居民消费影响因素论文篇1
关键词：消费环境；城镇居民消费；消费需求
一、引言
自从改革开放以来，我国经济发展主要都是依靠投资和外贸“两架马车”来拉动经济的增长，但是随着全球经济危机和西方发达国家经济放缓，对我国外贸和国外投资的经济产生副作用。这时候就需要投资、对外贸易和消费这“三架马车”并驾齐驱，拉动我国经济的发展。2014年国务院政府工作报告强调，扩大内需是经济增长的主要动力，政府的重点工作之一就是增强内需拉动经济的主引擎作用。把扩大内需，特别是扩大消费需求作为保增长的重要立足点，为我国经济平稳快速发展提供持久动力。释放居民消费潜力成为扩大消费需求的必要措施，而消费环境的改善又对释放居民消费潜力，扩大居民消费需求有重要的影响作用。
在我国的研究综述中，关于农村消费需求的研究文献较多，其中，王静在《农村居民收入的不确定性及对其消费行为的影响》研究发现工资性收入的不确定性低于经营性收入的不确定性。在市场经济体制改革后，农民工资性收入和转移性、财产性收入比重增大，收入多元化降低了农民收入的不确定性。孙慧钧的《我国居民消费的实证分析―运用协整理论对1978―2002年实际数据的分析》中综合考虑了相当多种影响的因素，分别利用协整理论研究我国城镇和农村居民消费关系，分析了制约我国居民消费需求的主要因素，并比较分析了我国城镇和农村居民消费行为的共性和差异性。而研究消费环境对城镇居民消费影响的研究综述较少。对于城镇居民消费的研究中，只有晏艳阳主持课题组的《中国城乡居民消费与收入动态关系的比较研究》立足于城乡统筹的视角，分别从总量、结构、区域等多方面对我国城乡收入消费现状进行了描述，综合运用考虑突变点的协整及误差修正模型，修正后的eLeS模型、面板数据模型对我国居民收入消费的动态关系进行了研究，并且指出启动城乡居民特别是农村居民的消费需求，有助于促进城乡经济的协调发展。孙凤、易丹辉在《中国城镇居民收入消费的协整性及误差修正模式》一文选取了1954―1997年的城镇居民收入和消费支出数据，从协整的角度对居民收入与消费关系进行研究，得到收入和消费之间的动态均衡关系。
本文综合运用西方消费理论中适用于中国的收入效用理论和消费需求理论，对我国消费环境对城镇居民消费需求情况加以分析，是西方收入消费理论在中国的实际应用，对充分运用西方经济理论发展和完善我国市场经济理论，具有重要的理论意义。通过分析我国消费环境对城镇消费需求的关系，找出制约其效应发挥的症结，并提出有针对性的、有实际操作价值的对策及建议。这对促进国内消费需求，完善中国市场经济，更有效地发挥政府在优化资源配置和促进经济增长，实现经济的平稳增长和优化资源的配置，具有重要的现实意义。
二、我国城镇居民消费环境现状分析
消费环境是指消费者在生存和发展的过程中面临的，对消费者有一定影响的、外在的、客观的因素，包括社会环境与经济环境两方面。本文将从这两个层面探讨居民消费环境。
1、经济环境层面
经济消费环境对城镇居民消费的影响因素主要包括人均可支配收入、就业水平等指标为影响的变量。下面将逐一浅析经济环境层面是如何影响城镇居民消费的。
（1）人均可支配收入。人均可支配收入是经济环境层面中最能影响城镇居民的消费，在这个变量中我们选取了城镇居民人均可支配收入这个参数作为衡量指标。一般来说，城镇居民人均可支配收入是直接影响到城镇居民的消费的，当经济形势好，人均可支配的收入越多，居民的消费能力就越大，就越有消费的欲望，人们的消费倾向就越大。
（2）就业水平。就业水平也是影响城镇居民消费的一个重要因素。本文选取就业人数作为衡量城镇居民就业水平的参数。就业水平是一个能直观影响城镇居民消费的因素。当城镇居民就业水平高时，就意味着城镇居民就业人数较多，失业人数少，经济形势较乐观。就业的人数越多，人们挣的钱就越多，城镇居民消费水平也就提高了，同时意味着人们的消费倾向也就提高了。
在上面的衡量影响居民消费的经济层面的消费环境中，我们例举了两个衡量指标来推倒影响城镇居民消费环境的经济因素。
2、社会层面环境
在影响城镇居民消费环境中，除了经济因素的影响外，还有社会层面环境对城镇居民的消费环境也有较大的影响。本文将列举收入分配做为影响因素来衡量城镇居民社会层面的消费环境。随着改革开放进程的不断加快，我国城镇居民的收入大幅度增长，与此同时，城镇居民的收入分配差距也不断扩大。本文利用衡量收入分配的基尼系数来进行测算，得出影响我国城镇居民社会层面的消费环境。当城镇居民收入分配的差距不断扩大时，财富都越来越集中到少数人手中，但每个人的消费需求是有限的。而收入少的城镇居民将没有足够的消费能力，这也将会影响整个社会的消费水平。
在影响城镇居民消费的社会层面的因素中，我们将对收入分配进行分析，来探讨社会因素方面对城镇居民消费需求的影响。
三、模型以及实证分析
本文假设城镇居民人均可支配、就业水平以及不确定等因素对居民的消费需求具有重要作用。本文中经济因素用econ来表示，社会因素用soc表示，城镇居民消费水平用nC表示，城镇居民可支配收入用wag表示，就业水平用emp表示，同时基尼系数用gini来表示。根据上述分析，我们分别从《中国统计年鉴》收集了从2000―2013年的数据，假设居民消费是消费环境的函数，据此可构建这样一个简单的模型：
由模型可以得出城镇居民人均可支配收入、就业水平以及不确定等因素对城镇居民的消费需求水平都通过显著性的检验。从上述的结果中可以看出：各个变量对城镇居民消费需求的影响作用都具有正的作用。其中，社会因素中的gini系数对城镇居民的作用是，当城镇居民的gini系数增加一个百分点，城镇居民的消费需求将增加04623个百分点。经济因素中城镇居民人均可支配收入没增加一个百分点，城镇居民的消费需求将增加0.5672个百分点。同时就业水平每增加一个百分点，城镇居民消费需求将增加0.7254个百分点。中间就业水平的提高，对城镇居民需求的因素最大。
单位根检验，采用aDF检验，得到结果如表2。
从上面的结果中得到显然原序列变量的检验t统计量在10%的显著水平下都不能通过平稳检验，因此它们是非平稳的序列，需要进一步做差分检验。经过进行一阶差分后得到方程依然是非平稳的，再次做二阶差分，二阶差分后，所有变量的t统计量小于显著水平为5%的临界值，即变量的二阶差分序列平稳。
四、政策建议
影响中国城镇居民消费的重要因素是稳中有升的就业水平，而就业水平是保证居民不断提高收入的重要因素，也是一个直接关系到民生的问题。因此，政府系列配套的就业促进政策将有助于创造更多就业岗位并实现整体就业水平稳定。从结论可以看出，为提升中国居民消费的健康增长，需要从收入与就业这两个影响因素着力，包括适时优化税制改革，提高个人所得税的起征点，通过税收优惠、贴息贷款等多方式来促进增加居民的可支配收入，同时减少社会因素中的不确定因素。实际上，自改革开放以来，中国经过了近三十年的高速增长之后，现在已到了增长“反哺”收入的转折期。从长远来看，促进中国居民消费水平的健康提升，需要打造一个有利于促进消费的消费环境，除了经济环境建设之外，还需要从完善社会环境着手。完善社会环境，主要包括切实保证公共产品的有效提供，健全覆盖城乡居民的社会保障体系，降低社会分配不公的现象等主要方面。
良性消费环境的形成与发展是经济和社会政策综合而长期积累的结果，要真正实施提高居民消费的措施，就需要一个“稳中求胜”心态下的政策系统组合共同形成。
参考文献
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居民消费影响因素论文篇2
关键词：集约边际贸易扩张经济增长消费福利
引言
贸易作为一个完整的生产过程四大环节中交换环节的重要内容，它不仅制约着交换效率的提高，也直接影响到居民最终对贸易商品和服务的消费福利感知，同时还影响到下一阶段生产过程是否顺利进行。而国际贸易的产生和发展更是关系到贸易国居民消费福利和经济增长等方面的问题，当前针对国际贸易为何增长、贸易增长对贸易国经济的影响如何，以及如何更好地发挥各国比较优势制定适当的贸易政策来促进贸易增长等问题，国内外的理论研究和实证研究并没有取得一致共识，irvingB.Kravis（1970）认为一国内部因素是经济增长主要推动要素，而对外贸易作为外部因素只能刺激经济增长。但D.H.Robertson和R.nurkse分别在20世纪30、50年代指出国际贸易已经成为一国经济增长的“发动机”。尽管现有的关于贸易发展和经济增长之间关系的研究并没有取得共识，但有必要指出的是贸易尤其是国际贸易对制约贸易国居民对商品和服务消费的福利这方面的研究更缺乏共识。鉴于此，本文不仅是在新的国际贸易背景下对贸易与经济增长之间关系进行量化分析，更为重要是尝试给出国际贸易对我国居民消费福利波动影响的直接经验证据。
文献述评
现有的相关文献在分析贸易扩张和经济增长之间关系时，基本上从贸易广度扩张、价格扩张及数量扩张三个层面进行解析。其关注的核心问题就是贸易广度扩张也即是贸易的集约边际扩张对经济增长及国民福利的影响。
（一）贸易扩张与经济增长
现有的关于贸易扩张和经济增长关系的代表性文献更多的体现在国外研究层面。armington（1969）通过构建贸易理论模型对贸易扩张和经济增长关系进行研究，其认为经济体系规模的扩张会导致对外贸易的扩张，如果贸易商品或服务的同质程度较高，那么就会导致贸易商品或服务价格下降，就此意义而言经济体系迅速扩张一般会导致贸易状况的恶化。但在实际经济增长和贸易扩张实践进程中，这一关系并没有得到显著验证，其中一个可能关键原因在于经济增长会扩充贸易商品或服务的广度，会增加更多的可贸易新型商品或服务进而导致贸易进一步扩张（Gagnon，2004）。同时这一结论也得到Krugman（1989）的研究支持。Ghosh，ostry（1994）；Bleaney，Greenaway（2002）通过对贸易扩张和经济增长之间关系研究揭示，贸易扩张对经济增长的影响主要通过贸易扩张导致出口商品或服务多样化，而贸易产品多样化在很大程度上推动了经济增长。其研究进一步指出贸易集约边际扩张可以实现贸易增长的稳定性，在一定程度上可以削弱国外市场需求扰动的冲击，最终促进经济稳定增长。Hauman，Rodrik（2003）研究认为，贸易扩张导致的贸易商品或服务种类的扩张，进而形成贸易商品的规模经济效应并降低贸易商品或服务成本，最终实现经济稳定增长（marin，1992）。Heiko，Hesse（2008）通过构建实证分析框架认为，贸易集约边际扩张与一国经济增长存在正相关关系。以上代表性文献显示，一国对外贸易集约边际扩张可以在一定程度上克服贸易商品或服务同质性所造成的价格下降而导致的经济增长不利影响，因此我们给出第一个研究假设H1：在其他条件既定情况下，贸易集约边际扩张与我国经济增长之间存在正相关关系。
（二）贸易扩张与居民消费
综合现有的关于贸易和居民消费福利之间关系的研究文献，我们发现对于二者之间直接关系的研究较少。徐璐（2010）对我国居民消费和对外贸易之间关系进行实证检验，其研究认为，我国居民人均消费与进出口贸易之间存在正向相关关系，并讨论了改变消费理念和消费环境对于促进我国对外贸易扩张的意义。赵应宗（2000）研究认为对外贸易扩张进程中消费品进口的扩张会导致居民边际消费倾向的扩张，进而导致对外贸易乘数的扩大（赵应宗，2001）。林永生、张生玲（2006）通过考察我国1991-2005年间对外贸易和居民消费实际数据并进行实证分析，其研究认为增加进口会导致国内消费水平的提高，样本期内消费品进口增加1个百分点，国内居民消费水平就会上升0.7左右的百分点。胡延平（2009）结合二元经济特征对我国国际贸易与居民消费之间关系进行实证分析，其研究认为以进出口为代表的国际贸易波动是我国居民消费波动的不可忽视的诱因，而进口对居民消费尤其是农业居民消费波动的影响要小于同等条件下出口对居民消费波动的影响，而对于城镇居民消费而言，进口波动对其影响更为显著。刘德学、陈必伟等（2011）通过构建计量实证模型对我国居民消费结构与国家贸易之间关系进行探讨，其研究表明出口在一定程度上抑制了我国居民消费结构的升级，与此对应的是进口促进我国城镇居民消费的升级，但国际贸易对我国农村居民消费结构的影响并不显著。基于已有的关于贸易扩张和居民消费之间关系研究文献，可以看出二者关系存在但并不显著。因此，给出本文第二个研究假设H2：在其它条件不变的情况下，贸易集约边际扩张对我国居民消费福利存在直接性影响。但是这种影响性质需要下文中的经验验证。同时，既有的诸多关于经济增长与居民消费之间关系的研究显示，居民消费与经济增长存在紧密关联，而由上文关于贸易扩张与经济增长之间关系研究文献可以看出，贸易扩张与经济增长之间同样存在紧密关联。基于这种内生逻辑传导路径，给出本文的第三个研究命题H3：贸易集约边际扩张通过影响经济增长对我国居民消费福利的影响存在并且显著。
研究设计
（一）模型设定及变量选取的经济学解释
结合本文的研究思想，为了更好的捕捉贸易集约边际扩张与经济增长及居民消费福利波动之间的关系，延续一般相关实证研究选取C.Cobb-p.Douglas生产函数模型作为基本分析框架，并结合本文实际研究需要对其进行合理扩展。C.Cobb-p.Douglas生产函数模型基本形式为：
（1）
在（1）式基础上，我们对其两端同时取对数可得一般线性模型形式，如下：
Ln（Y）=Ln（a）+a1*Ln（x1）+a2*Ln（x2）（2）
其中，Y为产出要素，x1和x2为投入要素，a、a1、a2分别为正常数，并且满足0
则可以得出该生产函数也是a1+a2次齐次函数，也即是说对于任意非0常数λ，若a1+a2=1，则投入要素对于产出要素而言具有规模不变性态，同时该模型也刻画了非严格凹函数的生产特性；若a1+a21，则投入要素对于产出要素而言具有规模递增性态，此时生产函数刻画的生产特性既不是凹函数也不是凸函数。由此可见，采取C.Cobb-p.Douglas生产函数模型可以避免先验决定投入要素对产出要素影响性态而造成主观性偏误。
在理论模型设定的基础上，依据已有的相关研究文献和变量自身的经济学意义对本文变量进行筛选和解释。首先，结合已有研究文献定义贸易集约边际扩张（intensiveexpansion）一国出口商品或服务的总体规模和数量的增加（龚向明，2012）。由此，本文选取我国出口商品或服务总量的增长率（eXie）表征我国贸易集约边际扩张因素；其次，继承已有研究，选取我国GDp增长率（g）表征我国经济增长因素；最后，针对我国居民消费福利波动因素，还选取城镇和农村家庭消费性支出（CS）来反映我国居民实际消费状况，在此基础上，我们利用Hodrick-prescott滤波分别得出居民消费循环项（CSC）和趋势项（CSt），并依据公式：得出我国居民消费缺口量，其实质就是我国居民消费支出围绕消费支出趋势（CSt）上下波动序列，也即是本文用于反映我国居民消费福利波动因素的变量。同时，根据经典计量经济学相关理论，为了避免遗漏变量所导致的可能拟合偏误，我们结合已有相关研究对相关变量进行控制。控制变量有：政府支出增长率（RGe）、居民可支配收入增长率（RDi）及通货膨胀（Cpi）。
（二）本文经验论证模型设定的经济学分析
在上文理论模型分析的基础上，结合本文的研究假设H1，在基本理论模型（2）的基础上我们给出假设H1的线性经验论证模型：
Ln（gt）=c3+α1*Ln（eXiet）+α2*Ln（RGet）+α3*Ln（RDit）+α4*Ln（Cpit）+μt（3）
可知模型（3）捕捉的是在控制其他因素情况下，贸易集约边际扩张对经济增长的直接影响性态。同样，结合本文研究假设H2，我们给出假设H2的线性经验论证模型：
Ln（GaCSt）=c4+β1*Ln（eXiet）+β2*Ln（gt）+β3*Ln（RGet）+β4*Ln（RDLt）+β5*Ln（Cpit）+μt（4）
在基本假设H1和H2得到经验论证的基础上，我们结合其论证模型（3）和（4）可知，将（3）式中Ln（gt）代入到经验论证模型（4）中即可得到本文第三个研究假设H3的经验表达式，也即是我国贸易集约边际扩张通过对经济增长影响而最终对我国居民消费福利波动影响的性态。
在本文具体经验论证模型设定的基础上，进一步给出贸易集约边际扩张、经济增长对居民消费福利波动影响的比较静态分析框架。首先，给出贸易集约边际扩张对我国居民消费福利波动直接影响的比较静态等式（5）和（6）：（5）
（6）
在此基础上，给出贸易集约边际扩张通过经济增长因素对我国居民消费福利波动间接影响的比较静态等式（7）和（8）：（7）
（8）
最后，结合我国经济运行实际和数据的可获得性，本文选取2001-2013年度期间变量数据，同时为了增加样本观测容量选取的数据频率为季度数据。本文数据均来自中经网统计数据库和epS全球统计数据库。
实证分析
（一）基本单变量统计分析和相关检验
单变量的基本统计描述分析作为实证研究中必不可少的组成部分，不仅有助于我们了解变量序列的基本统计分布规律，更重要的是通过合理的基本统计分析可以避免变量序列中可能存在的异常值对拟合结果的干扰。基于此，文章对原始变量序列的单变量分析如表1。表1显示，除去政府财政支出增长率分布呈现尖峰厚尾的金融时间序列分布特征外，其余变量均呈现近似正态分布性态。同时，我国居民消费福利缺口在样本期内呈现出了显著的波动性状，在一定程度上表明我国居民消费福利波动幅度较大，我国居民消费并不稳定。而对应实际居民可支配收入增长率和贸易集约边际扩张呈现稳健上升的性状，而政府支出增长率也表现出较为显著的波动上升态势，其增加的幅度高于居民可支配收入增长和贸易集约边际扩张的速度。整体来看，变量序列并不存在异常值，其变量序列分布具有良好的经验分析性状。
承接上文单变量分析，结合本文变量序列具有时间序列特征，我们有必要对变量序列平稳性进行检验，借以避免非平稳序列回归产生的经验分析偏误。则平稳性检验结果如表2。表2单位根检验进程中，我们不仅给出当前检验功效最强的DF-GLS单位根检验结果，同时也给出左单侧检验pp单位根检验结果进行对照。表格还分别给出两种单位根检验tau值和Z（t）值，及其对应的5%置信水平上阀值。由表2检验结果来看，除去ln（Cpi）在10%的显著水平上拒绝存在单位根的原假设外，其余变量均在5%的水平上显著拒绝存在单位根的原假设，也即是说本文变量序列至少在10%的显著水平不能拒绝变量序列为平稳序列的假设。
（二）经验拟合分析
承接上文分析，我们对本文经验论证模型（3）和（4）进行拟合回归，同时为了对目标回归结果的稳健性进行分析，文章继承已有相关文献中稳健性回归的检验方法，对模型（3）和（4）进行稳健性检验回归，选取样本期间内2004-2013年间样本进行拟合检验，借以捕捉拟合结果稳健性。鉴于此，文章将目标拟合和稳健性检验回归结果同时摘录到表3。
表3中经验拟合结果表明，贸易集约边际扩张与经济增长之间存在显著正相关关系，但在控制经济增长因素的情形下，贸易集约边际扩张与我国居民消费福利的波动呈现显著负向相关关系，直接经验分析显示贸易集约边际每扩张1个百分点，我国居民消费福利波动就会降低1.02个百分点，在一定程度上表明以出口为代表的贸易集约边际扩张有利于我国居民消费福利的稳定。同样经济增长因素与我国居民消费福利波动存在显著负向相关关系，表明经济增长有利于抑制我国居民消费的波动进而促进我国居民消费福利的提高。同时，政府财政支出因素和居民可支配收入因素与我国居民消费福利波动呈现正向相关关系，表明了财政支出和居民可支配收入增加不利于我国居民消费福利的稳定，但财政支出和可支配收入对居民消费福利影响程度小于贸易集约边际扩张和经济增长对其的影响程度。在直接经验分析的基础上，我们结合上文比较静态分析等式进一步对贸易集约边际扩张因素对居民消费福利波动直接和间接影响进行比较静态分析。则我们将直接经验分析结果分别代入到比较静态等式（5）、（6）、（7）和（8）中整理为：（9）
（10）
（11）
（12）
由（9）和（10）比较静态等式可以看出，贸易集约边际扩张对居民消费福利波动的边际影响主要受到集约边际因素的影响，如果当期贸易集约边际呈现扩张现状，那么其对居民消费福利波动边际影响为负并呈现非稳态的上升性态，表明出口集约边际扩张有利于抑制我国居民消费福利波动，从而稳定我国居民消费福利状态；反之，如果当期我国贸易集约边际呈现收缩状况，那么其对我国居民消费福利波动边际影响呈现正向助推作用，并且这种影响呈现持续上升的非稳态趋势，表明出口收缩表征贸易集约边际因素不利于确保我国居民消费福利的稳定。进而结合（11）和（12）比较静态等式可以看出，贸易集约边际因素通过经济增长因素对我国居民消费福利波动的间接影响呈现出与直接影响同质的性态，只是在某种程度上而言这种间接影响的程度略大于其直接影响的程度，也就是说，当我国贸易集约边际收缩时，如果考虑到对经济增长影响情形下这种贸易集约边际收缩更进一步的加剧了居民消费福利波动，反之，当贸易集约边际扩张时，如果考虑到对经济增长的影响，那么这种扩张会更有利于稳定居民消费福利状态。而贸易集约边际因素对居民消费福利波动的直接和间接边际影响趋势同样呈现非稳态上升性状，同时这种非稳态的上升性状也受到政府财政支出、居民可支配收入等因素的制约。
研究结论与启示
在合理扩展C.Cobb-p.Douglas函数模型基础上，文章系统地构建了贸易集约边际扩张和经济增长因素对我国居民消费福利波动影响的比较静态分析框架。直接实证分析和比较静态分析结论显示，以出口规模为代表的我国贸易集约边际的扩张有利于我国居民消费福利的稳定，与之对应是贸易集约边际的收缩在一定程度上加剧我国居民消费福利的波动。而在考虑经济增长因素情形下，这种贸易集约边际的收缩或扩张对我国居民消费福利波动的影响更为显著并且同质，也就是说经济增长因素会深化我国贸易集约边际波动对居民消费福利波动的影响。而经济增长因素本身对我国居民消费福利波动的影响与贸易集约边际因素对居民消费福利波动影响呈现同质性态。
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居民消费影响因素论文篇3
关键词：城镇居民消费；收入差距；不确定性；动态面板模型
中图分类号：F063.2文献标识码：a文章编号：1000-176X（2011）05-0104-06
一、引言
20世纪90年代以来，我国经济快速增长，城镇居民的收入水平和消费水平也持续增长，但居民消费增长却远低于经济的增长，也远低于居民收入的增长，表现为我国居民消费率持续走低、居民消费倾向持续下降，而居民金融资产同期却持续大幅增长。1990年我国城镇居民平均消费倾向为0.85，1999年下降至0.79，2008年进一步降至0.71，而同期城乡居民储蓄却以每年20%左右的速度高速增长；1990年我国最终消费率和居民消费率分别为62.5%和48.8%，到2008年下降至仅为48.6%和35.3%，比钱纳里（H•Chenery）等人研究的工业化中后期国家的消费率标准值低30个百分点以上霍利斯•钱纳里（H•Chenery）等经济学家对多个发展中国家工业化进程的研究结果表明，在工业化初期（人均GDp达到140美元），投资率、消费率的平均水平分别为15%、85%；到工业化中期（人均GDp达到560美元），投资率、消费率的平均水平分别为20%、80%；在工业化末期或经济发展到初步发达阶段时期（人均GDp达到2100美元），投资率上升到23%、消费率下降到77%。20世纪末，我国进入工业化中期，目前正处于中期向后期发展的过程中，按照钱纳里的研究，消费率应为77%―80%之间，居民消费率应为66%、投资率应为20%―23%之间，而实际上，2007年我国最终消费率仅为48.8%，居民消费率仅为34.5%，均比标准值低30个百分点以上。
porter的竞争优势理论认为，一个国家需要实现的是具有稳定消费需求的消费型社会，消费拉动型经济增长方式才是真正健康的可持续的增长方式。改革开放以来，我国经济增长主要依靠投资拉动，消费尤其是居民消费对经济的拉动作用不足，导致总消费需求与经济发展之间不能形成良性循环，阻滞了经济顺畅、高效的增长。针对这种现象，很多学者试图从不同角度寻找我国消费需求不足的原因。如从收入分配影响消费倾向的角度，李军［1］、袁志刚和朱国林［2］、苏良军和何一峰［3］、吴晓明和吴栋［4］、杨汝岱和朱诗娥［5］等的研究都得出了收入分配差距扩大会降低居民消费倾向，缩小收入差距能够扩大消费需求的结论。从预防性储蓄和不确定性的角度，龙志和和周浩明［6］、万广华等［7］、施建淮和朱海婷［8］、罗楚亮［9］、杭斌和申春兰［10］、田青等［11］的研究认为未来预期的不确定性是城镇居民存在预防性储蓄动机的重要原因，并导致了居民强化储蓄、减少当期消费的行为。从测算消费过度敏感性的角度，王合绪和夏阳［12］、宋冬林等［13］、申朴和刘康兵［14］、王芳［15］等的研究验证了中国居民存在消费过度敏感性，并分析了产生的原因。
改革开放以来，中国社会和经济发生了很大的变革，持续的收入分配体制、教育体制、医疗体制、住房体制及社会保障体制等改革，使居民收入分配差距逐渐加大，居民对未来支出预期的不确定性明显增强。学者们的研究也检验了收入差距对总消费，以及不确定性对居民消费的影响。然而大多数学者或者研究收入差距对消费的影响，或者研究不确定性对居民消费的影响，很少有文献在实证检验中考虑上述两种因素的综合影响。基于以上考虑，本文利用1998―2008年我国30个省市自治区由于部分年份统计数据不全，所以本文利用除以外的其他30个省市作为研究对象。的面板数据，探究我国城镇居民消费的影响因素，其中既考虑传统的消费习惯、收入、物价、利率等因素，也考察由于经济体制改革带来的收入分配差距以及不确定性（主要讨论住房体制、教育体制、医疗保障体制改革引发的不确定性）对居民消费的影响。
本文结构安排如下：第二部分介绍我国城镇居民消费需求模型建立的理论基础；第三部分利用动态面板模型对我国城镇居民消费影响因素进行检验；第四部分结合动态面板模型的检验结果，对我国城镇居民消费影响因素进行分析；第五部分给出本文的主要结论和政策建议。本文数据源自历年《中国统计年鉴》和中国经济信息网（cei.省略），所有计算均采用eviews6.0软件。
二、中国城镇居民消费需求模型建立的理论基础
1.西方消费理论的发展
西方消费理论大致经历了四个阶段。凯恩斯的绝对收入假说是第一阶段的主要代表。凯恩斯从消费心理出发，认为消费者的消费与收入正相关，但消费的增长低于收入的增长，居民消费呈现出边际消费倾向递减的规律。凯恩斯之后，杜森贝利提出了相对收入假说，他认为消费者的消费支出不仅受其自身收入的影响，也受周围人的影响（即消费的“示范”作用），同时，还受过去时期收入和消费的影响，特别是受过去所达到的消费水平的影响（即消费的“惯性”或“不可逆性”）。凯恩斯提出消费理论不久，经济学家就开始收集数据以验证该理论的正确性，并在家庭调查数据和短期时间序列数据中得到了验证，但很快就出现了“长期停滞假说”和“库兹涅茨与消费之谜”两个凯恩斯理论无法解释的现象。为什么凯恩斯的消费理论在家庭数据和短期时间序列研究中能够成立，但在考察长期时间序列时却不成立？莫迪利阿尼和弗里德曼在各自的理论中对这些看似矛盾的现象给出了解释。
莫迪利阿尼和弗里德曼各自从消费者的选择理性出发，提出了消费的生命周期－持久收入假说（LifeCycleHypothesis-permanentincomeHypothesis，简称LC-piH），这是消费理论发展的第二阶段。LC-piH认为，消费者的消费需求是由他一生拥有的总收入决定的，当前收入增加导致消费者一生可利用的资源增加，从而引起消费者消费的增长，但这些增加的收入要均匀分配到生命周期中，使其在生命周期各阶段的消费同等程度地增加。LC-piH将消费者看做是理性经济人，具有“前瞻性”，其消费决策不仅依据现期收入而且还依据未来的预期收入，即消费者依据持久收入进行消费，当期收入与当期消费之间不具有严格的对应关系。然而，实证检验并不支持以上假说，Flavin［16］发现，消费与收入之间具有显著的正相关性，Flavin把这种现象称为消费的“过度敏感性”。
霍尔将理性预期引入消费持久收入模型中，得出了消费的随机游走假说，这是消费理论发展的第三阶段。随机游走假说认为，如果消费者关于持久收入预期是理性的，则前期消费就是本期持久收入的最佳预期，因此本期消费仅与前期消费有关，其他任何变量（包括当期收入）对消费都没有解释或预测能力。然而，大多数的实证检验不支持这一假说，且随机游走假说有很多严格的假定，因此，该假说并不具有现实解释力。
20世纪80年代以后，预防性储蓄理论得到学术界广泛关注。利兰德和扎德斯对预防性储蓄理论进行研究，他们认为，居民消费除受收入的影响外，还受到居民对未来不确定性预期的影响，对未来不确定性预期越强，预防性储蓄动机就越强，相应地居民会增加储蓄，减少消费，这是消费理论发展的第四阶段。预防性储蓄理论可以说明不少被理性预期理论所无法解释的现象，例如Flavin发现的消费“过度敏感性”与坎贝尔和迪顿发现的消费“过度平滑性”这一对看似矛盾的现象可以同时被预防性储蓄理论所解释。
上述消费理论都只能解释部分消费现象，且各消费理论研究的基础不同。凯恩斯的理论依据是“基本心理法则”，莫迪利阿尼、弗里德曼、霍尔、利兰德、扎德斯等人的研究则假定消费者是追求个人效用最大化的理性经济人。近年来，行为经济学的研究对理性经济人的假设提出了极大的挑战，莱布森等人对消费的研究重新开始回归心理学，他们认为，消费决策不是由极度理性的完全相同的经济人做出的，而是由真实人做出的，其行为只能是有限理性的，他们的一项调查也支持了这一观点。
由上述消费理论的发展过程可见，在西方的消费理论研究中，尚没有哪一个理论能够解释所有的消费现象，经济学家也并未达成关于消费理论体系框架的一致的结论。
2.我国城镇居民消费需求特征及其消费模型建立的理论基础
就我国而言，市场经济完善程度、经济的发展程度以及各项制度的稳定性等方面还远未达到西方发达国家的水平，中国社会中的传统文化、生活理念及价值观与西方社会也存在着较大差异，我国消费者的理性远未达到西方消费理论所假定的理性经济人的程度，但又不是“短视的”、完全“后顾的”消费者，居民的消费处于日渐理性的发展过程中，且在主观上希望达到跨时或一生效用的最大化。基于以上考虑，本文在综合前述西方消费理论框架中提出的影响消费者行为的各种因素的基础上，结合以往关于我国城镇居民消费研究和经验分析，建立如下模型：
Ct=β0+β1Ct-1+β2Yt+β3Xt+εt（1）
其中，Ct表示t期消费，滞后1期的消费Ct-1表示消费习惯（或称为消费惯性），Yt表示t期收入，Xt表示影响消费的其他因素，其中主要包括对未来不确定性预期、收入分配差距以及政策变动等因素。
关于不确定性预期对消费的影响，国内外学者大都以预防性储蓄理论进行解释。预防性储蓄理论认为，未来不确定性的存在使得居民消费并不是平滑的，在不确定情况下，预期未来消费的边际效用要大于确定情况下的消费的边际效用，未来的风险越大，预期未来的边际效用越大，消费者储蓄动机越强。关于不确定性大小的度量，国外文献通常采用失业率或收入的变动来表示。由于预防性储蓄理论产生于成熟的市场经济环境，在社会保障制度完善的基础上，消费者的选择行为更多地依赖于收入的变化，因此采用这种度量方法是合理可行的。而在我国，由于市场机制还不健全，城镇居民福利保障制度尚不完善，教育和医疗等制度改革带来的对未来支出预期的不确定性对城镇居民的影响很大，因此，关于不确定性的度量，本文采用支出预期变量作为不确定性的替代变量。当前，我国城镇居民消费支出中变动最大的支出是购房、教育和医疗支出，且购房、教育和医疗支出具有明显的制度变迁和社会转型期的特征，因此，代表不确定性的支出预期变量可进一步分解为居民购房支出预期和教育医疗支出预期。
在消费政策方面，1998年以后，政府出台了一系列鼓励消费的政策，包括中央银行连续降低储蓄存款利率，调低普通商品房、汽车等耐用消费品的消费税率，推行消费信贷，增加低收入者收入水平等。本文将储蓄存款利率作为影响居民消费的政策变量，一方面，利率调整是各国央行货币政策的重要工具，对投资和消费都有一定影响，另一方面，除利率以外的其他消费政策都可归于影响消费的收入变量和价格变量中。
基于以上分析，式（1）中Xt可分解为购房支出预期、教育医疗支出预期、收入分配差距以及利率四个变量，具体变量含义以及数据见第三部分的模型及“数据说明”部分。
三、基于动态面板模型的我国城镇居民消费影响因素的实证检验
基于前述分析，本文将理论模型（1）进一步扩展为（2）式的模型形式，其中收入分配差距用基尼系数表示。（2）式中，除利率和基尼系数外，其余变量都取对数形式，因此，估计系数可以看做是弹性系数。
ln（cit）=α+β1ln（cit-1）+β2ln（yit）+β3iit+β4ln（jyylit）+β5ln（fjit）+β6Giniit+εit（2）
其中，i＝1，2，…，30由于部分年份统计数据不全，所以本文利用除外的其他30个省市作为研究对象。，代表不同省份；t代表时期。cit代表我国不同省份城镇居民人均实际消费性支出，用居民消费价格指数Cpi平减得到；cit-1代表消费习惯，用前期居民人均实际消费性支出表示；yit代表不同省份城镇居民人均实际可支配收入，用居民消费价格指数Cpi平减得到；iit代表不同省份一年期实际存款利率，用一年期存款名义利率减去相关省份通货膨胀率通货膨胀率数据利用我国各省、自治区、直辖市城镇居民消费价格指数Cpi（上年=100）减去100得到。计算得到；fjit为不同省份城市的平均房价，代表购房支出对居民消费的影响；jyylit代表不同省份城镇居民的教育和医疗消费支出及支出预期，用各地区人均医疗、教育支出占收入的比重表示。Giniit代表各省份内部居民收入差距，用全国平均的基尼系数表示。
1.变量选取说明
（1）购房对居民消费影响的衡量。
住房体制改革以来，随着商品房价格的不断上涨，居民用于购房的支出越来越多，同时居民手中积累的房产财富逐年增多。总体来讲，房产对居民消费具有带动和挤占的双重影响。对于无房户来说，房价升高，其购房支出或预期购房支出相应增加，这部分居民必须攒更多的钱用于购房和之后的还贷支出，这会挤占消费；而对于有房户甚至有多套住房的居民，由于房价的上涨引致了财富效应，财富的增加会直接增加房地产所有者的财富水平，提高其消费倾向，从而带动消费。此外，房地产业作为国家支柱产业，产业链长、关联度大，能直接或间接带动上下游60多个产业的发展，相关产业的发展又带动了行业内个人收入的增加，进而带动消费的增加；对于个体购房者来说，购房之后的装修、家具的购买等消费行为是随之而来。因此，从宏观上看，居民购房情况对消费的影响是带动还是挤占并不十分确定。国外学者对上述问题的研究也没有得出定论，国内学者的观点也未达成一致。
本文用房价作为城镇居民购房支出的替代变量，主要原因在于房价的高低一般决定了购房支出的多少，并且房价高低的变动直接影响了人们对未来购房支出的预期。模型中各省市的平均房价的计算公式为：
fjit=xseitmjit（3）
其中，xseit表示各省商品房销售额，mjit表示各省商品房销售面积。
（2）教育和医疗保健的支出及支出预期的计算。
近年来，我国的教育体制和医疗体制不断被社会所诟病，药品价格虚高、大处方、过度医疗和国家教育经费投入不足导致家庭投入负担过重和教育乱收费等一系列问题，使居民对未来在教育医疗上的支出预期不断增加，居民不得不进行更多的储蓄以应付未来的大额刚性支出。这是经济转型期我国城镇居民面临的主要风险，也是不确定性的主要根源。
本文用不同省份城镇居民实际医疗保健和教育文娱支出之和占实际收入的比重来衡量居民教育和医疗保健的支出预期。计算公式为：
jyylit=jyit+ylityit（4）
其中，jyit表示教育文娱支出，ylit表示医疗保健支出，yit表示居民可支配收入。
（3）基尼系数的计算。
基尼系数是国际上通用的反映居民收入差异程度的指标之一，本文有关基尼系数的计算方法参考中国统计出版社《中国发展报告1997》讨论的方法，计算公式为：
基尼系数=∑ni=1xiyi+2∑ni=1xi（1-Vi）-1（5）
其中，x为各组人口比重，y为各组收入比重，V为各组累计收入比重，n为分组数。本文利用国家统计局关于城镇居民收入7个等级的分组数据，计算城镇居民收入的基尼系数，并用该基尼系数表示各省的居民收入差距。由于各省城镇居民的收入数据所分等级不完全一致，且数据不全，因此无法计算各省城镇居民的基尼系数。总体来看，虽然各省之间城镇居民的绝对收入有较大差距，但各省内部不同收入阶层之间的差距趋同，因此本文用全国的基尼系数替代各省内部的基尼系数。
2.基于动态面板模型的我国城镇居民消费影响因素的实证检验
由本文所构建的模型形式（2）可以看出，因变量的滞后项出现在方程的右边，会导致内生性问题的出现，传统的使用带有固定效应或随机效应模型的oLS回归会造成估计系数有偏。为有效克服上述情况给方程估计所带来的问题，本文选用工具变量法（iV）及广义矩法（Gmm）对方程进行估计。工具变量选择的是被解释变量的二阶滞后值以及外生解释变量的水平值。
为了避免伪回归，在构建模型之前本文对各指标变量的单整阶数进行了检验。具体的检验方法选择了相同根检验方法LLC和不同根检验方法Fish-pp。单位根检验结果表明，三个模型中的变量ln（ck，it）、ln（yk，it）、ln（jyylk，it）、ln（jfk，it）、Giniit都是一阶单整的，ik，it是平稳的，符合建模要求，可以对方程进行估计，估计结果如式（6）所示。
ln（cit）=0.05（1.80）*ln（cit-1）+0.83ln（yit）（46.7）***+0.0005iit（2.46）**+0.19ln（jyylit）（14.6）***+0.04ln（fjit）（5.01）***-0.21Giniit（-3.76）******、**和*分别表示表示在1%、5%和10%显著水平下拒绝原假设；括号中为t统计量。（6）
Sargan检验值为36.7%，表明不能拒绝工具变量约束有效的原假设，工具变量的过度识别约束有效。
四、我国城镇居民消费影响因素分析
根据上述估计结果，本文得出以下结论：
1.我国城镇居民受消费习惯的影响显著，弹性系数达到0.05
霍尔的随机游走假说认为，如果消费者关于持久收入的预期是理性的，则前期消费就是本期持久收入的最佳预期，因此本期消费仅与前期消费有关，其他任何变量（包括当期收入）对消费都没有解释或预测能力。用模型可以表示为：
Ct=Ct-1+et（7）
本文的检验结果表明，我国城镇居民消费行为不符合随机游走假说，消费者对于持久收入并没有肯定的预期，因此他们不能按照前期消费来支配本期的消费行为，这与我国经济转轨时期消费者面临更多的不确定性的特征是相符的。
2.收入始终是影响消费的最主要因素，弹性系数达到0.83
因此，提高我国城镇居民的收入水平可以极大地刺激居民消费。图1显示了1978年以来我国城镇居民收入与消费的关系，经检验表明，城镇居民的消费与收入之间具有协整关系，在长期内，消费将与收入维持同步增长的态势。
3.反映实际利率变化的系数虽然显著，但只有0.0005
表明居民消费在样本期内受利率变动的影响很小，实际利率每增加一个百分点，居民消费会相应提高0.0005%，利率调整对消费具有替代效应和收入效应。替代效应是指利率下调实际上提高了未来消费的价格，降低了当前消费的价格，使居民更倾向于减少储蓄，增加当期消费；收入效应是指利率下调实际上减少了居民的财富收入，迫使居民减少消费。在一般情况下，替代效应要大于收入效应，因此，一般认为，利率下调具有减少储蓄和促进消费的作用。实际利率对居民消费的影响为正，说明储蓄的收入效应大于替代效应，提高利率，相当于在长期中增加了居民收入，可以起到刺激消费的作用。利率对消费的影响系数非常小，接近于0，因此，调整利率基本达不到刺激消费的目的。
4.表示不确定性的教育和医疗支出预期的系数在1%显著性水平下拒绝原假设，其值为0.19
表明教育和医疗支出的替代变量每提高1%，城镇居民的消费性支出将增加0.19%。由于教育和医疗支出是总消费支出的一部分，因此它们呈现出同向变动关系，但教育和医疗支出的替代变量与居民总的消费支出并没有同比例地增长，而是远远高于消费支出的增长，这说明教育和医疗支出已经挤占了其他项目的消费支出。教育和医疗改革导致个人教育和医疗支出迅速增加，居民面对这一问题的理性选择只能是减少其他消费项目的支出，增加储蓄以应对未来教育医疗的需要，这必然导致居民当期消费减少，我国总体上的居民消费不足。
5.购房具有消费和投资双重属性，相应地会对居民消费具有带动和挤占的双重影响
本文的模型估计结果表明，城镇居民的购房支出在总体上表现出对居民消费的带动作用，即财富效应以及相关联的消费支出高于替代效应。购房支出每增加1%，居民消费支出将提高0.04%，但依靠房价的上涨带动居民消费增加这一思路是不可持续的，政策上也是不可取的。居住是住房的基本功能，1998年住房制度改革释放了大量的财富，住房分配的货币化也导致大量资金流入商品房市场，这改善了居民居住条件，同时也促进了与住房相关的消费需求。但近年来，房价持续快速走高已经超出预期，甚至已成为社会问题，高房价必然导致一部分消费者无力购买住房，贷款买房后必然会挤占其他方面的消费支出。我国开始全面开展住房体制改革始于1998年，本文的实证分析在1998―2008年的样本期内表现出房价与居民消费具有正相关性，但并不能表明持续的非理性的高房价可以带动居民消费需求。
6.近年来，我国居民个人收入差距明显扩大，贫富悬殊问题日益严重
一般认为，基尼系数在0.2以上表明收入分配处于高度平均状态，在0.2―0.3之间为相对平均状态，在0.3―0.4之间比较合理，超过0.4时收入差距偏大，达到0.5时，收入差距过于悬殊，容易引起两级分化，导致多种社会问题。按照国家统计局关于城镇居民收入7个等级的分组数据，计算得到的城镇居民收入的基尼系数如图1所示。
由图可见，2002年以后，我国城镇居民的收入差距明显扩大，2004年以后一直高于0.4，2008年达到0.413。这还只是统计局的调查数据，若考虑到城镇高收入阶层的灰色收入、隐形收入等不合理收入，Gini系数将更高。收入差距过大会导致整体上居民消费倾向降低、居民消费不足，本文研究表明，Gini系数每增加1，城镇居民消费将减少21%，因此，缩小居民收入差距，提高城镇低收入群体的收入水平，改善居民收入分布结构，是政府相关政策应遵循的方向。
五、主要结论及政策建议
本文首先建立了我国城镇居民消费需求的理论模型，之后，基于动态面板模型实证分析了我国城镇居民消费影响因素，本文可以得出以下主要结论：
1.收入和收入差距都是影响城镇居民消费的重要变量
为了扩大城镇居民的消费需求，政府应努力增加居民可支配收入，提高居民的购买力，尤其是提高中低收入阶层的收入，减小贫富差距，利用税收杠杆，增加对城镇低收入群体的转移支付，缩小居民收入差距。
2.住房价格的快速增长增加了居民购房的成本，抑制了消费
但另一方面住房的财富效应又能对消费产生带动作用，因此，政府应当采取适当的政策进一步完善房地产市场，引导房地产市场的健康发展，保证中低收入阶层的住房条件，抑制市场上的过度投机行为，控制房价的过快上涨。
3.实际利率变动对消费的影响非常有限
因此，调整利率对城镇居民消费的影响作用不大。城镇居民对未来不确定性的预期主要来自教育和医疗等大额支出的增加，从国家政策的制定上，主要还是应当考虑强化社会保障体系建设，建立长效机制，以解除居民消费的后顾之忧。
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居民消费影响因素论文篇4
其他方面的原因。方福前（2009）运用面板数据对我国城乡居民消费需求进行计量分析，得出1995—2005年以来我国居民消费函数比较稳定；医疗、教育和住房体制改革对城乡居民消费的影响不同；并运用资金流量表（实物交易）进一步得出在国民收入分配中，政府所占份额越来越大，而居民所占份额越来越小是我国居民消费需求持续低迷的原因之一。李文溥、龚敏（2011）认为Cpi的上涨对城乡及不同收入群体的冲击不同，对农村居民与低收入群体影响更大。通胀差异会扩大城乡及不同收入群体的实际收入，并抑制居民的消费需求，使最终消费对经济增长的贡献率持续下滑。路易斯（LouisKuijis）运用世界银行数据库对中国的私人储蓄进行了经验研究，得出中国的高储蓄主要是企业的高储蓄，再次是政府的高储蓄，中国居民的储蓄水平虽然高于大多数西方国家，但低于像印度等国家。因此，他认为企业储蓄过多是中国的消费需求不足主要原因。路易斯进一步指出，中国居民高储蓄水平的原因部分是要支付譬如医疗和教育支出，而这些在国外多数是由政府或者保险公司支付的。此外，中国居民还要在住房投资上花费将近一半的储蓄。上述观点各从一个方面反映了居民消费不足的问题，在前人研究基础上，本文综合影响城乡居民消费的因素，运用面板数据来比较分析它们对城乡居民消费的不同影响，以及各自的影响方向与强度，探明抑制我国居民消费的真实原因，进一步提出扩大内需的政策建议。
一、数据的选择与处理
本文选取1997年至2010年的30个省分城乡年度面板数据（paneldata），由于数据不全所以不予包括。出现在本文中的变量有：人均消费支出（城镇与农村）、人均可支配（纯）收入（城镇与农村）、人均财富水平(城镇与农村)、物价指数（城镇与农村）、人均财政性教育经费、老年人抚养比、少儿抚养比、医疗状况、一年期平均存款利率、国内生产总值（GDp）、财政收入等。其中物价指数以1997年为基期，为100%，并以此对以后年份进行调整。一年期平均存款利率为央行公布的一年期银行存款基准利率的加权平均值，由于医疗支出数据难以取得且准确率不高，而医疗机构床位数统计已有多年，所以本文采用医疗机构床位数千人每张作为医疗状况的代替变量。人均财富水平为城乡人均储蓄存款余额。为便于分析及减小变量异方差，本文对于人均消费支出、人均可支配收入、人均财富水平、人均财政性教育经费均取对数。本文的数据来源是中国国家统计局编写的相关年份的《中国统计年鉴》和各省的统计年鉴、中华人民共和国教育部编写的相关年份的《中国教育统计年鉴》和各省教育统计年鉴、中华人民共和国卫生部编写的相关年份的《中国卫生统计年鉴》和各省卫生统计年鉴、中国人民银行公布的相关年份的金融机构一年期人民币存款基准利率。
二、面板数据模型
由于本文采用1997—2010年的30个省、自治区和直辖市的面板数据，所以采用面板数据模型分析。研究居民消费需求，既要考虑短期因素，如可支配收入（农民纯收入）、财富水平、医疗状况、通货膨胀、利率；也需要考虑长期因素，如未成年人口抚养比和老年人口抚养比。本文构建的模型包含8个解释变量，将影响我国居民消费需求的主要因素尽可能地纳入模型。面板数据基本模型为：yi，t=C+αi+γt+x''''i，tβ+μi，ti=1，2……n，t=1,2……t其中，y表示被解释变量，C表截距项，x''''为k维解释变量向量，i表示横截面数据，t表示时间序列数，β为回归系数向量；其中，αi度量个体间的差异，γt度量时间上的差异；μi,t表示随机误差项。面板数据模型主要有三种形式：1.普通混合回归模型。此类模型假设αi和γt不随个体i和时间t变化。即α1=α2=α3=……=αn，γ1=γ2=γ3=……=γt。此时模型可以写为yi，t=α+x''''i，tβ+μi，t2.固定影响模型。此类模型假设αi和γt随个体i和时间t变化，并认为αi和γt与解释变量相关，具体可分为如下三种情况。（1）个体固定影响模型。即αi在个体i上变化，而γt在时间上无变化。（2）时期固定影响模型。即αi在个体i上无变化，而γt在时间上变化。（3）个体和时期固定影响模型。即截距项αi在个体i上变化，且γt在时间t上变化。3.随机影响模型。此类模型假设αi，γt，μi，t均服从于正态分布，且相互独立，即各自不存在截面自相关、时间自相关、混合自相关。
三、面板数据模型设定分析
对于以上三种模型的选择，可以采用以下方法判断：1.固定影响模型检验。由于固定影响模型分三种情况，所以检验也相应可分为以下三种情况。（1）个体固定影响检验。原假设为αi不随个体i变化，即α1=α2=α3=……=αn=0。若原假设成立，则服从F分布：F=(SSer-SSeu)(n-1)SSeu(nt-n-k)~F(n-1，nt-k)其中SSer为普通混合模型的残差平方和，SSeu为个体固定影响模型的残差平方和。若F大于临界值，则拒绝不存在个体固定影响的原假设。本文中，城镇居民回归方程F统计量为24.5521，大于1％的临界值，即认为可以建立个体固定影响模型；农村居民回归方程中，F统计量为39.85917，大于1％的临界值，同样可以建立固定影响模型。（2）时期固定影响模型检验。原假设为γt不随时间t变化，即γ1=γ2=γ3=……=γt=0。依然构造F统计量，但其中的SSeu改为时期固定影响模型的残差平方和。若F大于临界值，则拒绝无时期固定影响的原假设。在本文城镇居民和农村居民的回归模型中，由于存在奇异矩阵，所以无法建立时期固定影响模型，也无法检验。（3）个体和时期固定影响检验。原假设为αi和γt不随个体i和时间t变化，即α1=α2=α3=……=αn=0，γ1=γ2=γ3=……=γt=0。构造F统计量，此时的SSeu为基本模型的残差平方和。如果F大于临界值时，则拒绝不存在个体和时期固定影响的原假设。同样由于存在奇异矩阵，因此无法检验。2.H检验。在利用面板数据建模时，可用Hausman来确定选用固定影响模型或是随机影响模型，并且随机影响模型优先考虑。Hausman检验的原假设为：随机影响模型中个体影响与解释变量不相关。构造统计量：w=[b-β]''''VaRb-β[b-β]其中b为固定影响模型中回归系数的估计，β为随机影响模型中回归系数的估计。在原假设下，统计量w服从χ2(k)，k为模型中解释变量的个数。无论在城镇和农村居民的模型中，Hausman检验结果p值均大于10%，不能拒绝原假设，所以都可以选用随机影响模型。本文决定采用随机影响模型估计。
四、实证分析
基于以上检验分析，运用面板数据的随机影响模型，分别建立城镇居民与农村居民的消费方程，计量结果如表1和表2所示。城镇和农村居民人均消费支出为被解释变量，人均可支配收入、老年人口抚养比、未成年人口抚养比、通货膨胀率、人均财富水平、人均财政性教育经费、医疗水平、利息率为解释变量。回归方程的F统计量的p值均接近于0，R2均大于0.9，说明方程整体上显著。由以上计量结果可知：1.居民人均可支配（纯）收入对居民消费有着决定性作用，其中对城镇居民的影响程度大于农村居民，0.918844对0.785993。这种影响程度的不同可能是城镇居民消费更无后顾之忧，收入稳定性高，且福利等社会保障因素好于农村，还有一部分原因可能是农村居民的消费有一部分是自给自足的缘故，数据上显示不出来。2.老年人抚养比、少儿抚养比对城镇居民和农村居民影响不同。对城镇居民消费无显著影响（10%显著性水平上不显著），原因可能是城镇居民大部分均有退休金，而少儿支出占比较小；但老年人抚养比对农村居民消费影响显著，有着促进作用，而这也符合我们的预期，农村老年人大都是活到老忙到老，对于家庭的负担很小，而少儿抚养比对农村居民消费影响不显著，表明社会福利如养老保险等对我国现期居民消费影响不大。3.物价指数(Cpi)对城镇居民、农村居民消费均有明显影响，但作用的方式却不一样。对城镇居民消费抑制，系数为-0.2363，表明城镇居民对物价水平的高度敏感的，主要原因是城镇居民大都靠货币计量的工资；而对农村居民却有着明显促进作用，系数为0.3882，可能由于知识水平的不同，农村居民整体有着习惯性预期，在价格未升时加快消费。4.财富水平对城镇居民和农村居民也有着不同影响。对城镇居民在10%水平下显著，但却是抑制作用，一个重要原因是我国城市房价的高涨，居民存钱买房，抑制了城镇居民的消费；对农村居民消费影响不显著，原因之一是农村居民财富水平普遍较低，且农村预防性储蓄动机很强。这与路易斯的结论相吻合，居民将大量储蓄用在住房投资而不是消费上。5.财政性教育经费与医疗状况对城镇和农村居民消费影响情况不同。对城镇居民消费的影响不确定，对农村居民有显著影响，但影响程度不大，原因可能是现阶段我国教育与医疗支出水平都还很低，对于农村居民的低收入而言比较重要，但对城镇居民却无明显影响；也可能是因为数据的粗糙性，财政性教育经费只占居民教育支出的一部分，且医疗情况这里是用床位数代替的。6.一年期平均存款利率对城镇居民影响不确定，对农村居民消费有促进作用，但作用都不明显，系数分别为0.002769和0.009904。整体上看，利率对居民消费有着轻微促进作用，表明利率对农村居民的收入效应大于替代效应。为进一步探明医疗支出对我国居民消费的影响，特别是近几年来我国推行的新型农村合作医疗制度对农村居民消费的影响，我们通过城乡居民消费结构来分析。无论城镇居民还是农村居民在医疗方面的支出都呈显著增长趋势，而且增长率很多都超过了收入的增长，表明我国居民在医疗保健方面需求的强烈。而农村居民医疗保健支出的增长更快，表明医疗保健是影响我国特别是农村居民消费的重要因素。
五、Cpi程度对消费的影响
通货膨胀一直是我国比较关注的问题，通货膨胀对我国居民消费的影响到底如何也值得我们关注。通过以上的分析我们得出通胀对我国城镇居民农村居民消费都有显著的影响，但以上分析并没有考虑通胀程度。政府从2005年开始确定通货膨胀目标，为4%，以后每年都有变动；2006也为3%，以点目标的形式；2007年设置了3%的通货膨胀上限；2008年确定通胀水平为4.8%附近（周好文，2010）。因此本文在这里将Cpi增长率按5%分为两个部分：超过5%和低于5%，并运用邹至庄检验来比较两者对消费的影响是否显著不同。此处选择数据对象为全国范围。邹至庄（Chowtest）检验：若回归方程不存在结构变动，则分解后的两个回归方程其RSS之和RSSUR与总体回归方程RSSR在统计上不应该不同。因此可以构造如下统计量：F=(RSSR-RSSUR)/kRSSUR/(n1+n2-2k)～F[k,(n1+n2-2k)]其中，n1、n2分别表示子回归方程的观测次数，k表示所估参数个数。通过邹至庄检验得：城镇居民F=2.235，农村居民F=1.230，而F[4,16]在5%显著性水平临界值为3.26，不拒绝无影响的原假设。所以无论城镇还是农村居民消费水平对5%通胀标准均不敏感，Cpi程度对居民消费影响不显著。
六、收入分配的分析
消费有政府消费和居民消费，在一国经济水平的情况下，政府消费的过高必然抑制居民消费。在收入分配中，政府财政收入高，居民消费就必然会低。通过本文分析，收入是对居民消费有着决定性影响，而我国需求不足始于1997到1998年。从有关数据可知，从1997年开始，我国财政收入增长率开始大于居民可支配收入增长率，并一直持续到现在，而从本文前面分析知：居民消费与可支配收入均也是从1997年起低于GDp增速。这与我国需求不足始于1997年正好吻合。在经济总量一定情况下，居民消费与政府消费之间存在此消彼长的关系，政府收入太多，但教育、医疗、养老等福利制度的建设却滞后，严重打压了居民的消费热情。因此，扩大内需必须改变收入分配格局，藏富于民是提高居民消费的重要手段，无论是对城镇还是农村居民。
七、结论与政策建议
居民消费影响因素论文篇5
关键词：居民消费水平；影响因素；计量分析
一、引言
居民消费水平是指一国居民在一定时期平均享用的生活消费的产品的数量与质量，或全体消费者按人均物质与文化需要获得满足的程度。也指某一消费者及其家庭在某一时期所获得的消费对象的数量与质量，从效用的角度考虑也指某一消费者及其家庭某个时期的生活消费需要获得满足的程度。消费问题在微观经济学的研究中是至关重要的。近几年来随着经济的快速发展，甘肃省的居民生活水平也有明显的提高。但由于甘肃地处西北，经济发展相对滞后，自然环境恶劣，而且运输成本过高，导致甘肃居民消费水平低于全国水平。同时，甘肃省出现了物价高而收入低的现象。
通过查阅资料可以看出，以往的许多研究都着重于收入与居民消费水平的关系，并且都是考察全国范围内，少有地区性的研究。同时也没有考虑到其他不确定因素的影响。虽然收入很重要，但收入因素不能完全决定消费水平。不同的区域结合其自身的产业和自然特征可能有不同的影响因素。本文从甘肃省自身的特点出发，进行包括收入在内的影响居民消费水平的因素分析。
二、消费水平影响因素选择
现实生活中有许多因素会影响消费水平。例如收入水平、家庭年龄构成、消费者偏好、富人的示范效应等。结合甘肃省的实际情况与样本数据的随机性，选择地区生产总值，人均可支配收入，居民储蓄与居民消费价格指数作为影响居民消费水平的因素。
通过统计研究发现，地区生产总值是体现一个地区经济发展情况的最佳指标。如果一省的地区生产总值高，说明该地区经济发展良好，综合实力强。反之，如果一省的地区生产总值低，则说明该地区经济发展水平较低，综合实力较弱。甘肃省由于自然条件较为恶劣，工业发展缓慢，其地区生产总值从全国来看是较低的。众所周知，影响消费水平较关键的一个因素就是收入水平。而分析甘肃省的人均可支配收入可以排除税收等其他因素的干扰，更好地体现收入对消费水平的影响，拟合现实消费函数。另外，甘肃省作为中国西北欠发达省份，居民倾向于更多的的储蓄而不是投资。甘肃省居民有较强的储蓄意识。所以将居民储蓄这一指标引入对消费水平的分析是很有必要的。最后，居民消费价格指数反映居民所购买的消费品价格和服务项目价格变动的相对数。居民消费价格指数可以观察和分析消费品价格和服务项目价格变动对居民收入的影响，从而导致居民消费水平的差异化。
综上所述，选择地区生产总值，人均可支配收入，居民储蓄与居民消费价格指数作为分析甘肃省居民消费水平的指标。
三、数据收集与模型建立
考虑到样本的可收集性，下面选取甘肃省1998-2014年的指标数据作为样本，数据来源为国家统计局。具体数据见表1。
根据实际情况分析和经济理论可以知道，甘肃省居民消费水平Y作为被解释变量，与地区生产总值X1，人均可支配收入X2，居民储蓄X3与居民消费价格指数X4有关。除此之外，被解释变量还受一些其他变量与随机因素影响，将其他变量与随机因素的影响归于随机变量μ中。对模型进行回归分析，使模型更具有可操作性。
应用eviews软件的oLS法估计模型参数，得到如图1的分析结果：
得待估计的回归方程为：
Y=-1683.74+0.7638X1+0.0112X2+0.6922X3+22.290X4
R2=0.998F=1795.124Dw=1.0116
四、模型检验
（一）拟合优度检验
由图1可知样本可决系数R2=0.998
修正后的样本可决系数为R-2=0.997
结果说明样本具有很好的拟合优度，样本回归方程较好的拟合了样本观测值。
（二）F检验
原假设为H0：β1=β2=β3=β4=0
对立假设为H1：至少有一个β不为0
由图1可知F=1795.124，设显著性水平为α=0.05，查表得F0.05（4.15）=3.06，1795.124>3.06，所以拒绝原假设，回归方程显著。即甘肃省居民消费水平与地区生产总值，人均可支配收入，居民储蓄与居民消费物价指数存在显著线性相关。
（三）t检验
从t检验的结果可以看出，当显著性水平设为0.05时，只有X1和X3存在较高的显著性，而X2与X4则没有。这说明X2与X4可能存在多重共线性。因此，地区生产总值与居民储蓄对甘肃省居民消费水平存在显著影响。
五、结束语
根据以上计量分析，可以看出影响甘肃省居民消费水平的主要因素是地区生产总值和居民储蓄。所以，要提高甘肃省的居民消费水平，就要从这两个因素入手。
地区生产总值是影响甘肃省居民消费总值的主要因素。甘肃省的经济发展相对落后，由于地理位置偏僻，自然条件恶劣，甘肃省可以发展的产业不多，农业与工业发展都无法赶超内陆地区。服务业就更加落后。要提高甘肃省的地区生产总值，就要发展与甘肃省的地理位置与自然环境相适应的产业，比如金川的镍矿产业就是一个很好地例子。只有产业发展有较大的提高，才能提高甘肃的收入水平，进一步促进消费。地区生产总值的提高意味着地区经济实力的增强。只有提高了甘肃省的经济实力，增加居民收入，自然就会更好的促进消费，优化居民消费结构，更好的提升居民消费水平。
中国自古以来就有勤俭节约，精打细算，量入为出的优良传统。在经济落后的地方尤其如此。甘肃省经济落后于全国平均水平，在经济欠发达的地区的居民这种观念就更加根深蒂固。所以，在对甘肃省居民消费水平的分析中，居民储蓄的影响是不能忽视的。这与甘肃省尤其是省内农村居民的消费观念有很大关系。农村居民更加勤俭节约，更重视储蓄的重要性，相应的用于消费的支出就非常有限。而对于城镇居民，消费倾向不稳定，投资通道狭窄是影响储蓄的关键原因。对多数城镇居民来说，储蓄依然具有刚性。所以，要提高居民消费水平，关键在于转变消费观念，扩大投资通道。通过不同的手段扩大消费需求，才能进一步扩大消费规模，达到提高居民消费水平的目的。
最后，居民消费物价指数也是居民消费水平的影响因素之一。虽然不显著，但物价稳定，限制过度的通货膨胀是提高居民消费水平的环境保证。物价的过快增长会对居民消费产生负面影响，并且对低收入家庭的影响较大，不利于扩大消费规模。当出现物价过快上涨对低收入群体影响较大时，需要政府适时采取措施，调整社会保障措施，发放补助等，确保低收入群体的生活水平不会降低。
（作者单位：兰州大学）
参考文献：
[1]蔡德容，吴琴琴，万建.我国居民平均消费倾向影响因素的实证研究[J].消费经济，2009（03）.
[2]郝卉.居民消费水平影响因素的计量分析[J].经济纵横，2011（08）.
居民消费影响因素论文篇6
[关键词]顾客类型消费行为研究
中图分类号：D922.21文献标识码：a文章编号：1009-914X（2015）46-0076-01
一、相关研究梳理
学术界有关消费需求的讨论由来已久，但并没有形成一致的结论。尽管学者们对消费需求的研究视角、研究方式甚至研究结论都不尽相同，但基于消费相关理论的研究却存在这样一个共同点，即现有文献大多以探索影响消费决策的关键要素及其消费决策的典型特征为基本出发点进行分析和研究，并据此提出相应的对策建议。归纳起来，现有研究主要基于宏观、微观两大视角展开，下面将逐一论述。
1.宏观视角下对消费行为的解释。宏观视角主要基于群体差异、经济制度等宏观层面，考察其对消费行为的影响，相关研究主要表现在：
随着收入差距的不断扩大，部分中低收入人群的消费需求受到抑制，进而导致总体消费需求不足。分配的不公会导致收入差距的扩大，进而抑制居民消费需求的增加。收入的区域性差异是导致消费区域性差异增大的重要因素。当前政策环境的不完善，在一定程度上限制了部分居民消费的可能性，需要消除政策，制定新的鼓励消费的政策措施；人口老龄化与人口抚养系数等因素对我国居民消费行为具有重要解释力，对于扩大内需和应对老龄化危机具有重要现实意义。
2.微观视角下对消费行为的解释。微观视角主要是从自身特点出发解释其不同的消费行为决策，相关研究主要表现在：
预防性储蓄论。消费决策行为受应付未来收入不确定性及资产流动性约束的影响，会提前进行一定的预防性储蓄。收入标准差作为衡量居民未来收入不确定性的指标，未来收入的不确定性是我国居民进行储蓄的主要因素；流动性约束型消费者所占比重的上升以及未收入不确定性的增大是解释居民边际消费倾向下降与内需不足的重要因素；经济转轨时期所面临不确定性的增加是导致居民消费需求不足、储蓄增长过快的重要因素，且我国消费决策中普遍存在预防性储蓄动机，因此采取有效措施降低预防性储蓄动机是启动内需的重要途径；收入不确定性对居民住宅权属具有负的影响，社会经济地高的家庭具有更高的消费偏好，且受不确定性的影响相对较弱；
消费过度敏感论。收入变动是影响消费变动最重要的决定因素，消费的过度敏感性是解释居民消费决策行为的决定性因素。消费行为中存在显著的过度敏感性，同时面临的收入不确定性以及流动性约束是导致需求不足的主要因素；消费行为具有显著的过度敏感性，远期的流动性约束和理念上的流动性约束是造成消费过度敏感性的主要因素。
消费短视论。我国居民并不能以一生为时间跨度来安排消费，而是将之分成结婚、育子、退休几个重要的阶段，来进行具有明显阶段性的消费支出，他们会以实现当期阶段消费效用的最大化为目标而非以注重未来阶段效用实现的最优为目标。比较有代表性的研究成果有：余永定、李军基于我国居民消费行为的实际特点，从理论上构建了一个居民消费决策模型，实证研究表明，我国居民消费具有明显的短视特征，他们会为生命中每个不同阶段的消费高峰设定相应的短期储蓄目标；农村居民会将其存款中的一部分作为短期储蓄目标，以应付消费高峰；
消费惯性论。居民对以前的消费存在心理依赖，从而使居民的消费行为表现出一定的习惯，在这种情况下，居民当期支出的效用水平不仅依赖于当期的支出水平，也受制于前期已经形成的习惯。消费习惯对食品消费具有显著作用，家庭财产对居民食品消费习惯的形成作用不大；习惯形成和收入不确定性是导致我国高储蓄率现象的重要因素；消费习惯增强与收入不确定性加大都会导致平均消费倾向降低，且的习惯偏好还会受到制度环境的制约。
3.现有研究争议。基于上述分析可知，学者们对消费行为的特征和影响因素从多个角度进行了深入的解读和分析，成果颇丰。但是，上述学者的研究并非为所有研究者接受，还有大量学者在进行深入研究之后，提出了自己不同的看法和结论。例如，有些学者认为，由于高收入阶层居民的平均消费倾向仍然较高，所以居民收入差距对居民消费需求不足的现状并不具有解释力；我国的再分配制度既不能调节收入差距，又不能启动消费的正常增长，而且还会加大收入差距和抑制消费；老龄化对于提高家庭消费水平、促进消费增长，具有重要作用而非负向影响，年龄因素不会导致居民产生预防性动机；人口抚养比等因素根本不能解释储蓄率和消费率的变化，它们不具备相关关系。
二、研究争论产生的因素及现有研究存在的不足
1.对研究争论的回应。任何事物都有其两面性，对消费行为的研究，不同学者存在着不同的看法和争论。究竟是何种因素导致了学者们研究结论的差异呢？根据笔者分析，有如下几个方面的因素不容忽视。1）因研究前提不同而导致研究结论存在差异。2）研究方式的不同是消费行为研究产生争议的又一来源。3）研究变量和研究要素的选择也会导致研究结论的不同。
2.对现有研究不足的分析。研究结论的差异似乎不可避免，但这并不意味着现有研究已经穷尽了消费行为的所有特征和影响要素，现有研究仍然存在很多不足之处。1）针对我国行为的新理论框架尚未形成。2）消费行为的其他消费特征有待进一步发掘。3）为全面真实地解释城镇居民消费行为，可考虑作如下尝试：借用前沿理论放宽经典假设的限制，以增加研究理论的深度，进而真实反映消费者决策偏好；全面剖析可能对消费决策产生影响的行为特性，拓宽研究范畴的广度。
三、总结
消费既是我国消费经济理论研究的重点，也是我国启动内需的中坚力量。鉴于现有研究缺乏对消费行为研究的系统梳理和归纳，本研究以为研究对象，在对消费行为相关文献进行重新整理和深入分析的基础上得到如下结论：
（1）现有研究主要基于宏观、微观两大视角对消费行为进行分析。其中，宏观视角主要基于群体差异、经济制度等宏观层面，考察其对城镇居民消费行为的影响，比较有代表性的观点有：收入差距论、社会保障论、人口结构论等；微观视角主要从自身特点出发解释其不同的消费行为决策，比较有代表性的观点有：预防性储蓄论、消费过度敏感论、消费短视论、消费惯性论等。
（2）尽管现有研究从多个角度对消费行为的特征与影响因素进行了有益探索，但学者们的研究结论并未达成一致。现有研究争议的产生主要由于三方面的因素：研究前提的不一致、研究方式的不同以及研究变量和研究要素多寡的选择。
（3）现有研究仍然存在如下不足之处：大量研究均借鉴和套用西方消费理论，缺乏专门针对我国行为的理论框架；有限理性下的非理性、主观性或其他新的行为特征有待后续研究进一步探索和发掘。
（4）可从放宽现有研究经典假设以及构建城镇居民消费综合模型两个方面入手，进一步拓展现有研究的深度和广度。
*本文系国家社会科学基金“基于广义收入的提高居民消费能力长效机制研究”（项目编号：11BGL035）的研究成果之一。
参考文献
[1]徐索菲.中国消费需求的制约因素及对策分析[J].当代经济研究，2011（4）
居民消费影响因素论文篇7
关键词：农村居民；持久性收入；收入来源
中图分类号：F127文献标识码：a文章编号：1001-828X（2013）05-0-02
“十二五”规划中把拉动内需作为重要目标，把扩大消费需求作为扩大内需的战略重点。2011年河北省农村市场的消费品零售额仅占全省社会消费品零售总额的32.8%，而农村人口占全省总人口的54.4%，2011年城乡居民消费水平之比达到2.93：1，说明农村消费市场总体发展滞后，农村消费水平与城市消费水平差距呈现逐渐扩大的趋势。增加农村居民消费是扩大河北省消费需求的重点。农村居民的收入是扩大农村居民消费需求的最主要影响因素，因此以农村居民的收入为切入点，研究不同性质的收入对农村居民消费的影响。
一、河北省农村居民收入现状分析
改革开放以来，河北省农民收入增长明显加速。1991-2003年河北省农村居民人均纯收入平均增长速度为4.8%，2004-2011年为12.2%，2009-2010年人均纯收入增长15.7%，2010-2011年人均纯收入增长19.5%，这一时期是新世纪以来增速最快时期，也是改革开放以来河北省农民收入增速最快的时期。但城乡收入差距呈不断拉大之势，2001年河北省城市居民人均可支配收入是农村居民人均纯收入的2.299倍，而2011年城市居民人均可支配收入是农村居民人均纯收入的2.569倍。
从收入结构来看，1990年到2011年，农民的收入结构不断改善。1990年家庭经营收入所占比重为60.2%，2011年则下降到42.2%，12年间下降幅度达18%。与此同时，收入来源中的工资性收入所占的比重则不断上升，由1990年的35.3%上升到2011年的48.1%，上升了12.8%。其他收入（转移性、财产性收入）的比重也从1990年的3.1%上升到9.7%。可见，工资性收入以及其他收入对农村居民总收入的影响已越来越大。
二、收入对消费影响的理论分析
目前西方消费理论发展比较完善，具有代表性的模型有凯恩斯的绝对收入假定、杜森贝利的相对收入假定、弗里德曼的持久性收入假定等，绝对收入假说和相对收入假说都是即期模型，在研究消费者跨期决策时存在局限性。弗里德曼在新古典主义框架下将消费的即期决策推广到跨期决策，提出了持久性收入假说。
持久性收入假说认为消费者的收入分暂时性收入和持久性收入两种，暂时性收入是消费者一时的、非连续的、带有偶然性质的收入，持久性收入是消费者可以预期的、连续的、带有常规性质的收入。弗里德曼认为，消费者的消费支出主要是由其持久性收入决定的，而不是由其暂时性收入决定的，即消费者总是按持久性收入进行消费。
在我国现阶段，对农民消费的影响中，以持久性收入的影响最大，因此，弗里德曼的持久性收入假说成为现阶段分析我国农民消费问题的最佳选择（韩倩等，2005）。运用持久性收入假说理论对河北省农村居民消费需求的影响进行实证检验。
三、农村居民持久性收入对消费影响的实证分析
（一）模型的设定
五、结论及建议
研究表明，持久性收入是河北省农村居民生活消费支出的最主要影响因素。持久性收入对农民的生活消费支出有着正的影响作用，持久性收入的边际消费倾向为0.85，这表明不断增加持久性收入对农村居民消费需求的增加将起到了巨大的推动作用。从收入来源看，农村居民人均工资性收入和家庭经营收入是影响消费的主要因素，特别是工资性收入的影响是最主要的，大力提高农村居民的工资性收入和家庭经营收入会极大地刺激消费需求的增长。
因此，促进河北省农村消费市场的发展，提高农村居民的消费能力，需要从长期上提高农村居民的收入，加快调整农村产业结构，优化农业内部生产结构，从农业增效中切实增加农民收入。建立健全农村社会保障体系，特别是加强农村医疗、养老保险的建设等，以减少农民的未来支出，从而提高边际消费倾向，合理刺激农民消费需求；同时尽力减少农业的自然风险和市场风险，进而稳定农民的家庭经营收入。鼓励发展农村第二、三产业，尤其是当地乡镇中小生产、服务企业的发展，推进结构调整和技术进步，增强县域经济对农民就业增收的带动能力，增加就业机会，拓宽农民增收渠道，逐步把工资性收入转变为农民增收的主渠道。
参考文献：
[1]宋焕如.我国农村居民消费需求影响因素的实证分析[D].山东大学，2010.
[2]于淑波.持久性收入对中国农民消费影响分析[J].技术经济，2008，27（2）.
[3]马宇.城镇居民消费倾向与收入分配差距关系的实证分析[J].工业技术经济，2008（2）.
居民消费影响因素论文篇8
关键词:可支配收入;消费;影响
作为GDp主要组成部分的居民消费在经济可持续发展中发挥着重要的作用。改革开放以来随着中国经济的快速发展,人民生活水平不断提高,居民的消费水平也不断增长。但是由于中国各地区经济发展速度不同,居民消费水平也有明显差异。
一、实证分析
(一)模型设定
本文选择同一时期各地区城市居民的消费支出来建立模型,影响各地区城市居民人均消费支出的因素有多种,从理论和经验分析,最主要的影响因素是居民可支配收入,其他因素虽然对居民消费也有影响,但有的不易取得数据。因此这些其他因素可以不列入模型,即便它们对居民消费有某些影响也可归入随机扰动项中。本文选择在统计年鉴中可以获得的“城镇居民每人每年可支配收入”作为解释变量Dpi,各地区城镇居民家庭平均每人全年消费性支出为被解释变量pC。从2009年《中国统计年鉴》中得到表1的数据。
运用统计软件eViewS6.0作城镇居民家庭平均每人每年消费支出(pC)和城镇居民人均年可支配收入(Dpi)的散点图(见图1):
从散点图可以看出城镇居民家庭平均每人每年消费支出(pC)和城镇居民人均年可支配收入(Dpi)大体呈现线性关系,所以可以建立如下线性模型:
pCi=β1+β2Dpi+μi
(二)估计参数
运用统计软件eViews6.0对表1的数据作简单线性回归分析,用oLS法估计其参数,得到模型及参数估计的结果为:
Y^i=725.3459+0.664746Xi
(456.4659)(0.029549)
t=(1.589047)(22.49622)
R2=0.945802;R2=0.943934;F=506.0798;df=29
(三)模型检验
所估计的参数β2=0.664746,说明城市居民人均年可支配收入每增加1元,可导致居民消费支出增加0.664746元。这与经济学中边际消费倾向的意义相符。可决系数R2为0.945802,修正的可决系数为R2=0.943934,说明所建模型整体上对样本数据拟合较好,即解释变量“城市居民人均年可支配收入”对被解释变量“城市居民人均年消费支出”的绝大部分差异做出了解释。
对回归系数的t检验:H0:β1=0和H0:β2=0;估计的回归系数β^1的标准误差和t值分别为:Se(β^1)=456.4659,t(β^1)=1.589047;β^2的标准误差和t值分别为:Se(β^2)=0.029549,t(β^2)=22.49622。取α=0.05,查t分布表得自由度为n-2=31-2=29的临界值t=t0.025(29)=2.045。
t(β^1)=1.589047t0.025(29)=2.045,应拒绝H0:β2=0。这表明,城镇人均年可支配收入对人均年消费支出有显著影响。
二、结论与政策建议
城镇居民人均年可支配收入对消费支出有着显著的影响,正是由于各地区城镇居民个人可支配收入的差距,导致了各地区城镇居民人均消费支出的异。为了拉动内需,促进可持续经济增长,我们必须提升消费水平,而影响消费水平的主要因素是个人可支配收入,所以我们可以通过减税、增加转移支付等措施来提高个人可支配收入,进而增加消费,实现经济的可持续发展。
参考文献:
1、李月.中国城乡经济增长与消费的差异性分析[J].经济科学,2010(2).
2、陈赞晓.论消费创新意义、特点和途径[J].特区经济,2010(4).
居民消费影响因素论文篇9
（重庆工商职业学院建筑工程学院，重庆400052）
摘要：以持久收入假说为基础，利用多因素线性效用函数构建多元回归模型，估计了中国农村居民的住房消费函数，并估算出了平均消费倾向。对农村住房平均消费倾向及其影响因素进行了实证分析。结果表明，实际收入增长率、恩格尔系数、住房面积、居民平均储蓄倾向、消费习惯、住房面积与价值是农村住房平均消费倾向的主要影响因素。
关键词：农村居民住房；平均消费倾向；影响因素
中图分类号：D422．7；F303．3文献标识码：a文章编号：0439－8114（2015）05－1255-05
Doi：10．14088／j．cnki．issn0439－8114．2015．05．056
收稿日期：2014－11－15
基金项目：重庆市教委科研项目（133312）
作者简介：陈丽（1982－），女，重庆人，讲师，硕士，主要从事工程造价等的研究，（电话）13996207311（电子信箱）12936175＠qq．com。
研究中国的土地和房产管理，不能忽略中国农民的住房问题，这在建设社会主义新农村的宏观背景下尤为重要。农村住房可以作为推进“三农”工作的切入点，不仅因为农房是农民安身立命之本，是其最有价值的固定资产，更在于改造建设农民自用住房与农村各项制度改革相关，涉及农村规划布局方案、宅基地供给政策和社会保障制度等多方面的创新，关系到农村资源重新配置，是统筹城乡发展建设的重要内容。因此，本研究利用实证方法通过对农村居民住房消费与收入进行讨论，探讨影响农村住房消费倾向变化不同因素及其影响力度，以期利用相关结论来讨论农村住房改革问题，刺激住房消费需求，给努力实现全面小康社会新农村“住有所居”目标提供新思路。
1中国农村住房消费情况
中国幅员辽阔，人口众多，农村人口占全国总人口的60％。农村人口多呈散落居住，生活水平相对落后。农村地区家庭聚集的情况比较明显，农房对农民的意义重大。农村住房具有几大特点［1］：第一，农房既是生活资料又是生产资料，生活和生产空间并未分离；第二，农村住房建设的专业化程度不高；第三，农村居民自有住房率和人均居住支出均不断走高。本研究通过查阅相关统计资料，对中国农村的住房消费支出情况进行分析（图1）。从图1可以看出，近年来特别是自2006年以来农村居民的纯收入有大幅提高，2012年农民纯收入相较于1990年来说增长了约12倍，达到10000元。与此同时，生活消费支出额随着农村居民纯收入的增加而增加，其中的住房消费支出也有显著变化。2012年农村居民人均住房消费支出额达到1086元，是1990年的约13倍。可以看出住房消费支出在生活消费支出中的占比有所增加，虽然增长态势不如生活消费支出，但是年均住房消费支出总额也已经接近2000元。平均住房消费倾向是反映住房消费相对水平的概念，是指住房消费支出与收入之比。由图2可以看出，历年来农村居民住房消费倾向数值维持在0．10～0．15。相对而言，平均消费倾向虽然有所走低，接近0．10，但总体还是比较稳定的。这说明：①农村居民收入大幅增加的同时，商品消费性支出仍然在农民生活消费支出中占较大比例，农村居民的衣、食、住、行各方面都有一个较大的改变。②住房消费是生活消费的一个重要组成部分的地位并没有发生变化。
2农村住房平均消费倾向的影响因素
影响中国农村住房平均消费倾向的因素主要包括实际收入增长率、恩格尔系数、住房面积与价值、消费习惯、居民平均储蓄倾向等。
2．1实际收入增长率
实际收入增长率是名义收入增长率在剔除价格因素之后的收入增长率，不仅能反映居民的购买力的真实情况，而且能反映居民面临的经济社会环境的好坏。通常，在经济环境较好的年份，居民对未来预期充满信心，致使他们敢于在生活消费方面出手，消费倾向较高。根据国家统计局的报告，1976—2012年，在扣除通货膨胀的因素后，全国农村居民人均纯收入实际增长10．8倍，年均实际增长7．5％。
2．2恩格尔系数
恩格尔系数是根据恩格尔定律得出的比例数。恩格尔定律的主要内容是指一个家庭或个人收入越少，用于购买生存性的食物的支出在家庭或个人收入中所占的比重就越大。恩格尔系数的公式表示为：恩格尔系数＝（食物支出金额／总支出金额）×100％。恩格尔系数下降，表明居民开始由单一消费追求向多层次、多种类消费转变，消费重心开始向穿、用、住、行等方面转移。从总体上看，中国农村居民的生活水平变化是符合恩格尔规律的。20世纪80年代以前农村居民恩格尔系数一直在60％以上；1982-1993年间，尽管各年恩格尔系数有波动，但这10年间恩格尔系数一直在50％～55％；1994年以后，恩格尔系数一直在50％以下。2012年，中国农村居民恩格尔系数首次降至40％以下。
2．3消费习惯
居民的消费支出倾向不仅受到现期收入的影响，也受到消费习惯的影响。消费习惯是指消费主体在长期消费实践中形成的对消费品的稳定性偏好的心理表现。消费习惯存在两大效应：棘轮效应和示范效应。棘轮效应是指消费习惯形成后短期内具有不可逆性。消费者的当期消费不仅仅受到当期收入的影响，而且受到往期消费支出水平的影响。特别是消费易于向上调整而难于向下调整，即所谓的“由俭入奢易，由奢入俭难”。示范效应是指消费者的消费行为会受到周围人的影响，会存在攀比的倾向。
根据经验数据，中国农村居民的消费支出行为由内部习惯形成。一般将这种消费习惯对消费行为的影响用被解释变量的滞后一期作为“习惯”的近似替代。
2．4居民平均储蓄倾向
储蓄倾向是指储蓄总额占收入总额的比重，储蓄倾向包括平均储蓄倾向和边际储蓄倾向。平均储蓄倾向（averagepropensitytosave）是储蓄量与可支配收入的比率。平均储蓄倾向可正可负，一般随着收入的增加，平均储蓄倾向递增。边际储蓄倾向（marginalpropensitytosave）是收入中储蓄增加所占的比重。中国农村居民的住房消费支出受到储蓄倾向的影响，二者是此消彼长的关系［2］。图3是农村居民家庭平均储蓄倾向时间序列图，根据平均储蓄倾向定义采用人均储蓄额除以人均收入，人均储蓄额数据来源于《中国统计年鉴》中的农村居民人均纯收入与生活消费支出的差额。从图3可以直观地看到农村居民家庭平均储蓄倾向较强，基本维持在0．45上下，虽然在历年中有所波动，但是总体上还是保持了逐年上升的趋势。
2．5住房面积与价值
根据经济学理论，居民住房需求缺乏价格弹性，需求曲线由左上向右下陡峭倾斜。而且由于房屋建造、改造以及相关材料所需费用大，很难在短时间内进行再变现，流动性较差，所以住房需求的价格弹性推动作用较弱。显而易见，建造房屋所需劳动力材料价格越贵，房屋建造成本越高，农村居民的住房需求越小。即建造房屋价格与农村居民住房消费需求呈反向变动。因此农房的住房价格弹性为负值，住房面积与价值也是影响农村居民住房需求的重要因素。
从中国的实际情况［3］来看，农村居民人均住房面积有大幅增加（图4），2010年人均住房面积达到最高点，为37．00m2。2012年人均居住面积达34．08m2，相较于1990年的数据翻了一番。同时农村居民房屋的价值不断提高，2012年达到681．90元／m2，约为1990年的15倍。这说明农村住房质量不断提升。农村住房保有的建筑面积，2005年砖混及以上结构的房屋是41．17％，2012年上升到61．03％，短短的4年时间提高了近20个百分点。同时农村居民房屋结构也发生了巨大变化，在2012年新建竣工的住房，砖混结构占比达到90.00％。农户新建住宅内部配套设施日益齐全，功能趋于合理，住宅建筑形式丰富多样，一批符合农民生产生活需求的新式住房不断涌现。
3农村住房平均消费倾向影响因素实证分析
3．1滞后变量模型的引入与说明
滞后变量模型是指被解释变量受到自身或另一解释变量的前几期值影响的回归模型。经济活动中引起消费者消费滞后的原因主要有消费习惯等心理原因，产品周期等技术原因及规章制度约束原因三大类，本研究分析的正是消费习惯这一心理原因。滞后变量模型的一般表现形式是：
其中，s、q分别为滞后解释变量和滞后被解释变量的滞后期长度。滞后变量模型可以分为分布滞后模型与自回归模型：分布滞后模型仅仅滞后解释变量，没有滞后被解释变量；自回归模型滞后被解释变量，没有滞后解释变量。考虑到消费者消费习惯的滞后性，本研究的实证研究采用的是滞后一阶的自回归模型，一般形式表现为：
对于一阶自回归模型的估计采用广义最小二乘法或工具变量法。
3．2指标选择与实证模型
本研究为了对农村住房平均消费倾向及其影响因素进行实证研究［4］，选取农村住房平均消费倾向作为因变量，用apC表示。在上文的理论研究与分析的基础上确定自变量，包括滞后一阶的农村住房平均消费倾向，用apCt-1表示，农村居民年末平均住房面积用area表示，住房价值用Value表示，农村恩格尔系数用X表示，农村居民平均储蓄倾向apS及人均实际收入增长率用G表示。因变量农村住房平均消费倾向通过农村居民年度住房消费支出除以农村居民年度纯收入计算得到；农村居民平均储蓄倾向通过农村居民年度储蓄额除以农村居民年度纯收入计算得到；其中，农村居民年度储蓄存款通过农村居民年度收入减去消费性支出计算得到。在以上自变量的基础上，本研究的模型确定为：
3．3样本选择与数据来源
本研究的研究样本为2003—2013年全国农村居民住房支出，农村居民年末住房平均住房面积、住房价值、农村居民年度储蓄额的年度数据从《中国统计年鉴（2003—2013）》中获得，农村恩格尔系数、农村居民平均储蓄倾向及农村居民年度纯收入通过国泰安数据库下载获得。
3．4实证结果与分析
本研究使用eveiws6．0软件，进行数据的输入–输出，进行结果的比较，并得出相关结论进行分析。实证结果如表1所示。
模型1对住房消费品自身的属性作为影响因素与被解释变量农村住房平均消费倾向进行了实证回归［5］。模型2对消费者自身的影响因素与被解释变量农村住房平均消费倾向进行了实证回归。模型3综合考虑了住房消费品自身的属性与消费者的消费习惯等因素，并与被解释变量农村住房平均消费倾向进行了回归。模型4在模型3的基础上引入滞后一阶的被解释变量apCt－1来再次进行了实证检验。通过4个模型的综合实证结果对各影响因素对农村住房平均消费倾向的具体作用机制进行了分析。
实证结果中，模型4的RSQ大于模型3的RSQ，表明模型4的拟合优度比模型3高，即滞后一阶的农村住房平均消费倾向对被解释变量农村住房平均消费倾向存在显著影响。而滞后一阶的农村住房平均消费倾向的系数为正，t值显著，表明消费者的消费习惯对农村居民的平均消费倾向存在正的作用力。住房价值的系数为负，t值显著，表明住房的价值越大［6］，农村居民选择住房进行消费的倾向越小，这也符合西方经济学中商品的供求理论的一般规律，即商品的价格越高，其销售数量越少。住房面积这一因素在模型1与模型3中为正，且显著，在模型4中不显著，表明住房面积对农村居民的住房消费倾向作用不明显，原因可能在于农村居民在进行住房消费时房屋的价值这一因素更具有决定性，在新农村的建设中不存在城市建设人口过于密集，建房用地稀少等问题，农村居住用房的建设中宽敞度得到了很好的保障。因此，住房面积对住房的平均消费倾向影响不大。恩格尔系数在模型中的回归结果为负，且显著，这是因为恩格尔系数越大表明农村居民在食物上的消费支出越大，相应地将减少在其他用途上的支出，即住房支出也将减少。实际收入增长率在回归结果中显示为为负，且显著，表明农村居民的实际收入增长幅度加大，农村居民会相应减少住房的支出，这也是农村与城市的巨大差异的体现。在城市的投资市场中，房地产因为其增值空间大而备受投资者的亲睐，收入的增加会促使城市居民加大对住房的投资。但是在农村的建设中，房地产主要作为居住的用途，并不是农村居民进行投资获利的选择。因此农村居民在收入增加时会加大对其养殖场、耕种土地等的投资而不是增加对住房的投资。农村居民的平均储蓄倾向在模型2、模型3及模型4的回归结果中均为负，且显著，表明农村居民的储蓄率越高，其选择住房作为消费的倾向越低。因为农村居民更倾向于选择将收入放入金融机构获取利息达到保值的目的。
由以上的实证结果分析发现，滞后一阶的农村住房平均消费倾向对被解释变量农村住房平均消费倾向存在正的显著影响，而住房价值、恩格尔系数、实际收入及平均储蓄倾向对被解释变量农村住房平均消费倾向存在相关性为负的显著影响。
4小结与讨论
经过上文的分析，可以发现农村经济的大力发展，农村居民收入的有效增长与农民家庭能按需建房密不可分。而农村住房建设发展不仅仅是由农村居民收入的提高来大力推进，为了促进农村房地产市场的发展需要做到以下几点。
一是推进农房宅基地的市场化进程［7］，将农房宅基地纳入不动产登记的范围内，实行城乡统一登记和统一管理，同时合理规范农房抵押转让制度，加快土地要素流转，从而增加农民财产性收入，刺激农村房地产业的发展。
二是逐步推进农村住房产业化进程，利用工业化生产的方式提高住房建设质量。住房产业化是农村住房发展的主要方向，为了推行住房产业化，首先可以选择少数村庄作为试点［8］，对试点村庄进行成套住房设计、施工和商品房建设，使试点村庄成为模范以供其他村庄学习与借鉴。
三是在党的《关于推进农村改革发展若干重大问题的决定》的指引下，推行相关政策与实施意见来推进农村住房的建设发展，扩大农村居民的住房需求［6］。除了传统的增加农民财产性收入来拉动农村内需的举措，还应考虑推行农村住房流转试点，对农村住房流转要补交的住房金可以予以减免，此外，由集体经济组织提成一部分用于成员的住房保险［9］，保障失房农民的今后居住救助问题。这一系列惠民政策的实施将对农村住房市场起到巨大的推进作用。
参考文献：
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居民消费影响因素论文篇10
关键词：消费者权益保护消费行为面板数据
引言
在一个具有良好秩序的经济体中，消费者能以最低的价格获得最好的产品和服务，而经营者进行垄断行为、不公平竞争行为会直接损害消费者利益。政府通常会采取恰当的政策保护消费者。近年来，我国成立各级消费者权益保护组织和开展“3.15”宣传活动。另一方面，从法律法规的角度进行规范，使消费者权益有了切实的法律保障。据统计，当消费者权益受损失时，有22.3%的消费者能主动投诉维护自身权益。显然消费者权益保护对居民消费行为具有重要影响，然而现阶段鲜有文献对消费者权益保护和居民消费行为的影响进行定量研究。在我国，城镇居民具有比农村居民更强保护意识和能力，研究权益保护对城镇居民支出的具体影响，从而探究扩大居民消费的基本对策，这对促进我国经济增长具有重要的现实意义。
研究现状
居民消费行为的研究一直都受到了国内外各类学者的广泛关注。凯恩斯的绝对收入理论认为，实际个人可支配收入是个人消费支出的决定性因素。其后，相对收入假说、持久收入假说、理性预期生命周期假说、误差修正机制假说等消费理论相继提出。随着更为猛烈的经济商业周期和不稳定的宏观环境的出现，学者们开始考虑到不确定性对消费的影响，形成了随机游走假说、预防性储蓄理论、流动性约束以及缓冲库存储蓄假说。近年来，国内外学者开始尝试从其他角度研究居民消费行为的影响因素。比如，Rucker、Galinsky和Dubois（2012）研究了权利感知对消费行为的影响。国内学者主要从制度环境变化（张鹏和向家敏，2006）、金融市场波动（邹红和喻开志，2010）、房价变化（戴颖杰和周奎省，2012）等角度探讨这些因素对消费行为的影响。研究表明，这些因素对消费行为的影响即有表现为促进消费的财富效应，也有表现为抑制消费的挤出效应。
就消费权益保护对居民消费行为的影响来说，tsurumi（1977）对日本的实证研究发现消费者权益保护对居民消费行为有影响，但并没有指出这种影响是促进还是抑制。更多的研究从定性的角度进行的探讨。从定量角度进行研究还是较新的领域，为此，本文采用面板数据探索消费者权益保护如何影响消费者行为。
模型及其识别
本文考察1999-2009年全国31省（市、自治区）的城镇消费者权益保护、可支配收入与居民消费的关系，建立以下面板计量模型：
Cit=ai+βiYit+γiRit+uit（1）
其中，Cit表示i地区第t期的消费支出水平，用城镇居民每人每年消费额来衡量；Yit表示i地区第t期城镇居民人均可支配收入；Rit代表i地区第t期的消费者权益保护程度；uit为随机误差项。
模型（1）中的系数随时间和个体的不同而改变，因而反映模型中被忽略的时间因素和个体差异因素的影响。具体分为三种情况：
一是不变参数模型。ai=aj，βi=βj，γi=γj，截距和斜率相同，模型在横截面上既无个体影响变化又无结构变化，可以简单的视为横截面数据堆积的模型；二是固定影响模型。ai=aj，βi≠βj，γi≠γj，斜率相同，截距不相同，模型在横截面上个体影响不同，但不存在结构上的变化；三是变系数模型。ai≠aj，βi≠βj，γi≠γj，除了存在个体影响外，还在横截面上存在结构变化，参数在不同横截面上是不同的。
研究面板数据的第一步是检验所研究的问题属于上述三种模型中的哪一种，以确定面板计量模型的形式。本文涉及的城镇居民可支配收入、消费者权益保护对居民消费行为的影响这种面板计量问题可用F检验进行模型选择，即：
原假设：H01：ai≠aj，βi=βj，γi=γj；H02：ai=aj，βi=βj，γi=γj。
如果接受假设H02则为不变参数模型；如果拒绝假设H02则进一步检验假设H01，如果接受H01，则选择固定影响模型，如果拒绝假设H01则选择变参数模型。具体步骤如下：
计算三种形式的残差平方和。
计算F统计量和，其中S1、S2和S3分别为变系数模型、固定影响模型和不变参数模型的残差平方和；n为截面个数，t为观测期数，k为与解释变量对应的待估计参数个数。
比较F统计量和临界值。若F2小于临界值，则接受原假设H02，模型为不变参数模型，否则再利用统计量F1检验假设，若F1小于临界值，则接受原假设H01，模型为固定影响模型，否则为变参数模型。
实证分析
（一）数据选择
城镇居民家庭人均全年消费支出和城镇居民可支配收入原始数据来自《中国统计年鉴》，消费者权益保护数据来自樊纲、王小鲁和朱恒鹏的《中国市场化指数-各地区市场化相对进程2011年报告》。该报告认为，权益保护可以通过各省市自治区消费者协会收到投诉案件数来反映（负向指标），即消费者投诉发生的频率越高说明消费权益受到较多的侵害，保护程度越弱；反之，权益保护程度越强。由于该报告只提供1999-2009年数据，考虑数据可得性，本文样本选取1999-2009年的数据。
（二）整体影响分析
本文的横截面个数大于时序个数，故采用界面加权估计方法。利用式（1）可以从整体上对31个地区权益保护与居民消费、工资收入之间的关系进行简单分析，结果见表1。结果表明，城镇居民收入和权益保护共同影响了消费。其中，收入系数为0.6420，对消费增长具有正向促进作用；权益保护系数的为40.9518，表明加强权益保护能够促进消费增长。由于各地经济社会条件存在差异，还需要分析权益保护是否在各省均具有促进作用。
（三）各省市自治区影响分析
根据变系数模型、固定影响模型、残差平方和以及截面个数、观测期数和解释变量个数，给定显著性水平为0.05，计算结果表明和都大于对应临界值。因此，在分析收入、权益保护对消费的影响时，本文采用变系数模型进行分析。从表2可见：
各地区收入的回归系数都通过显著性检验，而且边际消费倾向介于0到1之间，与全国总体情况相同，符合经典消费理论，表明收入对消费增长有正向促进作用。这些结果证实了收入是影响消费的最根本因素，不确定性因素对消费的影响是次要因素，因此，扩大消费的关键仍在于提高收入。
从地区层面看，除内蒙古、黑龙江、上海、湖南、广东、、甘肃、宁夏和新疆9个地区的权益保护系数没有通过显著性检验以外，其余22个地区权益保护的系数都通过显著性检验，表明权益保护对消费具有显著影响。在通过显著性检验地区中，有20个地区参数估计值大于0，该结果与全国整体情形基本一致，但各地区之间相差悬殊。
通过了显著性检验且估计值为正值的地区的可支配收入参数估计值都在0.27到0.75之间，表明消费能力越弱的地区，促进消费可以通过提高收入也可以通过加强权益保护来实现。反之，对消费能力越强的地区，促进消费的途径则是提高收入。
参数估计值有正有负、有显著和不显著。表明权益保护对各地区居民消费的影响差异很大，既有能产生影响的，又有不能产生影响的；既有能产生正向促进作用，又有负面作用。
结论
消费者权益保护对城镇居民消费具有重要影响。本文实证检验发现，整体而言权益保护对消费具有正向促进作用，但存在地区不均衡。而且权益保护对消费的影响不全是促进作用，个别地区有显著抑制作用，而一部分地区消费则不受权益保护影响。此外，影响消费的根本因素是收入，以权益保护为代表的不确定性因素只是影响消费的次要因素。在收入短期内无法大幅提高的情况下，从权益保护的角度出台政策是促进消费的重要途径。由本文上述结果，可给出以下政策建议：
加强消费者权益保护立法和组织建设。一方面，随着我国居民从生存型消费向发展型和享受型消费的转变，在强调权益保护的同时，也需根据我国消费类型和结构变化调整立法。另一方面，成立专业化消费者权益保护机构，特别是在各行业协会建立民间消费者权益保护组织。
制订消费者援助制度，缩小城乡二元化消费。通过实施消费者援助，消费者保护权益机构可以通过法律途径要求对侵权者处以民事处罚并赔偿消费权益受损者的损失。从城乡结构来看，农村居民比城镇居民更弱势，在面对实力雄厚的企业侵权时，农村居民通常选择自认倒霉。依托消费者援助制度，加强对弱势农村消费者权益的保护，不断缩小城乡二元化消费现象，促进农村居民消费，有利于进一步拓展农村的广阔市场，也促进经济发展和社会公平。
参考文献：
1.张鹏，向家敏.制度变迁对我国农村居民消费行为影响的实证研究[J].经济与管理研究，2006（4）
2.邹红，喻开志.股市收益率波动与我国城镇居民消费行为分析[J].消费经济，2010，26
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