消费水平分析精选(九篇)

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第1篇：消费水平分析范文

[论文内容提要]文章结合我国目前的体育消费水平现状，提出要加强农村体育环境建设，充分发挥各级各类基层组织的积极作用，强化体育健身意识，因地制宜、开展野外体育产业等特色项目，构建多元化农村体育发展模式，从而为提高我国农村体育消费水平，促进农村体育健康、协调、可持续发展。

我国体育消费水平总体呈上升趋势，但消费水平不高，尤其是农村居民的体育消费，占全国人口70％的农民，体育消费额仅占体育消费总额不到30％。因此，从理论上分析，提高农村体育消费水平有很大的可能性。

1．体育消费水平的含义

体育消费水平是按人口平均的体育实物消费资料及体育服务消费资料的数量，可用价值单位(货币)来表示。体育消费水映人们实际消费的体育消费品数量的多寡和质量的高低。

2．我国农村体育消费水平现状分析

据有关资料统计，1997年、2001年，我国城乡体育消费水平分别为年人均134．90元和年家庭平均397．42元，在居民日常生活之外的11项消费支出中处较后位置。尽管这种“平均数”的计算结果，能说明我国居民的体育消费水平有所提高，但与发达国家相比，不得不承认自身的差距。然而，突显的问题在于农村居民的体育消费水平低下。究其原因，主要有以下几个方面：

第一，由于社会经济发展不平衡，我国城乡之间、不同地区之问居民收人差距较大，农村居民没钱买健康。

第二，缺乏场地、器材、指导员等必要的体育资源。

第三，由于繁忙的劳动和家务，使得农村居民无暇顾及体育健身。

第四，农民具有人员分散，不易组织的特点。

3．提高我国农村体育消费水平的建议

3．1强化体育健身意识

我国正全面实施全民健身计划，关于全民健身工程的进展状况，国家体育总局两次公布的调查结果，给了这项标志着中国社会进步与文明程度的系统工程以实事求是的评价。中国是个农业大国，农村人口占全国人口总数的70％。两次调查结果显示我国从未参加体育活动的城乡居民分别为65．70％和65％，其中绝大多数为农村居民。因此，强化农民体育健身意识迫在眉睫。

3．1．1加大宣传工作的力度

由于宣传鼓动的力度不够，国家关于开展农村群众体育工作有很多好的政策措施，由于有关部门的行政意识、工作方式、宣传途径的原因，使这些政策措施宣传没有很好地展开。全民计划化了两年的时问做宣传鼓动，但仍有60％以上的农村居民不知晓，距“家喻户晓，人人参与”的要求深远，足以说明我们的宣传乏力。要以“三个代表”重要思想为指导，深入、细致地做好全民健身的宣传鼓动工作。国家关于农村体育的许多好的政策不能只说在嘴上，要让农村居民“家喻户晓，人人参与”，就要全面贯彻“以人为本”的思想内涵，要有求真务实的工作作风。

3．1．2树立正确的体育锻炼观念

我国农村居民为增进健康而关注体育活动少，而把食、宿摆在第1、第2位，而把体育活动摆在第5位。资料表明我国农村居民体育健身意识淡薄，问题突出。理想的体育运动是实现健康的途径，现代医学和体育科学的研究表明，体育锻炼可起到以下作用：(1)预防心血管病；(2)改善呼吸系统的功能；(3)提高消化系统的功能；(4)改善神经系统的功能；(5)降低糖尿病发生的危险性；(6)控制体重与改变体形；(7)延年益寿。

3．1．3树立健康文明的社会新风气

农村居民有其生活、劳动特点，开展体育健身活动应坚持与生产劳动、文化活动相结合，坚持业余，小型，多样和因人、因时、因地制宜，科学文明的原则，充分利用传统节日和农闲季节，开展农村居民喜闻乐见、丰富多彩的体育活动。个人活动可不拘一格，贵在坚持。集体活动应突出普遍性、民族性、趣味性、可行性和科学性，定时、定点组织开展。同时加强移风易俗、反对封建迷信教育，弓『导农村居民参与，提高体育健身意识。

3．2强化各类基层组织的作用

由于农村客观上存在场地设施少、时间难以协调统一等实际困难，农村群众体育工作是一个动员面广、涉及面宽的工作，在发挥基层体育管理人员的职能作用的同时，充分发挥乡村民兵、妇联、农协、共青团、文化站、乡村医院、乡(镇)企业工会等组织的积极主动配合，利用传统节日开展体育比赛和表演活动，扩大体育的影响，提高人们参与体育活动的意识。做到齐抓共管，共同搞好农村体育工作。

3．3加强农村体育环境建设

3．3．1改革体育场馆的管理体制和运行体制

我国现有的体育场地设施约有70％集中在各级各类学校中。因此，在满足学校教学需要的同时，有必要向农村居民开放学校的体育设施。此举也将大大节约对体育场地设施的投资，提高现有体育场地设施的利用率。我国在学校体育场地设施开放的问题上，完全可以借鉴国外的先进经验，本着国家补助一点、学校收取一点的原则，在保证学校正常教学的前提下，向社会有偿开放学校的体育场地设施。

3．3．2研发适应农村居民使用的小型体育用具与器材

体育健身器材是全民健身计划实施的重要基础和物质保证。据对在职和非在职的中年人群及青少年学生的不完全统计，在不参加健身运动的诸多因素中，体育器材的缺乏列首位。这充分说明，体育器材在健身事业中具有举足轻重的作用。近几年，市场上不断出现占地面积小、功能有针对性、价格适中的体育健身器材，很受社会的欢迎。据有关资料表明，大型多功能健身器材的购买率不足15％，而占地面积小、价格在千元以下、操作灵活、可折叠的健身类和娱乐类器材是消费者的第一选择。这是健身器材市场销售的主流，为大多数健身者所认可。健身器材的种类应满足不同阶层、不同年龄、不同职业消费者的需求，以家庭为覆盖面，在价格、造型、体积上适应农村居民的消费心理，以使全民健身计划更深入、持久、有序地开展下去。

3．4开展野外体育产业等特色项目

我国蕴藏着丰富的户外运动资源，这是我国农村居民的天然的运动场。我国的湖泊、水库面积达1072万公顷，当地居民可以因地制宜，开展多种水上运动。我国的森林面积9491万公顷，山地面积320万公平方公里，可以开展野营、登山、徒步旅行、冬季项目等体育活动。我国的河流流域面积95．59万平方公里，海域面积473万平方公里，海岸带面积28万平方公里，可以开展游泳、划船、冲浪、野营、沙滩排球等体育活动。

3．5构建多元化农村体育发展模式

3．5．1农村学校体育发展模式

通过农村学校体育培养学生终生体育意识、终生体育能力，不但源源不断地增加农村体育人口，而且还能为当地培养体育人才，带动当地体育的全面发展，这无疑是农村体育的可持续发展至关重要的途径。

3．5．2小城镇体育发展模式

以小城镇体育发展模式推动农村体育的发展。一方面，在现有的小城镇，要充分发挥镇级政府在发展小城镇体育中的作用，建立和健全各种政府体育组织、社团组织，培养体育积极分子和体育骨干，宣传和动员小城镇内的机关、学校、企事业单位和各种社会团体积极开展形式多样的体育活动，建立地方性的竞赛制度，特别是在农闲时组织镇所管辖的村级体育活动，以形成体育发展的合力；另一方面，把体育纳入小城镇建设的总体规划，将农村体育事业费和体育基本建设资金列入财政预算和基本建设投资计划，真正实现体育与农村经济、社会、文化的全面协调发展。

3．5．3民族体育发展模式

我国农村的很多地区都是少数民族的聚集地，许多少数民族都有良好的体育传统、丰富多彩的体育活动内容和方式。因此农村体育的发展要充分利用这些民族体育资源，要充分发挥政府的主导作用，培养民间的各种组织机构，根据不同民族的传统和特点挖掘、整理和推广这些民族体育文化，特别要利用各民族的传统体育节日盛会，组织和开展不同性别、不同年龄、不同水平的民族体育项目竞赛，既使民族传统体育节日盛会成为当地经济发展、社会文化建设的助推剂，又能充分发挥竞赛的龙头带动作用，带动当地民间体育活动的广泛开展。

3．5．4体育旅游发展模式

西部农村地区应利用国家西部大开发的政策，搞好旅游的基础设施建设，根据当前人们追求健康、回归自然、追求新颖刺激的心理，搞好目标定位，把当地的自然生态资源和民族体育文化资源结合起来，打造各种精品体育旅游线路，比如：利用西部地区各民族、各地区传统的节日，开拓体育旅游资源；在西部地区各旅游景区、度假村等开展攀崖、登山、滑雪、探险、野外生存、极限运动等符合当地气候、地形地貌特的体育活动项目，以吸引更多的游客；积极承办国内、国际具有影响力的比赛和竞赛，如近年举行的“环青海湖国际自行车邀请赛”，通过参观比赛和参与竞赛活动积极推动当地旅游业的发展。

第2篇：消费水平分析范文

—关于大学生消费水平的问卷调查分析

临床专业 XX级x班4组

调查时间：XX年5月下旬-6月上旬

调查地点：广西医科大学

调查对象：本科生

调查目的：了解我校学生目前的消费情况，分析其中的差异，并提出我们的合理建议

样本情况：本次调查共发放问卷150份，回收有效问卷138份

通过此次调查问卷的信息反馈，我们对信息进行了汇总与分析，并进行了一些思考，提出了一些粗略的建议，希望能对当代大学生消费理念，理财观念以及价值观趋向有一定帮助。

1.您的家庭所在地 a城市 b城镇 c.乡村

2.你的消费来源 a父母b 奖学金c勤工俭学d贷款

3.你的月生活费是 a<300 b300-500 c500-700 d>700

4.你月消费的主要目的是 a伙食 b交通、通讯 c购物 d购买学习资料

作为学生，一个重要的本职任务就是学习，从分析结果可以看出，同学们的学习支出仅占月消费支出的1.40%。我们应该引导大学生们形成一种观念，即“丰富大脑不惜钱”的理念。

5.你平时每月的伙食费是 a<200 b200-300 c300-400 d400-500 e>500

6.在护肤、美容、着装等形象消费上，你每个学期花费多少

a<50 b50-100 c100-200 d>200

7.你平时每月购买日常用品的花费是 a<20 b20-40 c40-60 d60-100 e>100

8.你平均每月的电话费是 a<10 b20-30 c30-50 d50-100 e100-200

拥有了手机，消费支出也会随之而来，差别存在除了有一定的客观因素如工作外，同时还与同学们自身的理财能力有一定的关系。

9.你每月学习方面的花费是 a<20 b20-50 c50-100 d>100

在学习方面花费较少的情况反映出了当代大学生对精彩的外部环境缺乏定力，五彩缤纷的世界的确热闹，但是如何做到以一个平和的心态去理性的面对则是一个值得去研究的问题。精彩的世界是否有你逗留的理由是当代大学生需要深入思考的问题。从而懂得如何在纷繁的的诱惑中独善其身，完成对自己的进一步提高，从而获得更大的成功。

10.外出购物的频率 a.几乎不 b.偶尔 c.经常

11.外出购物的地点一般是 a.商场的专卖店 b.路边的小店 c.地摊 d.精品店

12.外出的交通方式一般是 a.步行 b.自行车 c.公交车 d.出租车

13.您有的电子产品是 a.mp3 b.mp4 c.mp5 d.数码相机 e.电脑

随着生活水平的提高，人们也越来越注重生活质量，而电子产品行业的竞争也是日趋激烈，电子产品逐步大众化，得到普及。

14.您已有的（或打算购入的）电脑的价位是

a.XX及以下 b.XX至3000 c.3000至4000 d.4000至5000 e.5000以上

15. 您的手机的价位是

a.500元及以下 b.500至1000元 c.1000至XX元 d.XX元及以上

16.花父母的钱，心中有何想法

a理所当然 b心有惭愧，但是无可能何 c 希望以后有所偿还

17.当你需要购买某商品时，你更注重 a品牌 b质量 c外形和美观 d价格 e其他

虽然从我们现实的消费层面上看不出有明显重品牌的倾向，但并不代表以后没有，毕竟目前的消费方式极大程度上受到客观经济条件制约，作为一个没有独立经济来源的特殊的消费群体，我们大学生应该更多的追求一种精神上舒适，物质上合适的生活。无计划的消费方式，不平衡的消费结构不利于我们形成比较规律，健康的生活和学习状态。

18.你的消费方式是 a能省则省 b事先做好消费计划再花钱 c不在乎，想花就花 d其他

19.若某个月的花费低于预算，你会怎么处理余额

a存入银行 b马上花光 c转入下月生活费 d用于投资 e没有余额

20.当你想要买某样东西时，发现钱不够用，你会

a向父母要 b自己存 c向同学借 d不买 e其他

21.你认为你的理财能力如何 a较差，花钱没计划 b一般 c有较强的理财能力

22. 外出聚餐的频率 a.几乎不 b.偶尔 c.经常

23. 外出聚餐的付款方式 a.轮流请客 b.均摊 c.某人提出自己请客 d.aa制

24.外出聚餐一般去的地点是

a.大型的中餐厅 b.小型的中餐厅 c.西餐厅 d.连锁快餐店 e.自助餐厅 f. 路边小摊 g.其它

25. 单独或和同伴外出用餐时自己平均花销为

a.20元及以下 b.20至50元 c.50至100元 d.100元及以上

26. 因同学过生日或其它原因送礼物的频率 a.几乎不 b.偶尔 c.经常

27. 若送同学礼物，一般礼物的价位是

a.20元及以下 b.20至50元 c.50元至100元 d.100元及以上

28.您觉得您的消费合理吗？ a.刚刚好 b.偏高 c偏低 d经常超前消费

在被调查对象中，7.20％的同学是超前消费型，“今朝有酒今朝醉”型的消费方式不考虑长久，它对我们的生活影响就更加严重了。我们反对超前消费，提倡“量入为出，合理消费”，发扬勤俭节约的优良传统，树立健康的消费观念。

问卷调查后的思考：

通过以上分析，我们看出，当代大学生的消费方式正在逐步完成一个从挥霍到理性理财的过渡阶段。必要的追求我们无可厚非，他可以反映出时尚年轻人独特个性的消费观。注重品牌与质量更是领先于时代的价值观，有助于社会经济的完善与健全。但同时也应该看到当代大学生的消费观念还不够理性，经济独立意识较差，储蓄观念淡薄。由于他们还没有实现的经济上的独立，费用的主要来源还是家中的补给。

当今我们提倡创建一个节约型社会，我们大学生理应从我做起，讲求节约消费。在以寄生性消费为主的大学生中，培养大学生独立的理财能力（即“财商”）、科学的价值观以及良好的消费习惯。诺贝尔经济学奖得主罗伯特·清崎曾经说过：“理财与你挣了多少钱没关系，它是测算你能留住多少钱以及能让这些钱为你工作多久的能力。”而恰恰种种理念正是当代大学生所缺乏的。

大学生在同龄人中是文化知识水平较高、思想道德素质相对较好的群体，起到了表率和示范的作用，代表了现代年轻人消费观的新变化。而重视大学生消费的新变化，引导大学生树立正确消费观，不仅有益于大学生的健康成长，也将会对社会消费的正确引导起到良好的示范作用。

建议：

第3篇：消费水平分析范文

在社会保险机制中，由于存在不同的起付线和共付比例设计，并受到经济水平、健康状况等群体差异的影响，不同的参保人对医疗卫生服务需求存在差异，很可能导致经济水平较低的人群得不到基本的医疗卫生服务，而经济状况较好的人群则过度享有医疗卫生服务。保险机制设计存在的弊端导致国民不能公平享有医疗卫生服务。近几年来，国家的医疗卫生事业逐步发展，社会医疗保障体系不断建立健全。中国的医疗卫生事业是在政府的作用下，通过实施一系列的福利政策，从而保障国民健康水平的社会公益事业。医疗卫生事业的公益性使得国民的医疗卫生需求成为政府制定卫生政策和计划的出发点。当前，中国以城镇职工基本医疗保险、新型农村合作医疗制度和城镇居民基本医疗保险为主的三大社会医疗保险体系基本建立，国家的医疗卫生政策旨在进一步建立一套多层次的全民医疗健康服务保障体系，以满足国民获得基本医疗卫生服务的权利，提高全民的健康水平。然而，在社会医疗保障体系逐步完善，社会医疗保险的覆盖面不断扩大的同时，医疗费用也在急速攀升。不难想象，医疗费用的急剧攀升导致居民“看病贵”，严重制约了国民健康水平的提高。与此同时，随着城市化和工业化进程的加快，大量的农村人口向城市流动，在城市中，不同户籍的居民之间经济状况存在差异，使得家庭医疗需求和医疗消费具有差别，面对急剧增长的医疗卫生费用，贫困家庭承担着更高的疾病风险和经济负担。基于以上背景，以医疗保险和贫困因素为研究视角，分析社会医疗保险和贫困因素对家庭医疗消费的影响，特别是探索医疗保险在影响家庭医疗消费绝对和相对医疗支出方面的作用机制，以及这种影响在不同人群中的稳健性，为完善国家的社会医疗保险体系建设，推动医疗卫生领域的公平，保障国民健康水平提供了解释。

二、文献综述

医疗费用的增长不仅是当前中国所面临的问题，更是一个在世界范围内普遍存在的问题。早在1990年，PaulJ．Feldstein研究了美国医疗费用的发展趋势，发现当年的医疗支出比上年增长了11%，而同期的GNP仅增加了7%，并指出医疗费用持续以高于GNP的增长速度在增长［1］(P1－3)。自改革开放以来，随着社会经济的市场化转型和发展，中国的医疗卫生体制改革逐步推行，针对医疗卫生领域出现的问题，改革取得了明显的成效。但是仍存在一定的问题和矛盾，医疗费用的急剧攀升是我国医疗卫生体制改革所面临的主要矛盾之一。“自改革开放以来，中国的GDP年平均增长率为9.7%，而医疗费用的增长率为18%，较GDP的增长，医疗费用的增长幅度是GDP的近两倍”［2］。不断增长的医疗费用会产生一系列的负面效应，例如，高额的医疗费用是“因病致贫”的主要原因，尤其对于农村居民，由于经济困难看不起病，应就诊而未就诊的人数较多，致使他们的基本医疗需求得不到满足［3］;从医疗费用对医疗选择的影响来看，医疗费用升高，降低了医疗选择的可能性［4］。因此，对家庭医疗消费状况及其影响因素进行深入分析和探究具有一定的紧迫性和现实意义。当前国内外学者对健康问题的研究范围日趋广泛。首先，健康对人与社会具有效用。健康是人力资本的重要组成部分，是人类发展的基本需求［5］［6］［7］。对于个人和家庭来说，良好的健康状态能够帮助人们有效地投入生产生活，对提高收入和增进福利具有重要的作用［8］［9］(P24)。对于社会而言，国民健康与社会生产力以及社会经济的发展密切相关。其次，健康具有风险。人类的生存与发展是一段长期的过程，在这一过程中，将会面临各种诸如环境、行为等不确定因素的影响，由于这些影响因素是复杂多变的，使得人类健康具有动态性，从而衍生健康风险［10］(P4)。伴随着健康风险产生，遭受疾病的社会人群产生心理和生理的双重病痛，劳动能力下降，为了缓解和恢复健康，不得不承担由健康风险带来的疾病经济负担。疾病经济负担将会带来患病人群的经济消耗和社会经济损失［11］(P259－260)。基于上述原因，有必要通过政府和个人的共同作用进行健康投资，从而改善国民健康状况，增进个人的人力资本，推动社会生产力发展。世界银行较早地对健康投资进行了研究，从政府责任的角度提出各国政府应制定相关措施改善卫生状况［12］。高梦滔、姚洋从家庭内部资源分配的角度出发，研究了家庭内部成员健康投资的导向和责任［13］。可见，政府和个人都具有健康投资的责任。社会保险机制的建立是政府健康投资的方式之一，家庭的健康投资需要家庭医疗消费产出，但贫困因素在一定程度上可能束缚家庭医疗消费。医疗保险、贫困因素以及家庭医疗消费之间存在相关关系，以下就三者的研究现状择要述之。从医疗保险效用的视角出发，学者们的研究存在正反两种观点。一部分学者持正面的观点，认为医疗保险一方面能够有效降低医疗服务价格，提高居民的医疗消费水平，增进居民的医疗保健需求和医疗卫生服务的可及性，同时对提高居民尤其是低收入群体的医疗服务利用率具有显著作用;另一方面，作为医疗支出风险平滑的财务机制，医疗保险的费用分担制度有效降低了医疗支出，减轻了低收入群体的医疗负担，对群体差异的人群发挥了分散风险的功能［14］［15］［16］［4］［17］［18］。持负面观点的代表学者解垩通过研究发现医疗保险的补偿并没有减轻城乡患病家庭的贫困状况，反之增加了贫困家庭的医疗消费负担，贫困群体的医疗费用支出超过收入比例的增加，医疗保险对中国城乡家庭具有反贫困效应［19］。此外，医疗保险成为扩大医疗卫生服务利用不平等的约束条件，与对医疗卫生服务存在更多需求的穷人相比，富人消耗了绝大多数医疗卫生服务资源，使得穷人陷入“疾病－贫困－疾病”的恶性循环之中［20］［21］(P12－24)［22］。医疗保险设立的作用在于分担风险，互助共济，从而保障正常的生产生活，维护社会安定。然而，对于经济贫困的人群来说，医疗保险是否真正起到了分散风险的作用呢?在农村地区，农村居民的消费行为总体呈下降趋势，而医疗消费则呈反向趋势不断上升，尤其是低收入家庭的医疗消费支出比例较高，同时“广覆盖、低保障”的医疗保险难以承担高额的医疗费用增长，透视出医疗费用持续增长给居民带来了较大的疾病经济负担，医疗保险远远不能满足居民的医疗需求［16］［23］［24］。解垩通过实证分析发现，在医疗保险补偿以后，医疗保险对城乡家庭的贫困状况起到了一定的缓解作用，并且对城乡家庭的减贫作用存在差异，对城市家庭的减贫程度高于农村。但这种缓解并不显著，医疗保险对降低家庭的医疗支出，缓解贫困具有微弱的作用［19］。综合以上研究，针对家庭医疗消费影响因素及其结构变化的争论，文章将探索分析三个问题:第一，医疗保险制度对家庭医疗消费有何影响，是否显著改变家庭消费结构;第二，经济状况，尤其是贫困因素对家庭医疗消费是否具有显著的约束性;第三，医疗保险和贫困的联合作用是否显著影响家庭医疗消费结构，将会产生哪些影响。

三、假设、数据、变量与模型

(一)研究假设

基于理论分析和文章需要，做出如下假设:假设1:医疗保险能够刺激家庭的医疗需求，有效提升家庭医疗消费水平。假设2:经济状况对家庭医疗消费有重要影响，贫困会约束家庭医疗需求，抑制家庭医疗消费。家庭越贫困，医疗消费水平越低。

(二)研究数据

本研究使用的是国家基本医疗保险调查跟踪数据，该数据由人力资源与社会保障部、中国医疗保险研究会、北京大学光华管理学院联合调研获得。根据医疗保险试点先后，结合区域分布和人口、经济发展等因素，选取了乌鲁木齐、潍坊、吉林市、常德、绍兴、厦门、成都、包头、西宁九个城市，在采取随机抽样的基础上，进行跟踪调查，目前已经完成2008年—2011年跟踪调查数据，其中，2011年完成有效访问户11105户，有效访问人口30496人，随访率为87.04%，其他年份调研规模大体相同。调查主要针对城市居民(市民、流动农民)的医疗卫生服务需求、利用、费用、保险等内容。本研究使用了2008年—2011年四年的面板数据，样本四年一共16407个家庭，127300人次①。

(三)变量选择

从总体来看，家庭医疗消费的影响因素不仅与家庭的基本情况有联系，同时也受到医疗制度、家庭医疗观念等家庭和社会层面各方面因素的影响。基于研究需要，将家庭医疗支出额度和家庭医疗支出比例作为因变量，主要反映家庭一年内医疗支出的绝对水平和相对水平。在自变量的选取方面，家庭医疗消费状况首先受到家庭基本特征的影响，因此选取家庭规模、家庭赡养比、户主民族、户籍、家庭人均收入来控制家庭基本情况。此外，将家庭成员疾病程度作为家庭年内医疗需要的变量，选取最近医疗点时间代表居民的医疗卫生可及性，选取是否是低保户作为家庭贫困状况的变量，选择户主健康意识控制家庭医疗观念，选择家庭(主要成员)是否有医疗保险作为反映家庭医疗保险状况的变量。

四、经验分析

(一)描述分析

针对下表中的数据分布进行表述分析。自2008年至2011年，家庭医疗支出额度不断上升，从3024.11元增加到了3322.63元，说明家庭绝对医疗消费逐年上升;家庭医疗支出比例则变化不大，大致稳定在12%，家庭相对医疗消费趋势较为稳定。家庭规模保持在3.3左右，大多数家庭常住人口为3人，反映出现代家庭模式以核心家庭为主。家庭赡养比从22%提高到26%，老年人口占家庭人口的比重增加，在一定程度上反映了中国老龄化趋势的发展;样本中的大部分户主为汉族，同时大多数为城市户籍;家庭人均收入不断增加，从1869.48元提高到2456.52元;家庭成员的疾病程度处于比较严重的状态，但疾病严重程度不断减轻;家庭位置距离最近医疗点的时间平均约为12分钟;家庭的健康意识由薄弱逐渐增强;家庭成员拥有保险的比例不断提高。

(二)回归分析

根据回归模型，分别使用面板数据混合效应OLS模型、固定效应OLS模型和随机效应OLS模型进行估计，同时，进行F检验和Hausman检验，结果发现，面板数据固定效应模型估计结果具有一致性。而且，不论家庭医疗消费绝对量还是相对比例，F检验和Hausman检验结果都支持选择面板固定效应模型，所以，本研究后续的回归均是使用面板固定效应OLS模型估计。分别比较原始估计模型和在放入医疗保险和低保户的交互项后的模型，估计结果见下表。通过回归结果，在控制其他变量后，医疗保险对家庭的医疗消费水平具有显著的正向影响，并且具有稳健性。与没有医疗保险的家庭相比，拥有医疗保险的家庭的医疗消费水平显著高于没有医疗保险的家庭。医疗保险具有补偿和分散风险的效用，一方面，医疗保险有效降低了医疗服务价格，提高了家庭对医疗服务的可及性，形成了推动作用，促使家庭购买更多的医疗服务，提高了家庭的医疗消费水平。另一方面，医疗保险对家庭医疗消费形成拉力，通过较低的医疗服务价格吸引家庭的医疗消费，释放了家庭成员的医疗卫生需求，从而增加了家庭的医疗卫生支出。无论是家庭的绝对医疗消费，还是相对医疗消费，都受到医疗保险的正向影响。以家庭收入和是否是低保户来代表家庭的经济水平，经济水平对家庭医疗消费有显著的影响。家庭人均收入对家庭绝对医疗消费有显著的正向作用，人均收入越高，家庭医疗消费额度越大;以是否是低保户家庭来衡量家庭的贫困状况，检验家庭医疗消费的影响因素，发现非低保户家庭的相对医疗消费显著高于低保户家庭的相对医疗消费，即贫困家庭的医疗消费水平低于非贫困家庭的医疗消费水平。以上说明经济状况会显著影响家庭的医疗消费水平，贫困家庭的医疗消费需求受到了贫困状况的约束，符合上文的研究假设。通过医疗保险和是否是低保家庭的交互项进行回归分析，发现医疗保险和是否是低保户家庭对家庭绝对医疗消费的作用不具显著性，同时对家庭的相对医疗消费存在微弱的正向影响，低保户家庭在拥有医疗保险后，家庭的医疗消费水平会略微提高，说明拥有医疗保险的低保户家庭，其医疗消费绝对水平并不会比其他类别家庭更高。但由于医疗需求得到释放，其家庭医疗消费所占比例水平有所提高，这证明了医疗保险对贫困家庭医疗消费结构有显著影响。在其他变量中，家庭成员的疾病程度对家庭医疗消费具有显著的负向作用，并且具有稳健性。家庭成员的疾病程度越重，医疗需要越大，家庭医疗消费水平越高，说明家庭医疗消费水平显著受到医疗需要的影响。家庭规模对家庭绝对医疗消费具有显著的正向影响，对家庭的相对医疗消费具有负向影响，但不具有显著性，说明家庭规模越大，家庭的绝对医疗消费水平越高。家庭赡养比对家庭医疗消费具有显著的正向作用，且具有稳健性。家庭赡养比越高，家庭医疗消费水平越高，说明老年人的医疗需求可能是影响家庭医疗消费的重要因素。户籍是影响家庭医疗消费的重要因素，在城市中，户主是城市户籍的家庭医疗消费水平高于户主是农村户籍的家庭医疗消费水平。

(三)分低保户回归分析

在回归分析中，医疗保险对家庭绝对医疗消费和相对医疗消费都具有显著的影响，在医疗保险作用下，家庭的绝对和相对医疗消费水平均有所提升，反之，贫困因素对家庭的绝对和相对医疗消费具有抑制作用。为了进一步检验医疗保险影响的稳健性，本研究将人群分为贫困户和非贫困户两类，进行稳健性检验。结果见下表。医疗保险对低保户和非低保户家庭的医疗消费影响存在差别。医疗保险对非低保户的家庭医疗消费具有显著的正向影响，对于非低保户家庭而言，有医疗保险的家庭的医疗消费水平高于没有医疗保险的家庭，医疗保险均能抬升非低保家庭的绝对医疗消费和相对医疗消费水平。对于低保户家庭而言，医疗保险对家庭的绝对医疗消费具有正向影响，而对相对医疗消费具有负向影响，但没有通过显著性检验，说明低保户家庭有无医疗保险，并不会显著抬升其家庭医疗消费。其他变量回归结果基本与上文一致，此处不再赘述。

(四)分户籍回归分析

为了进一步分析医疗保险对家庭医疗消费影响的城乡差别，进行分户籍的稳健性检验，检验结果见下表。从下表回归结果可以看出，医疗保险对城市户籍的家庭医疗消费具有显著的影响，并且具有稳健性。在市民中，拥有医疗保险能够显著抬升其家庭的绝对和相对医疗支出，医疗保险释放了市民的医疗需求，并影响了其消费结构;而在城市流动的农村户籍人口中，拥有医疗保险将会显著释放其医疗需求，也会显著抬高其家庭医疗支出比例;但是，交互项回归发现，在城市流动的农村户籍人口中，拥有医疗保险的贫困家庭的绝对医疗支出并不会显著高于其他农村户籍家庭，而其相对医疗支出比例则显著高于其他农村户籍家庭，这也证明了医疗保险释放了在城市流动的农村户籍家庭的医疗需求，改变了其家庭消费结构，这种影响会显著明显于其他农村户籍家庭。其他控制变量回归结果与上文基本一致，此处不再赘述。

五、研究结论与若干思考

(一)研究结论

综合上述的实证分析，可以得出如下研究结论。第一，医疗保险对家庭医疗消费具有显著的正向影响，医疗消费能够显著提高家庭的医疗消费水平。通过控制其他变量，考察医疗保险对家庭医疗消费的影响，医疗保险能够有效降低医疗服务价格，进而释放家庭医疗卫生服务需求，增进家庭的医疗卫生可及性，进而提升家庭医疗消费的绝对量和相对水平，这一结论验证了假设1。第二，经济状况对家庭医疗消费具有重要的影响。一方面，家庭收入越低，家庭医疗消费水平越低;另一方面，低保户家庭的医疗消费水平显著低于非低保户家庭的医疗消费水平。说明贫困会显著抑制家庭医疗消费，验证了假设2。第三，在考察医疗保险和贫困的交互作用对家庭医疗消费影响的情况下，其交互项显著正向作用于家庭相对医疗支出水平，即获得医疗保险的低保户会显著提高家庭医疗相对支出水平，而在医疗消费绝对水平上变得与其他群体基本无显著差异了，这进一步证明了医疗保险的积极作用。虽然贫困家庭会因此而承担更高的家庭财务风险，但是，它让贫困家庭能够拥有与其他家庭基本无差异的绝对医疗消费，这是非常巨大的贡献，因为由于贫困约束，贫困家庭长期医疗消费受到抑制，医疗消费显著低于非贫困家庭。而稳健性检验进一步证明和深化了这一结论，即医疗保险与贫困交互项之所以对家庭相对医疗消费水平影响显著，这一影响主要发生在拥有农村户籍的城市流动家庭中，这也进一步证明，让在城市的流动人口获得必要的医疗保险对其医疗卫生服务可及性的提升极为必要。

(二)若干思考

1．强化医疗保险对贫困人口的保障作用理论和经验现实都表明，贫困人口往往更可能被暴露于疾病风险之下，相对于其他人群而言，贫困人口往往更有脆弱性。作为基本的社会医疗保险制度，国民基本医疗保险体系应当更加注重对以贫困人口为核心的弱势群体予以扶助，正如本研究所揭示的，医疗保险在改善贫困人口卫生服务利用的同时，可能存在加剧其家庭财务风险的可能。第一，应当通过完善基本医疗保险制度，加强对贫困人口小病预防和及时治疗的帮助，使贫困人口疾病风险得到及时控制和解决;第二，应当针对贫困家庭有针对性的完善大额医疗报销政策，在保险报销封顶线之外，优先对贫困家庭予以大额医疗扶助;第三，应当完善基本医疗保险与医疗救助的衔接，使贫困人口能够得到不同层面的保障和福利;第四，应当通过不断改善报销结构、提高保障水平，并有针对性地对贫困人口和方便报销程序方面给予便利，降低其保险利用成本。此外，还应当弱化经济作用对社会医疗保险的影响，削弱收入等因素对个人利用社会医疗保险的影响和限制，强化社会医疗保险作为国民基本健康权利的属性。当然，也应当在国民基本健康权利保障和控制道德风险之中寻求平衡。

第4篇：消费水平分析范文

关键词：消费水平；聚类分析；等级划分

中图分类号：F224；F126.1 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2017）11-0100-03

引言

我国幅员辽阔，全国共有34个省级行政区域，各地区风土人情、地理位置、经济文化发展水平各不相同。不同区域地理环境、气候条件、经济水平和文化背景的差异，使消费者的价值观和消费行为具有各自的地方特色[1]，这也就导致我国不同区域的消费水平存在着一定程度的差异。

国际学术界对区域消费差异的研究始于20世纪80年代。Kahle的研究发现，即使是在美国这样经济文化区域差别相对较小的国家，各地理区域间也存在着显著的消费差异[2]。同一国家或区域的消费者在购买目标、购买动机、购买组织、购买渠道、购买时机等方面会表现出共性，不同国家或区域的消费行为模式则表现出很大的差异性[3]。影响区域消费差异的因素主要有两大类：一类是经济因素，另一类是非经济因素[4]。前者主要从宏观层面研究区域消费差异，通常综合使用国家或区域的经济、政治、地理以及人口统计信息；后者则是心理学――营销管理为主的研究路线，主要从微观层面研究区域消费差异，研究的心理变量包括价值观、态度、意见、兴趣等。

对于消费水平，陈勇滨（2006）利用主成分分析法对我国 28个省、自治区、直辖市的6种消费指标进行综合评价，得到了这些区域综合消费水平的排列次序[5]。刘德芬等 （2010）采用主成分分析和聚类分析法分析了我国31个区域城市城镇居民的消费水平差异[6]。高鹏飞（2011）根据消费相关理论制定了消费引领的评估指标体系[7]。国内学者对消费水平的研究主要是城市消费水平评价方法，而根据消费水平进行城市等级划分的研究甚少。

当前国内外的区域等级划分一般集中在城市等级划分。笔者从宏观层面研究区域消费差异，基于波特钻石理论建立区域消费水平聚类分析模型，对我国31个省级行政区域（剔除台湾省、香港、澳门）进行区域消费水平等级划分，评估我国各区域的消费水平，从而对消费市场研究制定营销策略。

一、区域消费水平聚类分析模型的建立

（一）研究方法

聚类分析是将个体或对象分类，使得同一类中的对象之间的相似性比其他类对象的相似性更强。其目的在于使类内对象的同质性和类间对象的异质性最大化。在聚类分析中对样本分类称Q型聚类。它针对观测量进行分类，将特征相近的观测量分为一类，特征差异较大的观测量分在不同的类。本文使用的即为Q型聚类。

（二）研究对象

当前我国共有34个省级行政区，但是台湾省的各类统计数据难以获得，且当前我国计算农业经济发展总量时并未将其计入，同时由于特别行政区的经济发展现状及相关管理规定，对于香港及澳门特别行政区的相关统计数据难以评估，因此本文在研究对象的选取上有效剔除台湾省、香港及澳门特别行政区，共计31个省级行政区样本。

（三）模型构建

影响区域消费水平的因素有很多，本文对波特钻石模型评价产业竞争力的方法进行适当修改，建立了区域消费水平聚类分析模型[8]，并从区域综合社会经济水平、区域消费基础、区域配套基础设施、居民消费情况和消费环境这五个维度建立了由23个指标组成的指标体系。

二、区域消费水平的聚类分析

基于上述区域消费水平聚类分析模型，本文选取国家统计局的各指标2016年的统计数据作为基础数据。由于各指标数据量纲存在差异，采用极差标准化方法进行处理。利用SPSS软件进行聚类分析，按照分类结果将这31个区域分为三级，具体分类如表2所示。

第一层级区域中除北京市外，其他五大省市均处于东南沿海地区。东南沿海地区包含我国两大高消费区域――长三角区域与珠三角区域。该类区域经济基础较好，人口众多，消费习惯成熟，消费观念新颖，且第三产业发达，居民的人均消费性支出水平较高，促进了该区域的综合消费水平。北京市虽然不在东南沿海地区，但是其是我国的首都，为我国重要的政治、经济、文化中心，且位于我国的重要工业带――京津唐区域，因此北京市的消费水平居于前列也合情合理。

第二层级区域与大众的普遍认知有所差异。天津市虽然也为京津唐工业带的核心之一，但是近年来京津唐工业带的地位下降，天津市人口及消费人群大量向附近的北京及东南沿海涌入，使得天津市的消费能力没能进入第一层级。消费水平的下降一定程度上也反映了天津市整体经济实力的下降以及政治、经济地位的衰落。与大众认知差异最大的是第二层级区域中出现了自治区、宁夏回族自治区以及青海省。自治区中的拉萨市近年来一直都是我国消费水平最高的城市，其在多年的消费统计数据中均位居榜首。至于宁夏回族自治区和青海省，由于这些区域物资匮乏，大量物资需要从外省运入，导致货\量等消费水平指标升高，从而出现这种经济发展水平不高消费水平却高的情况。

第三层级区域中包含了我国大部分区域，有我国东北地区的黑龙江、吉林、辽宁三省，也有中部地带的多个省份，如湖南、湖北以及众多西部省份。这些区域自身物产可以基本满足当地的需求，但是该类区域也都是我国的民工输出大省，相对来说经济基础不强，且由于地处内陆，消费观念比较陈旧，对于储蓄的热情高于消费，也没有受到较为先进的消费观念冲击，因此这类区域属于低消费区域。

三、结论与建议

通过分析我国各区域的消费水平可知，消费水平受社会经济水平制约，区域的分级格局大致情况与我国社会经济发展的梯度格局相适应，东南沿海区域的消费水平居于前列，而中西部区域消费水平相对较低。这是由于东南沿海地区具备良好的地理位置以及改革开放以来各类政策的支持，基础设施的投入和招商引资能力都比较强，并且东南沿海与外界接触相对较多，形成了良好的消费习惯和新颖的消费观念，这些都为区域消费水平的提高创造着条件。另外，部分区域存在着低经济发展、高消费水平的反常消费现象，一定程度上反映了区域消费大量依靠外部运输的弊端。因此，对我国区域经济发展提出以下建议。

（一）优先市场选择

当企业进行新产品推广时，首先进攻的目标市场应该是第一级消费区域。由于该级区域的消费能力比较强，消费者的消费意愿更为强烈，把这类区域作为突破口有助于新产品攻占市场。

（二）注重经济消费双促进作用

消费是促进经济发展的重要手段，区域经济发展要注重消费的拉动作用。有效激发第二、三级区域的消费能力，同时有效保持一级区域的带头优势，整体上令全国各区域的消费水平得到进一步提高，有利于推动经济稳步快速发展。

参考文献：

[1] 阳翼.中国区域消费差异的实证研究[J].管理科学，2007，（5）：60-68.

[2] Kahle L R，Beatty S E，Homer P.Alternative Measurement Approaches to Consumer Values：The List of Values （LOV）and Values and Life Style （VALS）[J].Journal of Consumer Research，1986，13（3）：405-409.

[3] 卢泰宏，刘世雄.区域差异的消费行为研究：路径与方法[J].中山大学学报：社会科学版，2004，44（2）：18-23.

[4] 刘世雄.中国消费区域差异特征分析[M].上海：三联书店出版社，2007.

[5] 陈勇滨.主成分分析在地区综合消费水平评析中的应用[J].华北科技学院学报，2006，3（1）：113-115.

[6] 刘德芬，纪礼文，安文娟.主成分分析和聚类分析在地区综合消费水平评价中的应用――基于中国31个省市城镇居民家庭消 费性支出的研究[J].大众商务月刊，2010，（8）：14.

[7] 高鹏飞.中国引领消费城市指标体系构建与实证研究[D].上海：上海社会科学院，2011.

[8] Porter M petitive Strategy：Techniques for Analyzing Industries and Competitors[J].Social ScienceElectronic Publishing，1980， （2）：86-87.

第5篇：消费水平分析范文

关键词：城镇居民消费水平 影响因素 对数多元回归

消费活动是可以量化的需求，也是推动经济增长的真正和持久的拉动力。改革开放以来，我国整个社会经济发生了巨大变化，人们的消费理念、消费行为也发生了很大的变化。因此，探讨、分析社会消费水平的规律，对政府制定宏观经济政策，拉动经济增长具有十分重要的意义。

对于消费水平的研究，经济学中有著名的凯恩斯消费函数理论，即消费是可支配收入的线性函数。本文通过建立城镇居民消费水平的计量经济学模型，基于凯恩斯消费函数理论，对于影响消费水平变动的因素及影响程度进行探究，并对模型进行分析评价。

模型设定

研究城镇居民消费水平，需要考虑以下几个方面：

城镇居民消费水平的衡量。对于消费水平，常用城镇家庭平均每人全年消费性支出、城镇居民人均消费水平等变量去衡量。其中，城镇居民人均消费水平能更准确、全面的反映城镇居民消费水平。为了消除价格变动因素对城镇居民人均消费水平的影响，不宜直接采用现在城镇居民人均消费水平的数据，而需要用城市居民消费价格指数进行调整后的1978年可比价格计量的城镇居民实际人均消费水平的数据做回归分析。所以选用“城镇居民实际人均消费水平”作为被解释变量去衡量城镇居民消费水平。

数据的选择。本文研究改革开放以来，我国城镇居民消费水平的影响因素以及变化趋势，因此选择1978-2009年的时间序列数据。同时为了减小价格因素的影响，采用对数数据进行回归分析。

影响因素的分析。根据凯恩斯消费函数理论，消费取决于可支配收入。因此以城镇家庭实际人均可支配收入表示的可支配收入水平，是必须要考虑的主要影响因素。

除此以外，根据经济理论，还有众多因素可能影响城镇居民消费水平：城市居民消费价格指数是衡量居民消费水平最重要的指数，是对一个固定的消费品篮子价格的衡量。它主要反映消费者支付商品和劳务的价格变化情况，也是一种度量通货膨胀水平的工具;人均国内生产总值代表我国的经济发展水平。我国经济的增长主要是由投资需求的扩张与消费需求的增长带动的。但是，为了减小价格因素的影响，不宜直接采用人均国内生产总值，而需要用人均国内生产总值指数进行调整后的1978年可比价格计的实际人均国内生产总值的数据进行回归分析;城乡居民储蓄存款年增加额、城镇固定资产投资额是人民财富、社会总资产增加的最直接表现形式，是扩大再生产的必然要求。固定资产投资的增加会直接带动国民经济各行业的发展，从而带动城镇居民消费水平的增加;失业率可以判断一定时期内全部劳动人口的就业情况，反映整体经济状况，从而影响城镇居民消费水平。

因此，本文将“城镇家庭实际人均可支配收入X2”、“城市居民消费价格指数X3”、“实际人均国内生产总值X4”、“城乡居民储蓄存款年增加额X5”、“城市登记失业率X6”和“城镇固定资产投资额X7”作为模型的解释变量。

模型形式的设计。本文基于凯恩斯消费函数理论设计模型，考虑到数据间的差距较大，所以对城镇居民消费水平（Y）与城镇家庭实际人均可支配收入（X2）、城市居民消费价格指数（X3）、实际人均国内生产总值（X4）、城乡居民储蓄存款年增加额（X5）、城市登记失业率（X6）、城镇固定资产投资额（X7）进行回归分析，并将方程形式设定为一次对数回归模型。

数据来源

本文获取1978-2009年各指标的数据，如表1所示。

模型的估计与调整

（一）城镇居民消费水平对各影响因素的回归分析

根据本文建立的模型：

InYt=β1+β2InX2t+β3InX3t+β4InX4t+β5InX5t+β6InX6t+β7InX7t+ut

用EViews的最小二乘法进行回归估计，得到回归方程：

（二）模型检验

经济意义的检验。模型估计结果说明，在假定其他变量不变的情况下，城镇家庭实际人均可支配收入每增长1%，城镇居民消费水平就会增长0.376138%;在假定其他变量不变的情况下，城市居民消费价格指数每增长1%，城镇居民消费水平就会增长0.014395%;在假定其他变量不变的情况下，实际人均国内生产总值可支配收入每增长1%，城镇居民消费水平就会增长0.292557%;在假定其他变量不变的情况下，城乡居民储蓄存款年增加额每增长1%，城镇居民消费水平就会减少0.019675%;在假定其他变量不变的情况下，城市登记失业率每增长1%，城镇居民消费水平就会减少0.022774%;在假定其他变量不变的情况下，城镇固定资产投资额每增长1%，城镇居民消费水平就会增长0.118284%。解释变量系数的符号与预期相同，这与理论分析和经验判断相一致。

统计推断检验。拟合优度：从回归结果看R2=0.998564 R2=0.998219，说明模型对样本的拟合很好。

t检验。给定α=0.05，查t分布表，在自由度为25时得临界值2.060。其中，InX3、InX4、InX5、InX6系数t统计量的绝对值小于临界值，说明“城市居民消费价格指数X3”、“实际人均国内生产总值X4”、“城乡居民储蓄存款年增加额X5”、“城市登记失业率X6”对城镇居民消费水平没有显著影响。InX2、InX7系数t统计量的绝对值大于临界值，说明“城镇家庭实际人均可支配收入X2”、“城镇固定资产投资额X7”对城镇居民消费水平有显著影响。

F检验。给定α=0.05，在F分布表中的自由度为6和25的临界值约为3.05，由表中得到F=2896.829大于临界值，说明回归方程显著，即“城镇家庭实际人均可支配收入X2”、“城市居民消费价格指数X3”、“实际人均国内生产总值X4”、“城乡居民储蓄存款年增加额X5”、“城市登记失业率X6”、“城镇固定资产投资额X7”联合起来对城镇居民消费水平有显著影响。

计量经济学检验。多重共线性检验。由回归结果看出，该模型可决系数很高，F检验显著，但是当α=0.05时，X5、X6系数的t检验不显著，这表明可能存在多重共线性。计算各解释变量的相关系数，得到相关系数矩阵。由相关系数矩阵可以看出，部分解释变量相互之间的相关系数较高，证实确实存在多重共线性。采用逐步回归的办法，分别做lnYt对lnX2t、lnX3t、lnX4t、lnX5t、lnX6t、lnX7t的一元回归，回归结果表明lnX3t、lnX5t、lnX6t引起多重共线性，应予剔除。最后修正多重共线性影响的回归结果为：

异方差检验。Goldfield-Quanadt检验。分别按照解释变量lnX2t、InX4t、lnX7t的递增型排序，构造样本容量n=12的子样本区间，用OLS法得到结果后，定义样本区间为21-32，用OLS法得到结果，根据结果计算F统计值，分别为1.185597、1.758101和1.778105，在α=0.05下，各F统计值均小于临界值F0.05（8，8）=3.44，所以不拒绝原假设，表明模型不存在异方差。

White检验。用EViews作White检验，辅助回归模型中有交叉项，得到检验结果。由White检验知，在α=0.05下，查χ2分布表，得到临界值χ20.05（6）=12.5916，比较计算的χ2统计量与临界值，因为nR2=5.748802小于χ20.05（6）=12.5916，表明模型不存在异方差。

自相关检验。图示检验法。用EViews作残差图，如图1所示。从残差图中可以看出模型中存在自相关，故模型中t统计量和F统计量的结论不可信。DW检验。从回归结果得到DW=1.126316，n=32，k=3，取显著性水平α=0.05，查DW统计表可知dL=1.24，dU=1.65，模型中dL

采用广义差分法对模型进行修正，使用Yt进行滞后一期的自回归，得到Yt=0.3364805Yt-1，可知ρ=0.364805，对原模型进行广义差分，得到广义差分方程：

对广义差分方程进行回归，由回归结果可得回归方程为：

其中，lnY*t=lnYt-0.364805lnYt-1，lnY*2t=lnX2t-0.304805lnX2t-1，lnX*4t=lnX4t-0.364805lnX4t-1，lnX*7t=lnX7t-0.364805lnX7t-1。

由于使用了广义差分数据，样本容量减少了1个，为31个。查5%显著水平的DW统计表可知dL=1.23，dU=1.65，模型中DW=1.638179

由回归结果可得新的回归方程为：

由于使用了广义差分数据，样本容量再减少了1个，为30个。查5%显著水平的DW统计表可知dL=1.21，dU=1.65，模型中DW=1.775741>dU，说明广义差分模型中已不存在自相关，不必再进行迭代。同时可见，R2、t、F统计量也均达到理想水平。

由差分方程式有：

β1=2.013408/（1-0.364805）*（1-0.496598）=6.296653，

β2=0.299817/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.937636，

β4=0.207438/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.208487，

β7=0.154054/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.145599.

所以，我国城镇居民消费水平模型的最终结果为：

lnYt=6.296653+0.937636lnX2t+

0.648733lnX4t+0.481782lnX7t

协整检验。用EViews对lnX2t序列、InX4t序列、InX7序列和lnY序列做ADF检验，结果表明，均存在单位根，是非平稳序列，对InX2t的一阶差分序列、InX4t的一阶差分序列、InX7t的一阶差分序列和InY的一阶差分序列做ADF检验，结果表明，均不存在单位根，是平稳序列。继续检验回归残差的平稳性，对ut序列进行单位根检验，得到结果如下：在5%的显著性水平下，τ检验统计量值为-4.821812，小于相应临界值，从而拒绝H0，表明回归残差序列不存在单位根，是平稳序列，说明InX2t、InX4t、InX7t和InY之间存在协整关系。建立误差修正模型把消费水平的短期行为与长期变化联系起来：

InYt=β1+β2InX2t+β4InX4t+β7InX7t+γut-1+εt

用OLS法估计误差修正模型，最终得到误差修正模型的估计结果：

上述结果表明，模型中存在自相关，会夸大所估计参数的显著性，但误差项的t统计量不显著，说明城镇居民消费水平不取决于上一期消费水平对均衡水平的偏离，系统不存在误差修正机制。

结论

本文分析表明，随着经济的发展，城镇居民消费水平不断提高，城镇居民消费水平不仅受城镇家庭实际人均可支配收入的影响，还受到城市居民消费价格指数、人均国内生产总值、城镇固定资产投资额等因素的影响。

城镇家庭实际人均可支配收入对城镇居民消费水平确实存在影响，这是基于凯恩斯消费函数理论。本文研究结果同样反映城镇家庭实际人均可支配收入对城镇居民消费水平的影响最大。政府可以通过增加低收入者、无劳动能力者和离退休人员的收入来提高居民消费水平。人均国内生产总值反映了我国经济发展水平，经济越发达，城镇居民消费水平越高。通过增加城镇固定资产投资额，可以带动国民经济各行业的发展，从而提高城镇居民消费水平。

本文未从计量经济学的角度证明城市居民消费价格指数、城乡居民储蓄存款年增加额、城市登记失业率对城镇居民消费水平的影响，模型检验结果表明这种影响可能过于间接而被剔除。虽然模型的建立在理论上来讲是合理的，但是还有贫富差距、人口结构等因素没有考虑，所以城镇居民消费水平模型还有待完善。

参考文献：

1.庞皓.计量经济学[M].科学出版社，2007

2.Olivier Blanchard.宏观经济学[M].清华大学出版社，2009

3.袁原，王新国.新疆城镇居民收入与消费行为关系研究[J].北方经贸，2011（4）

4.吴蓓蓓，陈永福，于法稳.基于收入分层QUAIDS模型的广东省城镇居民家庭食品消费行为分析[J].中国农村观察，2012（4）

5.杨丹.我国货币供应量与经济增长关系实证分析[J].现代商贸工业，2009（9）

6.王玲玲，马骁.我国民用汽车需求的计量经济模型及分析[J].山西经济管理干部学院学报，2006，14（1）

7.朱振亚，张小青.经济转型期城乡居民消费地区间非均衡性研究[J].经济问题探索，2011（4）

8.辜予薇，易昆南.居民消费的计量经济模型实证分析[J].数学理论与应用，2008，28（4）

9.孙敬水.计量经济学教程[M].清华大学出版社，北京交通大学出版社，2005

作者简介：

第6篇：消费水平分析范文

【关键词】大学生；体育消费；调查

一、研究对象和研究方法

（1）研究对象。采用了分层随机抽样的方法，对牡丹江师范学院、牡丹江医学院、牡丹江大学、黑龙江林业职业技术学院、黑龙江农业经济职业学院、黑龙江商业职业学院、黑龙江幼儿师范高等专科学校七个牡丹江高校的大学生体育消费情况进行了问卷调查。（2）研究方法。一是专家咨询法，二是问卷调查法。本研究此次共发放问卷2000份，回收问卷1978份，回收率98.9％，有效问卷1946份，有效率97.3％。并用数据统计法对回收的问卷通过数据统计表和比较分析法进行统计。

二、研究结果与分析

第一，牡丹江市大学生月收入调查分析。大学生的收入主要包括家庭供给、奖学金和自己在校期间勤工俭学所得费用。牡丹江市大学生月收入情况分布为：有35.25％的大学生认为其月收入在300～400元左右，有24.40％的大学生认为其月收入在400～500元左右，15.98%的大学生认为其月收入在500元以上，有12.43%的大学生认为其月收入在200～300元左右，另有9.66%的大学生认为其月收入在100～200元左右。牡丹江市大学生月收入按收入水平频率统计得出结果为417.8元。第二，牡丹江市大学生月总消费调查分析。牡丹江市大学生总体的消费是比较理智的。调查结果显示：牡丹江市大学生月消费情况分布为：有25.7%的大学生认为其月消费在300元左右，有27.3%的大学生认为其月消费在400元左右，有16.8%的大学生认为其月消费在500元左右，另有12.8%，10.2%，7.2%的大学生认为其月消费分别为500元以上，200元左右，200元以下。通过统计频数计算得出牡丹江市大学生的月平均消费金额大约为374.7元。第三，牡丹江市大学生体育消费金额调查分析。调查结果显示：有25.73%的人年体育消费在100元以下，这其中还包括未曾进行过体育消费的人群。通过统计计算得出牡丹江市大学生年平均体育消费金额约为168.4元左右。通过与被调查对象年消费的对比来看，体育消费约占被调查对象年消费的3.73%。首先，牡丹江市人民的整体经济收入水平不高，这是影响和制约大学生体育消费的主要因素。另外，随着收入水平的增加大学生体育消费水平的增加量低于收入水平的增加量的人数占总人数的29.39%，保持原有体育消费水平不变的大学生占总人数的16.49%。说明牡丹江大学生体育消费有可能滞后发展。第四，不同性别大学生体育消费水平调查分析。男生的体育消费水平多集中在100～150和150～200这两个区间，而女生则多集中在50～100元区间，在消费水平在250元以上的区间男女生差别明显，男生显著高于女生。第五，对大学生不同体育消费水平的影响因素调查分析。本文对不同体育消费水平的大学生分为三个群体，即年体育消费在0～100元水平群体，100～200元水平群体和200元以上群体。分析结果显示，个人可支配收入状况也即家庭收入和体育消费品价格是决定0～100元体育消费水平群体消费的主要因素，所以这部分群体增加体育消费的途径应是增加其家庭收入水平。对100～200元体育消费水平群体的影响主要是体育消费品的价格和所处群体影响，因此针对这一部分群体应注意体育消费品的价格定位和其所处的社会环境和校园环境的体育文化建设。对200元以上大学生体育消费群体影响较大的是个人体育兴趣爱好和所处群体影响。

三、结论与建议

（1）牡丹江市大学生整体体育消费水平不高，并且随着收入水平的提高，牡丹江大学生用于体育消费的比例保持不变或低于收入水平增加的人数占总被调查人数的45%。因此，牡丹江市大学生体育消费可能滞后于经济的发展，其主要原因应是家庭收入和体育消费意识的问题。因此应对大学生体育消费意识进行积极引导，让更多的学生参与体育消费。（2）影响牡丹江大学生体育消费的性别差异较大，男性体育消费高于女生。可通过积极的校园体育文化建设，使大学生特别是女性大学生的体育兴趣，从而为形成良好的体育习惯打下基础，使其形成终身体育的习惯，并为体育消费提供可能。

参 考 文 献

[1]何学敏，都晓娟．大学生体育消费现状及其影响因素[J]．体育学刊．2004（5）

第7篇：消费水平分析范文

关键词：农村人力资本；消费水平差距；向量自回归模型

次贷危机引发的金融风暴使全球经济进入萧条时期，严重制约了我国经济增长的“三驾马车”。扩大国内需求，保持经济持续稳健增长，成为我国这几年经济发展的主要任务之一。在我国经济发展过程中，城市已趋于饱和状态，扩大内需，增强内需，其主要动力之一来源于启动农村消费市场。然而我国农村居民消费水平弱，城乡消费水平差距大。1981年至2012年间我国城镇居民消费水平从520元增加到24565元，增加了47.2倍；农村居民消费水平也由201元增加到7919元，增加了39.4倍。但二者之间绝对额的差距却在逐年扩大，1981年城乡消费比率已达到2.59∶1，由于我国农村实行了，提高了农业经济效益和劳动生产率，活跃了农村经济，刺激了农村居民的消费，1985年城乡消费比率下降为2.19∶1。之后随着我国经济改革的推进，城镇经济发展越来越快，社会保健体制也越来越完善，居民的收入水平也发越来越高，而农村由于受城乡二元体制的制约，社会经济发展缓慢，居民收入也增长缓慢，城乡居民的消费水平差距迅速攀升，由1989年的2.67∶1扩大到2012年的3.1∶1。

一、数据选取及模型说明

由于数据方面的原因，本文只选取了反映劳动者受教育水平及健康状况的指标进行分析。在受教育水平方面，选取农村人均教育支出（E）作为衡量指标；健康状况方面，选取农村人均医疗保健支出（M）作为衡量指标。而城乡消费水平差距（C）则采用城镇居民消费水平与农村居民消费水平之差为衡量指标。所选数据为1981-2012年相关时间序列数据，其来源于历年《中国统计年鉴》和《中经网―中国经济统计数据库》。各时间序列以1978年为基期的商品零售价格指数进行调整。为避免出现异方差，对各序列进行对数化处理，分别记为[LnE]、[LnM]、[LnC]。

本文采用向量自回归VAR模型研究农村人力资本积累和城乡消费差距的数量关系，从长期和短期两方面刻画两者内在的、本质的联系。计量模型如下：

[LnC=C0+αLnE+βLnM+εt] 其中，[C0]为常数项，[εt]为随机扰动项。

二、实证分析

（一）ADF单位根检验

利用Eviews5.0软件对经过预处理的农村人均教育支出[LnE]、农村人均医疗保健支出[LnM]和城乡人均消费差距[LnC]，以及各变量的一阶差分进行ADF单位根检验，以判断平稳性，检验结果表明，[LnE]、[LnM]和[LnC]均是非平稳时间序列，而一阶差分后的序列均是平稳的，且均为一阶单整过程，即I（1）。因此可对其进行协整检验。

（二） Johansen协整检验

利用Johansen协整检验对[LnC]、[LnM]、[LnE]序列进行协整检验。本文采用AIC和SC准则，经过多次试验，采用滞后期为1时，建立模型。结果如表3.1所示：序列[LnC]、[LnM]、[LnE]之间有且只有一个协整关系。

对比迹统计量与5%、1%水平临界值可知，分析结果拒绝变量间不存在协整关系的假设，且不能拒绝存在至多一个协整关系的假设，因此，两变量之间有且仅有一种协整关系。取标准化（Normalization）的协整系数，得协整方程如下：

对残差序列

[e=LnC-0.188497LnM+1.0585191LnE+3.749531]进行ADF检验，结果表明，在99%置信水平下残差序列不含单位根（见表3.2），是平稳的。说明协整关系通过检验是正确的。

因此可以建立向量误差修正模型，检验其短期动态关系。模型具体形式如下：

其中，

[ecmt-1=LnC（-1）-0.188LnM（-1）+1.059LnE（-1）+3.750]，是VEC模型的误差修正项。

由式（3-1）和式（3-2）可知，[LnE]、[LnM]和[LnC]之间不仅具有长期均衡关系，而且也具有短期动态调整关系。即增加农村人均教育支出，可使城乡人均消费水平差距缩小；但增加农村人均医疗保健支出，反而使城乡人均消费水平差距增加。

可见，加大对农民教育的投入，可有效地提高农民的素质，改变其消费习惯和消费结构；而农村医疗保健的支出之所以会出现同方向的变动，长期以来，我国农村的社会保障制度不完善，农村医疗保障体系虽已建立但并不完善，而且存在基层实施过程中的监管漏洞，农民基本上还是作为自我保障的医疗群体，较低的收入水平，无法跟上医疗费用的急剧上升，这大大限制了农民的消费水平。

（三） 脉冲响应函数分析

为了更直观地展示农村人力资本积累与城乡消费水平差距的动态关系，图3.1至3.4为序列[LnC]、[LnM]、[LnE]之间的脉冲响应函数分析结果。

从消费差距[LnC]的脉冲响应来看，[LnC]对[LnM]始终呈现持续的、负向的响应，缩小城乡消费水平差距并不能从根本上使农民增加对医疗保健支出幅度，只有国家通过体制上的改革，完善社会保障制度，才会对农民增加医疗保健支出幅度起到一定的促进作用。[LnC]对[LnE]的冲击，在第1-2年变化不大，之后缓慢上升，在第5年后趋于稳定正向响应。

从农村人均医疗保健支出[LnM]的脉冲响应来看，[LnM]对[LnC]的冲击在第1年为正向影响，之后迅速下降，在第2年开始呈现微弱的负向扰动，从第5年开始对消费差距不再产生扰动。这反映出我国现行医疗体制的弊病，农民是自费医疗群体，较低的收入水平，无法跟上医疗费用的急剧上升，致使大量农民因病致贫、因病返贫。因此，政府不仅需要加大对农村医疗的投入，而且要进行有效的监管。

从农村人均教育支出[LnE]的脉冲响应来看，[LnE]对[LnC]的冲击始终呈正向扰动，而且幅度比较大，在第5年达到峰值6%后趋向平稳。这反映出我国的城乡之间存在着受教育机会不均等的现象。

三、结论与建议

（1）农村人均医疗保健支出（[LnM]）、农村人均教育支出（[LnE]）和城乡人均消费差距（[LnC]）之间存在协整关系，且[LnM]、[LnE]和[LnC]分别具有正向、负向的长期均衡关系。这反映出我国的社会保障体制不健全，现行的医疗体制存在着弊病，农民有限的收入增加并没有足够的能力去消费昂贵的医疗费用。所以我们必须进一步完善社会保障体系，加快医疗改革的进程和有效地实施医疗改革的方案。

（2）脉冲响应函数显示，城乡消费差距对农村医疗保健支出一个标准差大小的新息冲击没有响应。而增加教育支出对缩小城乡消费差距呈现一个正向的、持续的、稳定的响应。此外，我们的分析显示：我国社会保障体制和教育体制在城乡之间存在着巨大的差距。因此政府要尽快完善城乡各种不均等的政策体制，切实让农村居民享有更多的社会公共福利。

参考文献：

[1]白菊红.农村人力资本积累与农民收入分配机理研究[D].2002

[2][美]雅各布・明塞尔著.张凤林译.人力资本研究[M].中国经济出版社，2001

第8篇：消费水平分析范文

1、居民的消费倾向

城镇居民面对未来消费情况的心理预期。跟我国其他区域城镇居民的平均消费相比，陕西省城镇居民的平均消费偏高，有较多的支出用来消费。表明陕西省城镇居民的住房、医疗以及其他必要的平时支出可预见的经济压力相对较小，因此远期支出较少，而随即增加当期消费，因此陕西城镇居民的即期消费高于农村居民与总体平均水平。

2、居民的可支配收入

陕西省城镇居民在可支配收入不变的情况下，由于城镇居民对于远期的商品价格和种类的预期，致使城镇居民消费的相对较小的空间。所以，陕西省城镇居民消费支出的资金出处只能依附提高陕西省城镇居民可支配收入的提升来实现，因此扩大城镇居民的消费的重要途径为提高居民可支配收入在GDP中的比重。[1]

3、居民的消费结构

可对陕西省前期后后期城镇与农村居民消费结构进行比较分析。如下图1可看出陕西省前后期城镇与农村居民消费水平的差异。

图1 陕西省前后期城镇与农村居民消费水平

二、三个维度影响程度

1、对食品的消费比例，城镇高于农村，增幅农村高于城镇

以恩格尔系数观之，对食品的消费比例，2015年全年，全国平均城镇消费品零售额258999亿元，比上年同比增长10.5%;乡村消费品零售额41932亿元，增长11.8%。[2]从消费品零售额指标绝对值观之，城镇消费品零售额相当于乡村消费品零售额的6倍多;从消费品零售额指标相对值观之，城镇消费品零售额的增长率低于乡村零售额的增长率。

2、陕西省城镇居民平均消费倾向高于全国平均水平

以平均消费水平观之，与2014年比较，陕西省城镇居民的收入与全国城镇居民的平均水平显然是略低的，基本上等同于全国城镇居民平均收入的80%，但是陕西省城镇居民的平均消费水平却高于全国城镇居民的平均水平。即为陕西省城镇居民的可支配收入低于全国平均收入水平，但城镇居民的消费水平较全国平均水平高，产生可支配收入与消费倾向的冲突与不均衡性。[3]把不同年份的数值对比时，即使陕西省城镇居民大于等于全国城镇居民平均水平时，那么平均消费倾向还是高于全国平均水平。由上图可知，2000―2005年前期农村居民消费水平增幅趋缓，而后期2006―2012年增幅大于前期，由农村曲线可得，后期消费水平极速增加，城镇居民消费水平也呈现出后期增速快于前期这一趋势，而人均消费水平始终居于城镇与农村居民消费水平之间，这说明陕西省居民拥有超强的消费意识，因遭到可支配收入因素的限制，仍然不能有效地扩大消费。所以，提高城镇与农村居民可支配收入，是为城镇居民消费扩张的重要方式，实现陕西省城镇与农村可支配收入和消费趋势的均衡。[4]

3、以储蓄水平观之，陕西省居民整体生活水平有了很大的提高

下图2为陕西省城镇与农村居民消费结构以及居民平均的储蓄水平，以及前后期数据的对比。

图2 陕西省前后期人均储蓄存款余额对比

从绝对值指标来看，全省人均储蓄余额前期均值为6556元，后期均值为18560元，后期均值为前期均值的2.83倍。而城乡消费水平的差距倍数的后期略小于前期，这说明城镇与农村消费水平或是消费倾向的差距正在逐渐缩小。从相对指标来看，前期最终消费率的整体水平高于后期最终消费率，具体数据60.6%远高于47%。这说明陕西省居民整体生活水平有了很大的提高。

储蓄方面：2004年～2013年，我国城乡居民储蓄意愿强烈，人民币储蓄余额年均增幅15.8%，陕西人民币储蓄余额年均增幅更是高达17.1%，储蓄率增幅远高于全国平均水平。

消费倾向方面：2004～2013年期间，即介于前后期之间，全国城镇居民平均消费倾向由76.2%降至66.9%，农村居民平均消费倾向维持在74%左右;陕西城镇居民平均消费倾向由83.2%降至73.0%，农村居民平均消费倾向由86.7%升至88.0%。①

三、总结

陕西省近十年来城镇与农村居民消费水平、差异与影响因素分析。陕西省与其他区域城镇居民收入和消费冲突通过将陕西省城镇居民恩格尔系数、消费结构、及储蓄水平三个维度分析影响因素的程度，有助于我们更好地认识与明晰陕西省城镇与居民消费差异于与影响因素及程度。

第9篇：消费水平分析范文

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，居民的消费水平也在不断增长。研究中国全体居民的消费水平与经济发展的数量关系，对于探寻居民消费增长的规律性，预测居民消费的发展趋势有重要意义。在本研究中，通过在《国家统计数据库》选取了1978年～2009年的年度人均GDP和年度全国居民平均消费水平，并对人均GDP对居民消费水平的影响以及2010年居民消费水平进行预测。

二、一元线性回归分析

可以看出.居民消费水平（Y）和人均GDP（X）大体呈现为线性关系，为分析中国居民消费水平随人均GDP变动的数量规律性，建立线性Y=a+bx。回归模型。

参数估计及检验 应用Eviews进行操作得下表：

根据分析结果，可以得出回归方程为：y=a+bx=0.360x+327.3329，常数项和GDP系数的参数估计分别对应系数为327.3329和0.3598。此外，残差平方和是2611591，对数似然值是-226.3618，分别是最小二乘估计和最大似然估计目标函数的值。

1978年到2009年这期间的居民人均消费和人均GDP之间的相关系数为0.987，说明我国人均GDP与居民人均消费之间存在着高度的相关关系，我国人均GDP每增长一元，我国居民的人均消费就增加0.36元。这符合我国的国情，也符合宏观经济理论框架。在结果中，参数估计量的标准差分别是70.49， 0.00749。对应常数项C和变量X系数两个参数估计的T的统计量分别是32.81，114.52，反映两个参数都是显著的。

2.检验

T检验：是对回归系数的线性统计关系的检验，得出t值4.643139查表得tα/2 （30）=2.042。t值大于查表值，因而成立，则x与y之间有显著地线性关系。

R检验：相关系数检验，也是一种判别两个变量之间是存在线性相关关系以及关系强弱的一种方法。具体可由可决系数和相关系数进行判别。R=0.987查表得R（α，30）=0.349。R>R（α，30），因而x和y线性相关显著，通过检验。

F检验：是通过构造F统计量并与查表值相比较判别x与y是否有线性关系的一种方法。查F分布表Fα（1，，30）=250，F=2304.509，F> Fα（1，，30），因此自变量x与y之间存在显著地线性关系，通过检验。

D-W检验：主要用于检验随机扰动项有无自相关存在。回归结果中，DW= 0.099373 D-W检验有效。

综上可得，上面的回归方程可作为最终确定的数学模型：Y=0.360X+327.3329

做点预测，将X2010=29991.8代入预测模型得2010年居民消费水平值为11120.52元。当2010年人均GDP为X2010=29991.8时，Yf 平均置信区度95%的预测区间为（11120.52+285.6785，11120.52 -285.6785）最终得（10834.8415，11406.1985）元。