费结构是在一定的社会经济条件下，人们在消费过程中所消费的各种不同类型的消费资料的比例关系。
表三广西壮族自治区历年农村居民消费结构
资料来源：《广西壮族自治区统计年鉴》历年
从表三可看出，居民的食品支出从1993年的453.5元上升到2009年的1572.82元，增长3.47倍。与此同时，恩格尔系数由1993年的63.6%下降为2009年的48.7%，下降的幅度较大。按照恩格尔定律，恩格尔系数呈递减趋势说明广西农村居民的生活水平在逐步改善。
衣着支出从1993年的30.4元增长到2009年的91.82元，占总消费支出份额却从4.3%下降到2.8%。从表中我们可以看到，衣着消费支出的比例呈缓慢下降趋势，持续在3%左右。从农村的实际衣着消费构成来看，衣着消费仍处于低级阶段，可见农村的成衣市场还是有极大潜力的。
居住是农民的基本生产生活资料，对农民的生产生活有着较大的影响，从表中可以看到农民的居住消费从1993年的75.4元上升到2009年的677.92元，增长了近9倍，同时也是消费项中增长较快的一个，其占总支出的比重从1993年的10%增至2009年的21%。
家庭设备、用品及服务支出分三阶段变化，第一阶段从1993到1996年，这一时期家用消费水平快速增长，收入的增加使得高档家用产品开始进入百姓人家。第二阶段从1997到2004年，家用消费此时一直徘徊在65元左右，无法再继续上升。其主要原因是广西农村居民所居住的山地环境给很多公共服务的提供带来阻力，致使家用消费支出完全处于停滞状态。第三阶段从2005年到2009年，家用消费水平快速增长。科学技术及经济的发展方便了农村居民电力与水力的供应，之前的山地环境不再成为很多公共服务的障碍，农村居民开始大量购买使用现代化的电器设备。
自1993年以来，广西农村居民的平均寿命由原来的68岁增至71岁，医疗保健消费支出持续加快，基本己超出了收入的增长速度，这深刻体现出农民越来越关心自己的身体，医疗保健意识逐步提高。同时，医保费用的高增长也反映出我国医疗体质改革在农村实施中的弊端，医药价格节节攀升，使农民的医疗支出加快，农民负担加重。随着广西交通通讯的发展，到2003年止，广西摩托车人均拥有量36.2辆，交通工具得到明显改善，乡村电话用户也大幅度增长，农村电话普及率已达到50%以上。■
【参考文献】
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居民消费水平论文篇8
>>鄂尔多斯市城镇居民消费结构变化的实证分析安徽城镇居民消费结构分析贵州城镇居民消费结构变化的实证研究河北省城镇居民消费结构变化的比较分析我国城镇居民收入与消费结构的实证分析陕西省城镇居民消费结构的实证分析浙江省城镇居民消费结构变动的实证分析我国城镇居民消费结构的实证分析基于eLeS模型的新疆城镇居民消费结构变动实证分析武汉城镇居民消费水平和消费结构实证分析德阳市城镇居民消费水平和消费结构实证分析四川省城镇居民消费水平和消费结构的实证分析基于eLeS模型的安徽城镇居民消费结构研究呼和浩特市城镇居民消费结构变化分析我国城镇居民消费结构变迁实证分析我国城镇居民文化消费结构实证分析近十年辽宁省城镇居民消费结构的实证分析新常态下河南省城镇居民消费结构升级趋势的实证分析贵州城镇居民消费结构分析上海城镇居民食品消费结构的实证研究常见问题解答当前所在位置：.
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居民消费水平论文篇9
[关键词]新疆居民；文化消费；影响因素
[Doi]10.13939/ki.zgsc.2017.15.171
1引言
关于文化消费与社会经济之间的关系方面的研究，m.emmison（1997）根据澳大利亚居民日常文化消费的调查数据，认为文化全球化对各国政治、经济及社会生活的渗透作用日益加深。[1]m.addis（2005）调查分析了高新技术对文化消费产生的影响，他提出“虚拟寓教于乐环境”，提倡政府有关部门及相关企业应加大高新技术在文化消费方面的应用，大力提升文化消费给予消费者及整个社会带来的价值。[2]近年来，新疆的经济发展态势良好，“十二五”期间新疆生产总值年均增长10.7%，增速位于全国前列。[3]而新疆经济的发展也必然会推动居民文化消费的增长与繁荣，这将使得文化产业逐步成为新疆重要的主导型产业之一，并代表未来新疆经济发展的趋势。而新疆位于国家“一带一路”发展战略中的丝绸之路经济带核心区，在可预测的未来，新疆的经济发展还会保持较高的增长速度，同时其文化产业也会得到更加蓬勃的发展。因此，在此时着手研究新疆城镇居民文化消费的结构性特征、消费偏好、影响因素等相关信息，既可以为新疆文化消费的研究提供实证支持，为相关企业提供参考，也可以为相关文化产业政策的制定提供决策依据以促使新疆文化产业更好更快地发展。
2新疆居民文化消费的现状分析
新疆作为古丝绸之路的核心地区和众多民族的聚居地，从古至今始终有着丰富多彩的文化交汇、融合在这里，加之近年国家和自治区对新疆特色文化产业的大力支持，使得新疆文化产业获得了快速发展，拥有巨大的文化消费发展前景。但是由于市场、经济、社会等因素，现阶段新疆居民文化消费的现状并不容乐观。本文对乌鲁木齐、昌吉、石河子、克拉玛依、哈密、伊宁、库尔勒、喀什这八个具有代表性城市的居民进行了问卷调查，通过整理和分析数据得到了以下结论：
2.1受访居民文化消费的分布呈现出不均衡的特点
通过对所得数据的描述性统计，本文观测到处于某一文化消费水平段的居民的数量随着文化消费支出水平的上升呈现出波动的特点，且分布状况很不均衡（如图1所示）。由样本数据并依据下限公式确定出的组距式分配数列的众数m0约为1388.89元，而样本均值X―约为2245.36元，即居民家庭人均年文化消费支出的均值与众数差值约为856.47元，这在某种程度上反映了新疆居民文化消费支出分布的不均衡。同时本文又观察到，没有达到样本均值的数据数目占样本总数的71.1%，即受访对象中有71.1%的人，其家庭人均年文化消费支出没有达到平均水平，这也在一定程度上体现了分布的不均衡。
2.2不同受访地区间的家庭人均消费水平差异较大，且居民消费水平不完全受到经济发展水平的影响
在本文调研的新疆八个地区居民家庭人均年文化消费支出情况如图1所示，通过观察我们可以得知，这八个在新疆具有代表性的城市之间的居民文化消费水平的差异非常显著，排在前三位的城市分别是乌鲁木齐、克拉玛依和石河子，排在后三位的则分别是喀什、伊宁和昌吉，其中，乌鲁木齐的居民年消费水平比昌吉高6156.25元，以上均在一定程度上反映出了新疆各地区之间的居民文化消费水平存在着差异性较大的问题。同时还可以发现，虽然图1中不同城市居民文化消费水平由高到低的排列规律大体上遵循着地区经济发展水平的排列规律，但是也有个别例外，如昌吉，其发展水平近年来一直居于全疆前列，但从该地区得到的调查数据却显示该地区的居民文化消费水平并不理想，受访居民普遍反映在自己的周围缺少科技馆、图书馆等文化事业设施以及KtV、网吧等文化产业设施。
2.3居民文化消费水平受到多种因素的影响
本文对调查所得的居民个人信息数据分别与其文化消费支出情况进行了单因素方差分析后发现，居民的性别、家庭人口数量对其文化消费水平的影响是不显著的，而居民的民族、年龄、月收入水平、学历、职业、婚恋状况以及家庭就业人口数量对其文化消费水平具有显著性影响，其中，年龄段、月收入水平、学历和职业对消费水平的影响非常显著。
2.4不同民族的受访者对不同文化产业发展的支持偏好有所异同
本文从受访者的民族信息中选择四个主要民族（汉、维吾尔、回、哈萨克）的受访信息进行了相应的数据处理，处理结果显示（如图3）：相同的是，四个不同民族的受访者对不同文化产业发展的支持偏好中，对民族特色文化产业发展的支持偏好所占比重均是最大的；不同的是，汉族受访者的支持偏好相对而言较平均，其中有一定比例的受访者对儒教国学文化和太极道家文化有一定的支持偏好，而其余三个少数民族受访者对太极道家文化均没有支持偏好，其中，哈萨克族受访者对儒教国学文化也没有支持偏好。
2.5不同地区居民的文化消费倾向有所异同
本文将调查所得的关于居民文化消费倾向的数据按地区进行了分类，并依据不同的消费项目进行了占比情况的统计，结果显示（见下表），不同地区的居民对文化消费的偏好性和倾向性存在着一定程度上的异同。从整体上看，各地区受访居民在文化消费方式的选择上均偏好于旅游，其中，趼衬酒胧小⑹河子市、克拉玛依市、哈密市和伊宁市的受访者中，更偏爱旅游的受访者占当地受访者的比例分别约为64.57%、62.71%、58.33%、69.23%和83.87%。另外，乌鲁木齐市的受访居民还热衷于看电影、进行教育及艺术培训，消费占比分别约为46.13%和42.00%；哈密的受访者也很喜欢在电影、各类演出、讲座展览、教育及艺术培训以及日常休闲娱乐上面进行文化消费的支出，占比分别约为46.15%、61.54%、64.62%、68.04%和49.23%；伊宁市的受访居民除了非常喜欢进行旅游消费之外，还喜欢进行日常休闲娱乐消费，占比约为46.77%；而昌吉市的受访居民更偏向于将钱消费在玉石、金银首饰品等文化产业项目上面，占比约为52.38%，此外还喜好于进行日常休闲娱乐方面的消费，占比约为40.48%；库尔勒市的受访居民更喜欢看电影，占比约为77.78%，此外还喜欢在日常休闲娱乐和旅游方面进行消费，占比分别约为63.49%和55.56%；喀什市的受访居民中，有56.60%的人选择进行教育及艺术培训的支出，此外还喜欢在讲座展览、旅游以及玉石、金银首饰品方面进行消费，占比分别约为45.28%、52.60%和43.40%。
3结论与政策建议
由以上分析可以得出结论：新疆居民的文化消费水平呈现出“三七分布”这种不均匀的分布特点，即少数人的消费水平很高，多数人的消费水平处在较低水平，并且分布状况表现为不断波动；此外，新疆的居民文化消费水平还表现出地区间的巨大差距；综合来讲，新疆居民的文化消费水平与居民的所在地、民族、年龄、月收入水平、学历、所从事职业、婚姻状况和家庭就业人口数这八个因素显著相关。综上所述，提出以下建议：
（1）鉴于前文提到的新疆居民文化消费水平所呈现出的“三七分布”的不均匀分布现象，政府的文化产业相关部门应该制定积极的文化产业导向政策，不断加大对文化产业发展的扶持力度，使得文化产业不断发展，居民文化消费成本不断降低，同时鼓励居民多进行文化消费，以尽可能地消除文化消费水平的不均匀分布。
（2）由上文所得出的描述性统计结论可以得知，经济水平相对发达的城市或地区，其居民的文化消费水平往往也处于较高水平。而新疆由于历史、地理等因素的影响，其发展长期表现为总体发展落后、地区发展不均衡等情形，目前新疆正处于“十三五”规划的扶贫脱贫关键时期，为此自治区和各地州人民政府应该在制定各项扶贫脱贫政策的同时，结合各地州的现实情况推出支持文化产业发展的相关政策，形成“以经济发展促文化产业发展，以文化a业发展助力经济发展”的新格局。此外，自治区政府还应该针对不同地州的发展水平因地制宜地出台各项发展政策、方针，以尽可能地减小新疆各地区发展和消费的不平衡。
（3）由于新疆居民文化消费水平除了受居民所在地影响较大以外，还受到居民的民族、年龄、月收入水平、学历、所从事职业、婚姻状况和家庭就业人口数的显著影响，政府以及文化产业企业在制定相关政策和引导消费者进行文化消费的时候可以从这几方面入手。例如，根据不同民族、不同年龄段、不同职业、不同学历、不同婚姻状况的居民制定不同的消费引导措施或推出不同的文化消费项目等，此外，扩大就业，减少失业率，提高教育水平等举措也可以提升居民的文化消费水平。
（4）新疆各地区的文化产业相关部门可以在本地区广泛调研、深入分析，获取大量关于本地区居民文化消费偏好的数据，进而因地制宜地制定符合当地居民“文化消费口味”的文化产业政策，从而可以更好地精准扶持当地文化事业和文化产业的发展。此外，新疆由于近年来的高速发展以及作为国家“丝绸之路经济带”发展战略的核心区，交通也获得空前的发展，各地区的交通变得越来越便利，生产要素的流动也变得越来越迅速，各地区的文化消费观念也在不停地相互影响。因此，各地区的文化产业相关部门在制定政策时也要与其他地区的政策制定相关部门保持高度的信息对称性，以确保各地文化产业政策的对接性良好，从而更进一步地推动整个新疆维吾尔自治区文化产业的发展。
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居民消费水平论文篇10
［关键词］居民消费结构；国际贸易；aDF单位根检验；协整检验；格兰杰因果关系检验
1引言
消费理论与实证一直是国内外经济学界的一大研究热点，研究的侧重点和结论各不相同。近些年来，学术界开始有研究分析国际贸易对居民消费需求的影响。从总量关系上看，林永生、张生玲(2006)认为，增加进口会对国内消费水平产生积极影响，并利用我国1991—2005年度数据实证得出，我国消费品进口每增加1个百分点，会提高国内消费水平0.699个百分点。徐璐(2010)结合1990—2006年统计数据，对我国居民人均消费与进出口贸易的相关性进行实证分析，结果表明两者间存在正相关关系。笔者利用oLS估计法作回归，由于1979—2008年中国居民消费数据与居民可支配收入数据、进出口量数据之间单整的阶数不同，可知各变量的时间序列非平稳，出现伪回归的可能性较大。
在消费结构方面，相关研究并不多。胡延平(2009)通过广东1979—2006年的数据实证分析得出，进出口变动是居民消费变动的原因，进口的作用要大一些。农业居民消费对出口的影响要大于非农业居民消费，而非农业居民消费对进口的影响要大于农业居民消费。
国际贸易对中国居民消费需求是否有显着影响？如果有影响又是通过何种机制发挥作用？这些仍是值得探讨的问题。本文尝试对中国居民消费结构与国际贸易关系作初步分析。
2理论与计量模型框架
居民消费结构是指各种形式、各种内容的消费在总消费额中的比重以及它们之间的相互关系。在本文中，我们用恩格尔系数来反映居民消费结构(食品支出占家庭总支出的比重)。恩格尔系数过大，必然影响其他消费支出，特别是影响发展资料、享受资料的增加，限制消费层次和消费质量的提高。恩格尔系数减小，通常表明人民生活水平提高，消费结构改善。
影响居民消费最直接的因素是居民收入水平，其他条件不变，收入的增加会引起消费支出的增加。收入的增加同样会对消费结构有影响，具体表现为高收入家庭的食品支出占总支出的比例较低。
进出口对消费结构的影响机制较复杂，它们之间互相影响，存在互为因果的关系。首先，进口受一国居民可支配收入及消费结构的影响，同时也会影响消费结构。例如，随着中国居民收入的提高，对外国进口品，特别是对高档品或耐用消费品的需求会增加。有时，这种消费的“示范效应”会很明显，并逐渐引领居民消费结构升级。其次，考虑到中国的出口部门吸收了大量的劳动力，出口的增加带动人们收入水平的提高，引起消费结构的改变。另外，出口部门生产销售的优质产品亦会产生“外溢效应”，从而间接地影响居民消费结构。
因此，我们可以构建影响城乡居民消费结构的计量方程。1模型假设
eCt表示城镇居民恩格尔系数，eCR表示农村居民恩格尔系数；Dit表示城镇居民可支配收入，单位亿元，DiR表示农村居民收入，单位亿元；im表示进口额，单位亿元，eX表示出口额，单位亿元；C为常数项。本文的数据来源于《新中国60年统计年鉴》，计量分析软件采用eviews5.0。由于1979年城镇居民恩格尔系数的统计缺失，本文以1978年代之。2变量平稳性检验
使用oLS回归分析前，为保证回归的有效性，要求数据是平稳的，因此我们先对各变量进行单位根的aDF检验，由于各变量时间序列均有明显的变动趋势，所以检验时同时考虑截距项和线性时间趋势项。检验结果见表1：
从表1的aDF检验结果表明在5%显着水平下，各变量的检验t值均大于临界值，我们不能拒绝有单位根的原假设，因此变量表现为非平稳。而进行过一阶差分处理的各变量均通过了检验。3协整关系检验
对变量的平稳性检验可知，虽然eCt、eCR、inDit、inDiR、inim、ineX各自的时间序列是非平稳的，经过一阶差分后则可视为平稳序列，即i(1)，再进行协整检验：
(1)eCt和lnDit、lnDiR、lnim、lneX的协整检验
将上式的残差序列单独表示出来，检验方程为Δφt=αφt-1+ηt，再检验残差序列的平稳性，利用aDF的单位根进行检验，检验类型不带截距项和常数项。检验的零假设是存在单位根，即残差系数为零。检验结果表明：1%显着水平下的t值-2.6471大于aDF统计值-2.9754，我们拒绝原假设，认为残差序列是平稳的。因此，我们得出结论，经过一阶差分的eCt与lnDit、lnim、lneX之间存在协整关系。这表明城镇居民消费结构与城镇居民收入、进出口之间存在长期、稳定的均衡关系。
(2)eCR和lnDiR、lnim、lneX的协整检验
由于各变量系数均未通过显着性检验，我们可以认为，农村居民消费结构与lnDiR、lnim、lneX之间影响不显着。4格兰杰因果性检验
确定eCt、lnDit、lnim、lneX之间的协整关系后，我们再进行格兰杰因果关系检验，滞后期选3。检验结果如表3：
3结论
1979—2008年，中国城镇居民消费结构与居民可支配收入、进出口之间存在显着影响。第一，居民可支配收入的增加对居民消费结构的升级有促进作用，lnDit每增加一个百分点，eCt降低0.1627个百分点。结果符合我们的预期。第二，进口与城镇居民消费结构存在显着影响，但两者间不存在格兰杰因果关系。lnim增加一个百分点，eCt降低0.0716个百分点。这可能是因为城镇居民消费结构的改善有一部分是由进口结构的变化引起，即非食品占总进口的比例不断增大，我们可以结合进口结构数据推出可以验证的假说。第三，出口对城镇居民消费结构有显着影响：lneX增加一个百分点，eCt增加0.1582个百分点，且在10%显着性水平下，lneX变化是引起eCt变化的格兰杰原因。
由于中国出口导向型经济特点，出口对中国居民消费结构的影响有两方面：一是出口的增加带动居民收入的增加从而改善消费结构，这是“收入”效应；二是出口(国外消费需求)对国内居民消费的“挤出”效应。从估计方程来看，总效应表现为出口不利于中国城镇居民消费结构的升级。
由于农村居民消费结构估计方程各系数不能通过显着性检验，可以认为农村居民消费结构的变化与农村居民收入、进出口之间没有明显关系，即进出口贸易不能显着影响农村居民消费结构。这可能与我国城乡二元经济结构等更深层次的原因有关。
：
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