居民消费影响因素论文精选(九篇)

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第1篇：居民消费影响因素论文范文

论文关键词：VAR模型，脉冲响应，方差分解

 

一、引 言

居民消费价格指数（Consumer Price Index，英文缩写为CPI）是反映一定时期内居民消费价格变动趋势和变动程度的相对数，是以居民购买并用于消费的一组代表性商品和服务项目价格水平的变化情况来反映居民消费价格变动幅度的国民经济核算统计指标。从一般理论来看，居民消费价格指数受社会总供给与社会总需求之间差数的影响，也受到货币发行量的影响。这一指标影响着政府制定货币、财政、消费、价格、工资、社会保障等政策，同时也与居民生活密切相关，因此，长期以来，不仅宏观政策的制定者密切关注着CPI的高低，而且很多学者也围绕着CPI进行了大量的理论和实证研究。尤其是自2007年以来，CPI持续地呈高位增长，引起了政府、学者、企业厂商的高度关注，成为目前学界研究领域的一个热点难点问题。

关于CPI的影响因素分析，学界已有研究。李敬辉、范志勇（2005）将粮食价格波动作为价格指数变动的重要因素[1]，李庆华（2006）认为固定资产投资增长率对消费价格通胀率的反应是相当敏感和强劲的[2]，何维炜等（2007）则认为食品价格和居住价格是决定CPI走势抬高的两大主导力量[3]。这些研究都有一定的科学性，但将过多的将视线注意于CPI的构成因素上，即CPI的结果本身是由这些因素如食品、居住等加权计算得来的，这无疑具有较大的自相关性。

笔者认为CPI涨幅的适度规模是由于经济社会发展、产业结构调整、资源的有限性等诸因素综合发展的必然结果，属正常调整。然而，CPI的过高上涨则反映了社会供需之间的矛盾已经明显，客观上需要及时调整影响社会供需关系的主导因素以将CPI稳定在一定的变化幅度内。因此，本文试图从一个比较长的时间跨度内，选取影响社会供需的主导因素的数据，通过VAR模型来测试CPI的影响因素及其程度。

二、VAR模型设置、估计与解释

（一）数据收集和变量选择

从宏观经济理论看，社会总供给主要有消费、储蓄、税收以及进口等构成，社会总需求主要有消费、投资、政府购买以及出口。可进一步将这些因素具体化为城镇居民人均可支配收入、农村居民人均可支配收入、全社会固定资产投资、货币供应量、工业品出厂价格指数、农业生产资料价格指数、出口总额和进口总额。

从宏观经济理论来看，物价上涨的原因一般有三种情况：第一种情况是需求拉动式的物价上涨，它是由于需求扩张所引起的；第二种情况是成本推动式的物价上涨，它是由于原料、燃料价格等成本价格的上涨所引起的；第三种情况是物价上涨的国际传递，它是由于一个国家的物价上涨或货币贬值传导到他国的现象。为了较准确地分析CPI的影响因素，须对每一种情况进行考察。

从需求来看方差分解，自2007年全国各地区开始出台了不同程度地提高工资的政策措施。提高工资在短期内会增加居民的购买力，进而有效地刺激需求。一方面，产品会由于需求的增加而涨价，另一方面，这会增加投资者的预期，刺激他们更多的投资。因而，收入的增加在很大程度上拉动了物价上涨。同时，为了尽可能准确客观地分析收入对CPI的影响程度，在这里采用城镇居民可支配收入作为变量，因为农村居民可支配收入在对CPI的上涨是滞后的，反应不敏感。其次，货币供应量也是影响需求变化的重要因素，根据货币数量论，通胀率来自货币增长率，所以它在一定程度上具有内生性。再次，固定资产投资规模在很大程度上决定产品价格，固定资产投资由于主要是由政府支撑的，所以它不会因为货币政策的变化而发生显著变化，基于此，将其也作为一个变量进入模型。

从供给来看，农产品价格和工业品价格的增加是物价总水平上涨的外在因素，考察农产品价格波动的指标是农业生产资料价格指数，考察工业品价格波动的指标是工业品出厂价格指数。因此，用农业生产资料价格指数和工业品出厂价格指数来反映供给方的变化，将其作为外生变量进入模型。

从国际传递来看，由于我国的经济总量比较大，经济结构是复合型的，即不是单一地依赖某一生产要素取得发展，因此，其他国家的物价上涨或货币贬值的波及效应是有限的，意即国外通胀率的变化对我国CPI的影响是不显著的。

（二）VAR模型的建立与估计

根据上述分析，我们选取居民消费价格指数（CPI）、城镇居民人均可支配收入（Income）、货币供应量（Money Providence,简写为M）、固定资产投资（Permanent Assets，用PA代替）、农业生产资料价格指数（Agricultural ProductionPrice Index，简写为API）、工业品出厂价格指数（IndustrialProduction Price Index，简写为IPI），为了量纲的统一，将这些变量通用“率”来考量。

在模型中将货币增长率（货币供应量）作为内生变量，同时由于固定资产增长率（固定资产投资）决定于利率和货币供给两者的变化，因此将固定资产增长率也作为内生变量进入模型。将来自两方面的供给冲击——农业生产资料价格指数API和工业品出厂价格指数IPI作为外生变量。基于此，根据历年中国统计年鉴并经计算整理后，得到表1的样本。

表1 与模型相关的数据表

 

YEAR

CPI

M

PA

API

IPI

1990

103.1

100.0

102.4

105.5

104.1

1991

103.4

126.5

123.9

102.9

106.2

1992

106.4

131.3

144.4

103.7

106.8

1993

114.7

137.3

161.8

114.1

124.0

1994

124.1

134.5

130.4

121.6

119.5

1995

117.1

129.5

117.5

127.4

114.9

1996

108.3

125.3

114.5

108.4

102.9

1997

102.8

119.6

108.8

99.5

99.7

1998

99.2

114.8

113.9

94.5

95.9

1999

98.6

114.7

105.1

95.8

97.6

2000

100.4

112.3

110.3

99.1

102.8

2001

100.7

117.6

113.1

99.1

98.7

2002

99.2

116.9

116.9

100.5

97.8

2003

101.2

119.6

127.7

101.4

102.3

2004

103.9

114.9

126.8

110.6

106.1

2005

101.8

117.6

126.0

108.3

104.9

2006

101.5

115.7

123.9

第2篇：居民消费影响因素论文范文

论文关键词：消费结构，影响因素，实证分析

1前言

1.1研究背景

消费是社会经济活动的重要环节，但是近来，外部需求下降，过去对经济增长贡献度达20%的出口部门面临严峻的收缩局面，实体经济运行规模出现萎缩。从数据来看，中国已随全球经济进入下行周期，经济增速放缓。2008年第三季度GDP增速为9%，低于市场预期的9.7%，主要体现在出口与房地产两架引擎同时放缓。

图12006年1月-2009年6月GDP走势图

为了弥补出口下降对经济增长的影响以及增强中国经济发展的内在动力，宏观政策将着力于扩大内需，而在扩大国内需求的构成中，扩大消费尤其重要。若想增加消费，保持国民经济稳定、持久的增长，就必须对中国居民消费水平和消费结构的特征、演变规律和发展趋势进行研究。

1.2消费结构概念的界定

本文中的消费结构是指以货币表示的食品、衣着、居住、家庭设备与用品、医疗保健、交通与通讯、文教娱乐、杂项开支在总消费支出中的比例关系。

2消费结构影响因素

2.1社会保障水平（Thelevelofsocialsecurity，SS）

居民消费预期支出的不确定性，不仅减少了即期消费支出，而且会抑制消费结构的升级，致使消费结构中应有的一些消费需求热点无法显现。社会保障水平的提高能够促使居民增加非生活必需品的支出，从而适应不同层次人群的消费需求，推动消费结构升级，启动多元消费市场。本文以社会保障支出总额占GDP的比重作为社会保障水平的测算。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。

2.2受教育水平——普通高等教育人口比重（Generalhighereducationpopulation，GHEP）

居民的消费结构与其消费观念和消费习惯密切相关。在理论上，一个人受教育程度越高，其消费观念越科学，消费结构的层次越高。本文用受过普通高等教育的人数占总人数的比重作来衡量中国居民的受教育水平。数据来源：历年《中国劳动统计年鉴》计算整理得来。

2.3技术进步（Researchanddepartment，RD）

本文用研究与开发的投入量占GDP的比重来表示中国对技术进步的投入力度，作为影响消费结构的一个因素。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。

2.4利率（Rate，R）

本文选用金融机构一年期定期存款利率作为影响消费结构的因素。数据来源：《中国金融年鉴》。

2.5人口结构——抚养比率（DependencyRatio，DR）

一般来说，通过人口结构可以反映出一个国家的大体的社会和经济状况。当论及这一问题，年龄是最重要的因素。人口的年龄结构是指一个人口集团（或群体）在某一时点上的人口年龄分布状况、各年龄组人口在总人口中所占比重，它可以表明人口发展类型和速度，反映劳动年龄人口和被抚养人口的比例等。人口年龄结构的动态变化，将对消费结构的变化产生影响。

本文将抚养比包括少年儿童与老年人口的总抚养比，即少年儿童和老年人口总数占总人口数的比重作为重要的指标选入模型。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。

2.6城市化水平——城市化率（UrbanizationRate，UR）

城市化率是指市镇人口占总人口的比重。一般而言，城市率越高伴随的消费结构层次越高，本文将城市率作为衡量消费结构的一个重要因素。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。

3中国居民消费结构的变动分析

表1中国居民人均全年消费性支出构成比单位：%

年份

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

食品

41.67

40.35

42.58

41.94

43.20

33.25

40.05

40.23

衣着

8.94

8.97

7.30

7.29

7.08

8.88

7.59

7.65

居住

10.46

10.18

12.68

12.26

11.43

17.25

12.67

14.95

家庭设备用品及服务

5.90

5.96

5.47

5.44

5.38

5.97

5.48

5.17

医疗保健

7.24

7.85

7.49

7.96

8.22

7.71

11.40

9.09

交通通信

10.81

11.35

10.19

10.82

11.09

12.82

11.97

11.08

教育文化娱乐服务

10.31

10.50

11.07

11.61

10.94

11.40

8.11

9.03

杂项商品与服务

4.66

4.83

3.21

2.66

2.67

2.72

2.73

2.79

资源来源:由《中国统计年鉴》2001-2008计算所得

图2中国居民人均全年消费性支出构成I图3中国居民人均全年消费性支出构成II（比重）

由上述图表可以看出，中国居民的消费支出由2000年的人均6668.13元，上升到2007年的26821.60元，消费水平已得到极大提高，但与世界平均水平相比还很低，亚洲开发银行(ADB)在近期发表的一份调查报告中指出，中国的人均生活水平排在世界第128位。

从消费结构来说：

年人均食品消费支出由2000年的2778.83元上升到2007年的10790.22，可见中国居民的消费能力已得到极大提高，食品消费比率由2000年41.67%下降到2007年的40.23%。国际上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。可见，中国居民总体上实现了小康目标，这主要是由城镇居民消费水平快速提升拉动的，但是城镇居民的恩格尔系数已由1978年的57.5%下降为2008年的37.3%，达到了国际衡量标准中的富裕阶段，间接反映出中国的城乡差距在不断扩大。

居住消费明显增加，由2000年人均596.41元上升到2007年的2051.99元，消费比率也由2000年10.46%上升到2007年的14.95%。住户条件不断改善，平均每人现有住房使用面积呈现增加趋势。但由于占绝大比率的低收入与其价格差距较大，短期内还不可能形成较强的购买力。消费正处在从一般水平向高档水平转变的孕育阶段。

衣着消费支出由2000年的720.95元上升到2007年的2972.35，其消费比重由2000年8.94%下降到2007年的7.65。可以预测，在未来的几年内，中国居民衣着消费比重将呈平稳下降趋势。但由于衣着消费的绝对量在增加，人们在衣着消费中更加追赶时髦，更注意质量和款式。这些均表明中国居民消费水平在提高。

2007年人均家庭用品消费支出为4010.59元，约是2000年697.63元的5.7倍，其上升幅度是消费结构组成中最大的，这说明中国居民消费能力已得到极大提高。但其消费比率却由2000年5.90%下降到2007年5.17%，这说明大部分家庭己经购买彩电、冰箱等耐用电器，基本上处于饱和状态。随着科学技术的发展，高科技耐用家电产品的生命周期越来越短，对耐用消费品更新换代的速度必将越来越快。

医疗保健、交通通讯消费增加迅速，分别由2000年7.24%，10.81%上升到2007年9.09%，11.08%。前者说明因为人口结构老龄化、人们的保健意识增强以及城镇医疗保险制度改革使个人医疗负担适当增强。后者说明为方便生活，节省时间的现代通讯工具和交通工具迅速进入居民家庭。

娱乐文教消费总量在不断提高，由2000年人均393.52元上升到2007年1386.08元，这说明中国居民文化娱乐活动更加丰富多彩，用于娱乐消费、旅游支出都有明显增长。随着工作强度的加大和生活节奏的加快，城镇居民越来越注重闲暇时的娱乐，诸如旅游、度假等已成为消费热点。并且由于独生子女家庭的增加，父母望子成龙，加大对子女培养教育的投入。还有就是，随着科技发展和社会进步，人们对自身学历的提高越来越重视。但从消费比率来看，文教娱乐的消费比重开始逐年下降，2006年仅为8.11%，这与国家提出从2006年开始全部免除西部地区农村义务教育阶段学生学杂费，2007年扩大到中部和东部地区的政策有关。

4中国居民消费结构影响因素的实证分析

本章节首先对影响消费结构的变量，包括社会保障水平、受教育水平、技术进步、利率、人口结构、城市化水平，进行单位根检验；接着把这些变量与消费结构的变量包括食品、居住、文教娱乐、医疗保健、衣着、交通通讯、杂项，放在一起进行因果检验和相关系数分析。

4.1单位根检验

表2消费结构影响因素单位：%

年份

SS

GHEP

RD

R

DR

UR

2000

1.53

1.02

1.00

2.25

29.9

36

2001

1.81

1.12

1.07

3.06

30.0

38

2002

2.19

1.27

1.23

3.47

41.7

39

2003

1.96

1.51

1.13

2.52

40.5

41

2004

1.95

4.14

1.23

2.25

38.6

42

2005

2.02

4.53

1.34

2.25

40.1

43

2006

2.06

4.95

1.42

1.98

38.3

44

2007

2.18

5.45

1.49

1.98

37.4

45

注:SS是社会保障支出总额占GDP的比重；GHEP是普通高等教育人口占总人口数的比重；RD是研究与开发的投入量占GDP的比重；R是金融机构一年期定期存款利率；DR是少年儿童与老年人口的总数占总人口数的比重；UR是市镇人口占总人口的比重。

利用EViews3.1对上述6个变量进行单位根(ADF)检验，检验结果如下表所示:

表3:变量ADF检验

变量名称

ADF检验值

P值

(C，T，N）

临界值

1%

5%

10%

D(SS(-1)，2)

-2.965013

0.0251

(0，0，0)

-3.0507

-1.9962

-1.6415

D(GHEP(-1))

-1.926497

0.0954

(0，0，0)

-2.9677

-1.989

-1.6382

D(RD(-1))

-2.127608

0.0709

(0，0，0)

-2.9677

-1.989

-1.6382

D(R(-1))

-2.940666

0.0217

(0，0，0)

-2.9677

-1.989

-1.6382

D(DR(-1))

-2.743578

0.0288

(0，0，0)

-2.9677

-1.989

-1.6382

D(UR(-1)，2)

-8.660254

0.0001

(0，0，0)

-3.0507

-1.9962

-1.6415

在10%的显著性水平下，Eviews3.1的检验结果表明GHEP、RD、R、DR这些变量都是一阶平稳的，而SS、UR是二阶平稳的，同时也说明这些变量本身是不平稳的。因此，不能对这些变量直接进行回归，本文采取因果检验与相关系数来进行实证分析。

4.2因果检验与相关系数分析

选择食品、衣着、居住、家庭设备与用品、医疗保健、交通与通讯、文教娱乐、杂项开支在总消费支出中的比例作为中国消费结构的结构变量，分别记为Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6、Y7、Y8。

用Eviews3.1对其进行ADF检验，结果见表7。

表4:结构变量ADF检验

变量名称

ADF检验值

P值

(C，T，N）

临界值

1%

5%

10%

D(Y1(-1))

-3.725314

0.0204

(0，0，0)

-5.2459

-3.5507

-2.9312

D(Y2(-1))

-3.116793

0.0356

(0，0，0)

-5.2459

-3.5507

-2.9312

D(Y3(-1))

-4.947263

0.0078

(0，0，0)

-5.2459

-3.5507

-2.9312

D(Y4(-1)，2)

-3.598566

0.0368

(0，0，0)

-5.8034

-3.7441

-3.0339

D(Y5(-1))

-4.353490

0.0073

(0，0，0)

-3.1714

-2.0056

-1.6458

D(Y6(-1)，2)

-3.603050

0.0367

(0，0，0)

-5.8034

-3.7441

-3.0339

D(Y7(-1))

-3.118931

0.0356

(0，0，0)

-5.2459

-3.5507

-2.9312

D(Y8(-1)，2)

-6.285693

0.0081

(0，0，0)

-5.8034

-3.7441

-3.0339

在10%的显著性水平下，结构变量Y1、Y2、Y3、Y5、Y7是一阶平稳的，Y4、Y6是二阶平稳的，同时说明这些结构变量本身是不平稳的。

4.2.1食品结构变量影响因素

表5:食品结构变量影响因素Granger因果检验

变量

零假设

滞后期

F

P

结论

Y1

SS不是Y1的格兰杰原因

2

0.01579

0.98457

接受

SS

Y1不是SS的格兰杰原因

2

67.1668

0.08596

拒绝

Y1

GHEP不是Y1的格兰杰原因

1

4.53328

0.1003

拒绝

GHEP

Y1不是GHEP的格兰杰原因

1

0.03207

0.86658

接受

Y1

RD不是Y1的格兰杰原因

1

0.54146

0.50265

接受

RD

Y1不是RD的格兰杰原因

1

0.42696

0.54914

接受

Y1

R不是Y1的格兰杰原因

1

1.49549

0.28849

拒绝

R

Y1不是R的格兰杰原因

1

0.17164

0.69991

接受

Y1

DR不是Y1的格兰杰原因

1

0.06458

0.81192

接受

DR

Y1不是DR的格兰杰原因

1

0.01062

0.92288

接受

Y1

UR不是Y1的格兰杰原因

2

0.92002

0.59339

接受

UR

Y1不是UR的格兰杰原因

2

0.04539

0.95748

接受

从因果检验的结果表明:普通高等教育人口指数是食品支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为89.97%，普通高等教育人口指数是食品消费结构的格兰杰原因；金融机构一年期定期存款利率是食品支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为71.15%，金融机构一年期定期存款利率是食品消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、R两个因素来进行实证分析。Y1与这两个变量的相关系数如下所示:

表6:食品结构变量影响因素的相关系数

相关系数

GHEP

R

Y1

-0.4118

0.2729

从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y1(总消费中食品消费占的比重)有影响的主要是GHEP(普通高等教育人口指数)，且起到负的作用。这主要是由于高等教育人口指数越大，中国的教育水平越高，人们的总收入水平随之提高，且消费观念更加科学化，在保证基本的物质消费条件下，更增加了在精神文化等方面的支出，从而在食品消费绝对量增长的同时其比重呈下降趋势。

但由于中国人口众多，平均消费水平还比较低，尤其是广大农村地区，其消费水平仅达到温饱，正处于向小康社会奔进的发展阶段，食品支出在消费总支出中依然处于主导地位，现阶段食品消费结构与教育水平等变量的相关性还不是很显著。

4.2.2衣着结构变量影响因素

因果检验结果表明:少年儿童与老年人口的抚养比是衣着支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为63.50%，抚养比是食品消费结构的格兰杰原因。因此，选择DR来进行实证分析。Y2与其的相关系数如下所示:

表7:衣着结构变量影响因素的相关系数

相关系数

DR

Y2

-0.7059

从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y2(总消费中衣着消费占的比重)有影响的主要是DR（少年儿童与老年人口的抚养比）且起到负的作用。这主要是由于少年儿童与老年人都是消费大于当期收入的人群，缺乏收入作为消费的支持和后盾，该类人群所占比越大，人们的消费压力也越大，用于衣着这类可多消费可少消费的物品来说其在总消费支出中的比重自然随之减少。另外，少年儿童与老年人对衣着品牌和款式的追求也不是十分强烈。

4.2.3居住结构变量影响因素

因果检验结果表明:普通高等教育人口指数是居住支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为97%，普通高等教育人口指数是居住消费结构的格兰杰原因；技术进步率即研究与开发投入占GDP总值的比重是居住支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为91%，技术进步率是居住消费结构的格兰杰原因；城市化率是居住支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为71%，城市化率是居住消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、RD、UR三个因素来进行实证分析。Y3与这三个变量的相关系数如下所示:

表8:居住结构变量影响因素的相关系数

相关系数

GHEP

RD

UR

Y3

0.6533

0.7244

0.6907

从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y3(总消费中居住消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、RD(技术进步率)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。这主要是由于高等教育人口指数越大，技术进步率越高，人们的生产力水平越高，伴随的收入越多，对住房这类高消费需求也越大。另外，随着城市化水平的提高，大量的农村居民进入城市谋求发展，对住房的需求也十分强烈。

4.2.4家庭设备与用品结构变量影响因素

因果检验结果表明:社会保障支出总额占GDP的比重是家庭设备与用品支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是75%，社会保障水平指数是家庭设备与用品结构的格兰杰原因；研究与开发投入占GDP的比重是家庭设备与用品支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是72%，技术进步率是家庭设备与用品结构的格兰杰原因。因此，应选择SS、RD两个因素来进行实证分析。Y4与这两个变量的相关系数如下所示:

表9:家庭设备与用品结构变量影响因素的相关系数

相关系数

SS

RD

Y4

-0.6462

-0.5628

从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y4(总消费中家庭设备与用品消费占的比重)有影响的主要有SS(社会保障水平指数)、RD(技术进步率)，且都起到负的作用。这可能是因为，社会保障水平越高，国家对居民的相关补助越多，像家电下乡政策的实施，农村居民购买家庭设备与用品可以减免13%的费用，由当地政府部门给予补偿等。另外，技术越进步，家庭设备与用品越先进，其耐用性越高，当人们已经购买了所需家庭设备用品后自然不会再轻易购买此类用品，因此，其受到各方面因素影响的作用有限，以上检验出的相关性不是十分显著。

4.2.5医疗保健结构变量影响因素

因果检验结果表明:受到普通高等教育的人口数占总人口数的比重是医疗保健支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为88%，普通高等教育人口指数是医疗保健消费结构的格兰杰原因；城市化率是医疗保健支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为83%，城市化率是医疗保健消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、UR两个因素来进行实证分析。Y5与这两个变量的相关系数如下所示:

表10:医疗保健结构变量影响因素的相关系数

相关系数

GHEP

UR

Y5

0.6515

0.6639

从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y5(总消费中医疗保健消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。这可能是因为普通高等教育人口指数越大，人们受教育水平越高，越注重对身体的健康保养，另外，城市化进程越快，越多的人可以享受到城市里较好的医疗保健水平，但其消费价格也较高。

4.2.6交通与通讯结构变量影响因素

因果检验结果表明:普通高等教育人口指数是交通与通讯支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为84%，普通高等教育人口指数是交通与通讯消费结构的格兰杰原因；金融机构一年期定期存款利率是交通与通讯支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为73%，金融机构一年期定期存款利率是交通与通讯消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、R两个因素来进行实证分析。Y6与这两个变量的相关系数如下所示:

表11:交通与通讯结构变量影响因素的相关系数

相关系数

GHEP

R

Y6

0.5841

-0.5022

从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y6(总消费中交通与通讯消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、R(金融机构一年期定期存款利率)，前者起到正的作用，后者起到负的作用。高等教育人口指数越大，中国的教育水平越高，人们更注重信息之间的交流与交通的便利，对交通与通讯的需求越强烈。另外，金融机构一年期定期存款利率越低，人们用于储蓄的资金越少，消费越旺盛，汽车、手机、电脑等交通与通讯设备已成为消费的热点，是人们生活的重要组成部分，因此，利率越低在交通与通讯方面的支出越多。

但由于交通与通讯设备的使用期较长，已经购买了的消费者除非特别的爱好与追求不会再轻易购买同类产品，因此受各因素的影响有限，相关性不是十分显著。

4.2.7文教娱乐结构变量影响因素

因果检验结果表明:普通高等教育人口指数是文教娱乐支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为82%，普通高等教育人口指数是文教娱乐消费结构的格兰杰原因；技术进步率是文教娱乐支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是74%，技术进步率是文教娱乐消费结构的格兰杰原因；金融机构一年期定期存款利率是文教娱乐支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为75%，金融机构一年期定期存款利率是文教娱乐消费结构的格兰杰原因；城市化率是文教娱乐支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为77%，城市化率是文教娱乐消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、RD、R、UR四个因素来进行实证分析。Y7与这四个变量的相关系数如下所示:

表12:文教娱乐结构变量影响因素的相关系数

相关系数

GHEP

RD

R

UR

Y7

-0.5264

-0.5483

0.5009

-0.4149

从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y7(总消费中文教娱乐消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、RD(技术进步率)，且起到负的作用。这可能是与近几年国家实行的教学娱乐改革有关，国家越来越重视教育娱乐事业的发展，在教育娱乐方面的投入越高，居民个人在该方面的投入自然越少，因此，普通高等教育人口指数和技术进步率对文教娱乐结构变量起负的作用。

虽然，现在的家庭更加重视文化培养和生活娱乐，对教育质量和生活乐趣的投入越来越大，但由于家庭人口数的减少，越来越多的是3口之家，文教娱乐消费在总消费中的比重变化不大，且其也具有一定的消费刚性，受到各因素的影响有限，相关性并不十分显著。

4.2.8杂项开支结构变量影响因素

因果检验结果表明:少年儿童与老年人口的抚养比是杂项支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是57%，少年儿童与老年人口的抚养比是杂项开支消费结构的格兰杰原因。因此，选择DR这个因素来进行实证分析。Y8与这个变量的相关系数如下所示:

表13:杂项开支结构变量影响因素的相关系数

相关系数

DR

Y8

-0.9049

从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y8(总消费中杂项开支消费占的比重)有影响的主要是DR(少年儿童与老年人口的抚养比)，且起到负的作用。这可能是因为少年儿童与老年人口的抚养比越大，生活压力越大，将收入来源主要用在必需品上面，用于不十分紧迫的杂项上面的开支自然受到约束，其在消费结构中的比重自然越小。

4.3小结

社会保障指数、普通高等教育人口指数、技术进步率、金融机构一年期定期存款利率、少年儿童与老年人口的抚养比、城市化率，通过这些变量的单根检验以及与消费结构变量的因果检验及相关系数的分析，结果显示(下面“+”表示影响因素对结构变量正的影响，“-”表示影响因素对结构变量负的影响)：

（1）影响食品消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(-)；

（2）影响衣着消费结构因素主要是少年儿童与老年人口的抚养比(-)；

（3）影响居住消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(+)、技术进步率(+)、少年儿童与老年人口的抚养比(+)、城市化率(+)；

（4）影响家庭设备与用品消费结构因素主要是社会保障水平指数(-)、技术进步率(-)、少年儿童与老年人口的抚养比(-)；

（5）影响医疗保健消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(+)、城市化率(+)、金融机构一年期定期存款利率(-)；

（6）影响交通与通讯消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(+)、金融机构一年期定期存款利率(-)；

（7）影响文教娱乐消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(-)、技术进步率(-)、金融机构一年期定期存款利率(+)；

（8）影响杂项开支消费结构因素主要是少年儿童与老年人口的抚养比(-)；

5结论及政策建议

本文通过对消费结构变量及影响因素变量的平稳性检验、因果关系及相关系数的检验分析，得出影响中国居民消费结构各自的主要因素，针对上面分析的结果，给出以下建议：

1、对消费结构的调整要兼顾不同因素的综合影响

2、推进教育体制改革，提高普通高等教育的深度和宽度

3、进一步实施计划生育，控制少年儿童与老年人口抚养比的进一步扩大

4、加大科技投入，完善社会保障制度，提高人们的生活品质

5、降低利率，促进消费结构的优化升级

6、加快城市化改革步伐，提高人们的生活档次

参考文献1 王芳.城镇居民消费结构影响因素的典型相关分析.经济纵横，2007(2):106-107

2 张黎鸥.我国城镇居民消费结构的因素分析及预测研究.现代商业，2007(24):230-231

3 晏民春，杨桂元.近十年我国城镇居民消费结构研究.统计与信息论坛，2004(3):72-76

4 易月辉，孙凤.地区差异对城镇居民消费结构的影响分析.预测，2000(1):66-70

第3篇：居民消费影响因素论文范文

1.生产总值构成变动分析。最终消费、资本形成总额、货物和服务净出口是经济增长的拉动力，同时是计算支出法生产总值的三要素,其中最终消费一直在我国生产总值中所占比重最大，在经济增长中贡献率最大。1978年甘肃省生产总值为64.73亿元，2007年为2702.40亿元;消费率1978年为66.62％，2007年为59.78％,说明最终消费是拉动经济增长的最重要动力，因此实证分析甘肃省居民消费变动及其对经济影响作用有一定实际意义。

2．最终消费情况分析。最终消费由居民消费和政府消费两部分组成，甘肃省最终消费支出1978年为43.12亿元，2007年为1615.37亿元。根据《甘肃统计年鉴》数据计算居民消费支出一直占据最终消费支出大部分的比例，稳定在70％以上。

3.甘肃省最终消费对经济增长贡献率。消费贡献率(消费拉动率)通常指在经济增长率中消费需求拉动所占的份额,计算甘肃省最终消费贡献率在2002年至2007年间分别为63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最终消费对经济增长的贡献率并不稳定，其原因是经济增长更容易受资本形成总额、货物和服务净出口政策要素影响。

二、甘肃省城乡居民消费结构变动分析

1．农村居民消费支出变动分析。消费结构指各类消费支出在总消费中所占的比例，消费结构能够反应出居民的生活水平，甘肃农村居民从1993年到1999年将支出主要用于食品消费，说明农村居民生活水平处于贫困和温饱状态;从2000年开始消费支出比例小于0.5，生活水平有所提高。医疗、交通通讯、教育、居住是衡量居民生活水平的重要标志，相关数据变动说明甘肃省农村居民消费结构逐渐优化，农村居民生活水平逐步提高。

2.城镇居民消费支出变动分析。恩格尔系数从1993年的0.51总体上保持下降趋势，到2007年的0.36，食品消费支出已不在占据消费支出的一半比例。说明城镇居民的生活水平的提高，城镇居民生活水平到达小康阶段，医疗保健、交通通讯、娱乐文教、居住方面的支出比例都相应有所增加，表明城镇居民的生活质量逐步提高，消费结构不断优化。

3.城乡居民消费结构变动度分析。消费结构变动度，是分析消费结构变化程度的指标，计算公式为：

在1996年～2000年期间，甘肃省农村居民消费结构变动度为9.00％，城镇居民消费结构变动度为6.26％。在2001年～2006年期间甘肃省农村居民消费结构变动度为2.22％，城镇居民消费结构变动度为3.27％。

在1996年～2000年期间，城乡居民消费结构变动非常显著，其中食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次;2001年～2006年期间，城乡居民消费结构经过剧烈变动后，明显趋于缓和变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大；医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。

三、甘肃省城乡居民消费函数分析

本文采用持久收入消费函数。具体模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε

其中Ct为现期消费;Yp和Yz表示持久收入和暂时收入。系数α1和α2分别是持久收入和暂时收入的边际消费倾向。根据《甘肃年鉴》统计资料，对模型进行回归拟和，分别得甘肃省城乡居民消费函数(1）、（2）。

农村居民消费函数Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）

（0.002）（8.237）（2.469）

R2=0.873D.W.=1.212F=34.461

城镇居民消费函数Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）

（1.095）（40.793）（3.908）

R2=0.997D.W.=1.91F=1878.984

从方程中可看出，农村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消费；每增加1元暂时收入，有1.74元用于消费。既增加了暂时收入，不仅要将暂时收入全部用于消费，同时还要拿出储蓄来消费。城镇居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消费；每增加1元暂时收入，有0.87元用于消费。

四、简要结论

1．经济增长与城乡居民的收入和消费之间有直接的影响。经济增长越快，收入增加越高，消费也会随着增加。但是，在投资、出口和消费等三要素当中,消费对经济增长的贡献率最高，一般都在70%左右,说明拉动消费仍然是甘肃省经济发展的主要动力。

2.随着经济的增长、收入提高，居民生活水平提高，消费结构出现重要变动倾向。在城乡居民的消费结构变动当中，食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次，特别是自从2001年以来，城乡居民的消费结构剧烈变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大。另外，医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。

3.为了巩固消费对经济发展的贡献率，我们建议：一是加快发展城乡经济，保证固定资产的投资速度，使投资增长不要出现大起大落;二是进一步开发农民能够稳定增加收入的就业渠道和途径，如非农产业收入、转移性就业收入、农业产业化收入等；三是对于城市居民来讲，要把创造更多的就业岗位和机会作为重点，用扩大就业保证收入，用收入增加保证消费；四是对于城乡居民的消费结构进行一定的引导，努力改善城乡居民住房、医疗、教育、保障等关键性问题。

参考文献：

[1]彭劲松:重庆市经济增长中消费与投资贡献度分析[J].重庆大学学报（社会科学版），2004，（4）；7～10

第4篇：居民消费影响因素论文范文

关键词：社会消费品零售总额；国内生产总值；居民消费价格指数

一、收集数据

为了对居民消费进行分析，我搜集了从2000年-2014年社会消费品零售总额、国内生产总值、居民消费价格指数的有数据，如下所示：

二、模型建立

（一）设定多元回归模型

为了分析国内生产总值、居民消费价格指数对于社会消费品零售总额的影响，选择“社会消费品零售总额”为被解释变量，用Y表示；选择“国内生产总值”、“居民消费价格指数”为解释变量，分别用X1、X2表示；构造模型：Y=F（X1，X2）。

根据数学原理，本文将采用对数的形式作为具体的出口回归方程：LnY=C1+C2LnX1+C3LnX2+u。

（二）OLS估计

1、打开EViews软件，新建工作文件，选择数据类型，在EViews命令栏中直接输入data Y X1 X2，并输入向相应的数据。

2、在命令栏中输入genr LNY=LOG（Y）genr LNX1=LOG（X1）genr LNX2=LOG（X2）

同时，在命令栏中输入LS LNY C LNX1 LNX2进行最小二乘估计。

模型估计的结果如下：

lnY=-2.731981+1.051989lnX1-1.765421lnX2

（2.876922）（0.021425）（0.646206）

T=（2.282456）（49.10137）（-2.731981）

R2=0.996249 F=1460.587 n=15

由此可见，该模型R2=0.996249，F=1460.587，F检验显著，该模型的拟合程度较高。但是，t检验不显著，说明国内生产总值GDP与居民消费价格指数CPI之间有可能存在线性关系，需要进行进一步的多重共线性检验。

（三）多重共线性检验与修正

1、简单相关系数检验

在命令栏键入：COR LNY LNX1 LNX2，结果如下：

Lnx1 0.996847，故，国内生产总值与社会消费品零售总额之间的相关系数为0.996847，二者高度相关，居民消费价格指数与社会消费品零售总额的相关系数为0.417146，二者的相关度比较低，同时国内生产总值与居民消费价格指数的相关系数为0.463318，二者相关系数也较低。

在命令栏中输入LS LNX1 C LNX2，结果表明，lnX1与lnX2 存在线性关系，即国内生产总值GDP与居民消费价格指数CPI之间有存在线性关系。

2、利用逐步回归方法修正多重共线性

（1）建立基本的一元回归方程

根据相关系数和理论分析，我国国内生产总值与社会消费品零售总额关联程度最大。所以，设建立的一元回归方程为：LOG（Y）=α1+β1LOG（GDP）+u1

在命令栏中输入 LS LNY C LNX1

（2）逐步引入其它变量，确定最适合的回归方程LOG（Y）=α2+β2LOG（CPI）+U2

在命令栏中输入LS LNY C LNX2，故由图可知，LOG（Y）=α2+β2LOG（CPI）+U2的=0.108386小于LOG（Y）=α1+β1LOG（GDP）+u1的R2=0.214663。故应建立的回归方程为：LNY=10.98932+0.098186LNX2，即LOG（Y）=10.98932+0.098186 LOG（GDP）

（四）异方差性的检验

利用White检验得到如下信息：

White Heteroskedasticity Test：

F-statistic0.872791Probability0.442699

Obs*R-squared1.904884Probability0.385798

取显著水平α=0.05，由于20.05（2）=5.99>nR2=1.905所以不存在异方差性。

（五）自相关性检验及修正

1、DW检验

因为n=15 k=1 取显著性水平α=0.05时，查表得dL=1.077，dU=1.361，而0.308=DW

2、调整自相关性

在LS命令中加上AR项，使用迭代估计法估计模型。在命令栏中输入：

LS LNY C LNX1 AR（1）

调整后的模型DW=1.425，n=15，k=1取显著性水平α=0.05时，查表得DL=1.077，DU=1.361

所以DU

三、模型的不足及改进方向

（一）模型存在的缺陷

1、研究未能对社会消费品零售总额做长时间的考察，所选取的样本数据量较少，导致模型的代表性降低。

2、模型建立过程中有诸多影响因素尚未考虑，如：国内居民收入水平、税收因素等。在这样的情况下，模型的可靠性与稳健性降低，建立的模型与实际情况存在差距。

（二）改进方向

1、增加数据容量，延长时间序列，力求使得模型更具权威性。

2、增加影响因素的个数，扩大分析范围。

四、结论与建议

中国社会消费品零售总额受到很多因素的影响，其中主要的影响因素是国内生产总值GDP。零售业与国内生产总值的关系，从实证角度来看，二者是相互影响的。

（一）零售业对国内生产总值的影响

一般来说，零售业对国民经济的发展有积极效应和消极效应两方面的影响。从积极效应方面来看，零售业有两个突出的作用，促进经济发展和增加就业。零售业是一个关联性极大的产业，零售业的发展可以带动国民经济其他行业的共同发展；零售业对国民经济发展的消极效应主要来源于零售业的产业链过长，涉及范围广，以及零售产品本身的特点。

（二）国内生产总值对零售业的影响

从GDP按收入法进行核算的公式（GDP=工资+利息+利润+租金+间接税和企业转移支付+折旧）来看，影响GDP的因素有工资、利息、利润、租金、间接税和企转移支付等，因而这些因素对零售业的发展作出了贡献。

从居民个人角度来说，随着个人工资的增长从而能够带动经济的发展，但是需要说明的是，这里的工资增长应该为实际工资增长，需要剔除通货膨胀及消费品价格上涨的因素，若仅看工资增长速度而不考虑物价水平，则有可能歪曲工资水平对零售业的贡献。

从企业角度来说，企业的收入主要来自商品销售收入、劳务收入等，扣除必要的成本费用后，再向国家缴纳企业所得税，形成企业的留存收益，而留存收益的增加又是一个企业做大做强的关键性因素。

从政府角度来说，过高的税收水平会导致企业利润的下降、居民收入水平的减少，不利于经济发展，从而抑制了零售业的发展，而过低的税收水平又会使政府的宏观调控能力下降，因此政府需要权衡税收水平。

（三）零售业的问题

虽然零售业取得了长足发展，各种零售业态几乎都在中国出现，但零售业态的现状仍不容乐观，存在诸多问题。（1）百货商店在零售业中不再占有绝对优势与大型百货商店盲目发展的倾向同时存在。但是由于90年代初的市场疲软，给人们造成了“大型商场不为市场疲软所动”的印象。近几年，各城市大型商店的增长速度远远超出了社会商品零售总额与城市居民生活费用支出的快速增长，大型百货商店相对过剩。（2）零售业态布局在某些地区存在不合理的状况。比如郑州市二七塔商业区，单是营业面积超过1.5万m2的大型商场就有9家，单一业态过度集中，亚细亚集团已倒闭，许多大商场都难以为继；其它城市也不同程度地存在类似问题。（3）我国零售业的探索首先是从超级市场开始。它们这些位于繁华商业区的“超级市场”的价格明显高于一般商店，我国第一次超市热以失败而告终。究其原因，贺名仑教授曾形象地概括道：“在不适当的时机，采用不适当的手段，推行不适当的营销方式，最后只能是失败。”

（四）对中国零售业发展的建议

为了促进我国零售事业的快速发展，有以下几点建议：

1、实施政府主导型零售发展战略

政府主导型零售发展战略是按照零售业自身的特点，在以市场为主，合理配置资源的基础上，充分发挥政府的主导作用，促进零售业更快发展。

2、零售市场创新

零售经济是特色经济，而特色就需要充分地发扬创新意识，对于零售市场的开拓，各地零售开发和建设模式大同小异。

（作者单位：安徽财经大学）

参考文献：

[1] 国家统计局统计查询――2000-2014年社会消费品零售总额、国内生产总值、居民消费价格指数数据。

[2] 庞浩.计量经济学第三版（科学出版社）

[3] 张晓峒.计量经济学软件EViews使用指南.南开大学出版社，2004

[4] 信息工程学院网站（精品课程-计量经济学-参考论文-简单回归）

[5] J.M.伍德里奇.计量经济学导论.中国人民大学出版社，2003

[6] 易丹辉.数据分析与EViews应用，中国统计出版社，2002

第5篇：居民消费影响因素论文范文

两种方法相互印证，互为补充。本研究认为：地域和时间影响经济增长，中央和各省应因地制宜、因时而异地采取措施；在各类支出中，居民消费对各省经济增长率具有普遍影响；各地方政府支出对经济增长影响不同，中央应该对地方政府的消费和投资进行合理调控。

关键词：国内生产总值；政府消费；政府投资；居民消费；私人投资

中图分类号：F123.16文献标识码：A文章编号：1000-176X（2009）05-0012-06

一、引 言

保证中国的经济增长是当前工作的重点和难点，如果能协调好各类支出关系，将会达到事半功倍的效果。对经济增长的研究可以从生产、分配和支出三个角度，分别讨论这“三驾马车”与经济增长之间的关系。通常人们关注某种支出对经济增长的影响，如投资与经济增长关系，但是，在建设和谐社会和可持续发展过程中，思考各类支出之间的协同作用将更有意义。

科学合理地进行宏观调控是中央政府面临的一个现实问题。做好宏观调控工作必须在综合各方面情况的基础上，在纷繁的矛盾中发现并解决主要问题。目前，中央政府在稳定国内外经济主体对中国经济增长的信心方面成绩斐然，如果中央能保证在财政投资和货币政策决策上科学合理，政策效果将更加显著。目前中国各地情况千差万别，财政货币政策效果不一，如何了解实际情况，发现经济增长和经济发展中的主要矛盾，是中央政府进行宏观调控的首要工作。中央政府在经济增长问题上的困难是如何因地制宜采取措施。本文旨在从消费、投资及其内部构成之间关系上理解经济增长，为政府决策进言献策。

分别研究各类支出项目与经济增长之间关系的文献比较多，但是综合讨论各类支出项目对经济影响的文献仍然比较少。王小利（2005）研究了政府支出与经济增长的关系，并指出政府公共投资在短期内对经济增长影响不显著、政府消费支出对经济增长短期效应为正，从长期看，政府消费和投资支出对经济增长有一定的解释力［1］。其他有关研究也肯定两者之间的正向关系，如缪仕国、马军伟（2006）和张海星（2004），并且认为投资效率受地域影响，如李祯业、金银花（2006）［2］和胡琨、张维（2006）［3］。但这些研究仍然存在局限性：（1）只是证明地域是影响经济增长的一个因素，对政府决策的指导作用不明确。（2）各文献的研究通常采用一种方法，但是真正科学的研究可以殊途同归，不受研究方法限制。（3）没有综合研究政府消费、政府投资、居民消费、私人投资对经济增长的影响。（4）缺少对政府全部消费和投资支出与经济增长之间关系的比较研究。

本文依据中国31个省（市、区）1986―2005年的面板数据，运用面板数据分析和协整分析，从相对数变动和绝对数变动两个角度分析全国和各省的政府投资、私人投资、政府消费、居民消费与经济增长之间的关系。

二、指标、数据和变量的选择

我们选择按照支出法计算的国内生产总值反映经济增长。政府消费、居民消费来自国民经济核算中最终消费及构成。政府投资、私人投资根据相关指标计算得出。

政府消费是政府部门为全社会提供的公共服务的消费支出和免费或以较低的价格向居民住户提供的货物和服务的净支出。居民消费指常住住户在一定时期内对于货物和服务的全部最终消费支出。私人投资在此仅指私人固定资产投资，不包括存货投资。由于在法律上按照经济类型进行分类的对象只适用于企业，因此本文将政府投资分两部分计算。

本文选择的数据期间为1986―2005年度。数据主要来自中国经济信息网。由于获得的数据均以当年价格计算，考虑到地区之间通货膨胀差异，本文对所用数据缩减为1986年价格，国内生产总值用各地区国内生产总值指数缩减，对政府消费和居民消费分别用商品零售价格指数和居民消费价格指数调整，对政府投资和私人投资均用各地区固定资产投资价格指数缩减。对各个省份国内生产总值分别用各个地区支出法国内生产总值指数进行调整，对政府消费用商品零售价格指数进行调整，对居民消费用居民消费价格指数进行调整。

本文选择变量包括：

国内生产总值（GDP），政府消费（GC），政府投资（GI），居民消费（JC），非政府投资（PI），国内生产总值对数的一阶差分（DLGDP），政府消费对数的一阶差分（DLGC），居民消费对数的一阶差分（DLJC），政府投资对数的一阶差分（DLGI），私人投资对数的一阶差分（DLPI），地区因素固定效应（Ii，其中i=1，2，……31，表示31个不同地区），时间因素固定效应（Tt，其中t=1986，1987，……2005）。

三、模型Ⅰ――对经济增长率影响分析

1.区域面版数据模型的构建

本文首先进行区域层面的面板数据分析，构建包括31个省（市、区）的面板数据集，合计31组。每个面板数据集都包含变量GDP、GC、GI、JC和PI，横截面为31个地区，时间跨度为1986―2005年，共计20期，557个样本数据。

为了避免时间序列的非平稳性对模型的影响，有必要对数据进行单位根检验。在面板数据结构下，由于时间跨度较小，常规单位根检验的功效受到很大影响（Pierse and Shell，1995），本文使用了Levin，Lin & Chu t检验、Breitung t统计量检验、ADF-Fisher卡方检验以及PP- Fisher卡方检验等面板单位根检验方法，从多个角度对全部31个面板数据集中的5组变量及其对数差分变量进行Panel单位根检验。检验结果表明，DLGDP、DLGC、DLJC、DLGI、DLPI均拒绝了存在单位根的原假设，因此本文认为它们是平稳数列。根据数据特点我们建立如下模型：

DLGDPit=C0+C1i+C2iDLGCi+C3iDLGIi

+C4iDLJCi+C5iDLPIi+C6i（1）

即：

GDPGDP(-1)it=eC0×eC1i×GCGC(-1)C2i×GIGI(-1)C3i×JCJC(-1)C4i×PIPI（-1）C5i×et（2）

2.实证结果

上述模型考虑了地域、时间等固定因素对经济增长的影响，以下从全国和不同省份两个层面运用Pannel Data模型，以DLGDP为被解释变量进行分析，分析结果如表1和表2所示。

表1全国层面面板数据分析表

解释变量系 数标准误差t统计量概 率

C0.0124***0.00304.07590.0001

D(LGC)0.0669***0.01414.73780.0000

D(LGI)0.0473***0.00984.83350.0000

D(LJC)0.2968***0.026411.2240.0000

D(LPI)0.0439***0.00735.99190.0000

注：***、**和*分别表示系数在1%、5%和10%水平上显著；**表明系数在5%的水平下显著；*表明系数在10%的水平下显著，下表同。

表2 省级层面面板数据分析表

地 区DLGCDLGIDLJCDLPI

北 京0.1892**0.1178*0.2750***0.1051***

天 津-0.00660.05740.3493*0.0525

河 北0.04390.01740.2574*0.0378

山 西0.03860.1942***0.2930***0.0170

内蒙古0.2413**0.10470.3035-0.1001

辽 宁0.1907*0.03680.3294*0.0690*

吉 林0.10860.05030.20780.0201

黑龙江-0.11070.1836**0.4721***0.0653*

上 海0.15500.04910.1990-0.0079

江 苏0.16560.08030.4920**0.0084

浙 江0.01490.01030.10290.1128

安 徽-0.05670.01390.29150.0408

福 建0.1736*0.0614-0.28490.1153**

江 西0.09080.02740.3150**0.0419

山 东0.1763**0.05890.3649**0.0261

河 南-0.01200.02570.29760.0485

湖 北-0.05390.07230.5743***-0.0310

湖 南0.05430.0342-0.00160.1169

广 东-0.01950.02930.3213***0.0606

广 西0.3010***-0.1275**0.17980.0413

海 南0.0984-0.03270.25010.0353

重 庆0.0769-0.0716-0.16850.3085

四 川0.2673**0.0886**0.4337***-0.0121

贵 州0.01940.01540.1495**0.0486*

云 南-0.00090.02410.15730.0144

西 藏0.08480.1232***-0.10160.1116***

陕 西0.05330.08550.20930.1128*

甘 肃0.06810.10110.23550.1392**

青 海0.03550.10130.03400.0201

宁 夏-0.05150.10910.4480***0.0410

新 疆0.2045***0.0834-0.03360.0251

（1）全国层面分析

模型检验的F统计量值为24.78，在1%的显著性水平上我们拒绝所有系数同时为零的假设。Durbin-Watson检验统计量值为2.22，表明模型不存在序列相关问题。调整的决定系数为0.69，拟合程度比较好，被解释变量和解释变量之间存在结构影响关系。

所有变量显著性水平均在1%水平之上，变量系数均为正，因此从全国来看，提高政府消费、政府投资、居民消费和私人投资增长率都有利于提高经济增长率。政府投资弹性为0.047，私人投资弹性为0.044，居民消费弹性为0.297，政府消费弹性为0.067。政府投资弹性和私人投资弹性比较，两者相差不大，但由于中国现阶段政府投资基数大于私人投资基数，从绝对量对经济增长贡献角度考虑，如果相对增加私人投资，则效果更好。居民消费弹性是政府消费弹性的4倍，是政府投资弹性和私人投资弹性的7倍，因此，采取措施增加居民消费仍然是政府在经济增长决策方面的首要任务，在政府投资和私人投资冲突的地方，政府投资应让位于私人投资。

（2）省级层面分析

省级层面分析结果显示，F统计量值为10.28，所有系数同时为0的概率为0.00，DW检验统计量值为2.04，模型不存在序列相关问题。调整的决定系数为0.74，与前述全国层面模型比较，省级层面的模型拟合程度更好。进一步地，我们分地区说明各变量的弹性系数、地区固定影响系数和时间固定影响系数。

表2给出了系数在1%、5%、10%水平上显著的省份名单及变量回归系数。我们发现，北京的4个变量系数都显著，并且大于10%，北京任何类型支出对经济增长促进作用都非常显著；黑龙江、四川和辽宁有3个变量的系数显著，黑龙江提高政府消费增长率对经济增长率影响不显著，辽宁政府投资增长率对经济增长率影响不显著，四川私人投资增长率对经济增长率影响不显著。另外，辽宁政府消费、居民消费和私人投资变量系数的显著性水平比较高。

分析各省变量的弹性系数可知：湖北、江苏、四川、宁夏和黑龙江的居民消费弹性系数显著，并且均在0.4之上，北京、天津、河北、山西、辽宁、江西、山东、广东和贵州的居民消费弹性系数也显著，因此，在这些省份刺激居民消费有利于提高当地经济增长率；政府消费增长率变动对经济增长影响显著的地区包括北京、内蒙古、辽宁、福建、山东、广西、四川和新疆；政府投资增长率变动对经济影响显著的地区包括北京、山西、黑龙江、广西、四川和，其他地区政府投资变动对经济增长影响不显著；私人投资增长率对经济影响显著的地区包括北京、辽宁和黑龙江、福建、贵州、、陕西和甘肃。

地域因素影响经济增长率，影响结果如表3所示。影响最突出的省份是江苏和云南，其次是贵州、青海、新疆、北京、辽宁、山东；对其他省份而言，地域对经济增长影响差别很小。

时间也是影响经济增长率的一个因素，影响结果如表4所示。自1996年之后系数都小于1，而之前的年份系数都大于1；在近10年，2004年和2005年是经济增长最快时期。

表3 经济增长率的地域因素固定影响系数表

地 区系 数地 区系 数地 区系 数地 区系 数

北 京-0.0236上 海-0.0025湖 北-0.0017云 南0.0357

天 津-0.0019江 苏-0.0383湖 南0.0164西 藏-0.0028

河 北0.0085浙 江0.0109广 东-0.0004陕 西0.0051

山 西0.0034安 徽0.0096广 西0.0080甘 肃-0.0138

内蒙古0.0078福 建0.0126海 南-0.0051青 海0.0267

辽 宁-0.0233江 西-0.0038重 庆-0.0046宁 夏0.0047

吉 林0.0067山 东-0.0220四 川-0.0181新 疆0.0225

黑龙江0.0109河 南0.0119贵 州0.0212

表4经济增长率的时间因素固定影响系数表

时 间系 数时 间系 数时 间系 数时 间系 数

19870.017319920.00721997-0.03532002-0.0636

19880.092519930.06431998-0.06222003-0.0441

19890.089719940.09311999-0.07822004-0.0117

19900.015119950.06542000-0.05102005-0.0127

1991-0.00651996-0.02272001-0.0566

四、模型Ⅱ――对经济增长总量影响分析

前述建立的面板数据模型以经济增长率为被解释变量，仅仅进行了相对分析，为了弥补其不足，了解各变量水平值之间关系，我们在此尝试协整分析并建立误差修正模型。

1.协整分析

误差修正模型要求变量必须是同阶单整，我们对GDP、GC、GI、JC、PI分别进行了单位根检验，发现GDP、GC、GI是1阶单整，JC、PI是2阶单整，因此本文采用Engle-Granger两步法对变量GDP、GC、GI进行协整分析。如果它们之间是协整的，他们之间的协整关系就可以表示为：

GDPt=α+βGI+γGC+υt（3）

对上述模型残差进行单位根检验，我们发现υt构成I(0)过程，我们判断GDP、GC、GI之间存在协整关系。

2.误差修正模型

假设相对于理论均衡的非均衡偏离ECMt满足以下等式：

ECMt=GDPt-α-βGIt-γGCt（4）

则误差修正模型如下：

D(GDP)t=β1D(GC)+β2D(GI)+β3ECMt-1+εt（5）

对（4）式做参数变换为：

GDPt=-β3•α+β1GCt+β2GIt+(1+β3)GDPt-1-(β1+β3•γ)GCt-1-(β2+β3•β)GIt-1 （6）

3.实证结果

根据（4）式所列模型进行分析，结果如表5所示。检验结果显示，F统计量值为8.16，在1%的显著性水平下，我们拒绝所有系数同时为零的假设。调整的决定系数为0.64，被解释变量和解释变量之间存在结构影响关系，拟合程度也比较好。由于模型Ⅰ的分析表明江苏情况特殊，我们在此不研究江苏省情况。考虑到β3符号问题，以下分析不涉及湖北、江苏、江西、河南、重庆、贵州、、陕西和青海。

其他地区政府消费总量对经济增长总量影响情况是：北京、山东、海南和四川的政府消费系数β1为正，这些省份增加政府消费将增加国内生产总值，这一点与模型Ⅰ结论一致；在模型Ⅱ中湖北和广东两个省份政府消费量的回归系数均为负，说明增加其政府消费无益于国内生产总值总量增长，比前述经济增长率模型分析更进一步，在前述模型中，我们只发现广东政府消费增长率对其经济增长率影响不显著。

其他地区政府投资总量对经济增长总量影响情况是：北京、广东和四川政府投资系数β2为正，说明在这些地区增加政府投资总量将有利于增加当地经济增长总量，这也与模型Ⅰ分析结果一致。结合前述模型可知，广东政府投资总量增长有利于提高经济增长总量，不过广东政府投资增长率最好不要超过上年数；四川则应加大政府投资力度，以比往年更大的政府投资增长率进行投资。模型Ⅱ显示，山西、黑龙江和广西的政府投资总量对经济增长总量的作用效果不显著，与模型Ⅰ的结论不一致，对这些省份政府投资和经济增长之间的关系有待进一步分析。

表5 误差修正模型估计表

地 区

β1β2β3地 区β1β2β3

北 京1.116***

1.035***-0.839***湖 北-1.428**-0.5790.395

天 津0.797-0.003-0.071湖 南-0.1480.185-0.183

河 北0.0910.239-0.235广 东-0.236*0.558**-0.554***

山 西0.6850.593-0.058广 西0.912-0.097-0.073

内 蒙1.066-0.077-0.340海 南9.789*-0.193-0.261*

辽 宁-0.0510.059-0.086重 庆0.968-0.0180.039吉 林1.2160.001-0.216四 川1.066**1.823***-0.608***

黑龙江-0.1440.442-0.505贵 州1.2791.0760.127

上 海0.4020.271-0.154云 南0.4230.853-0.281

江 苏0.153-0.482**0.189*西 藏2.367-3.9230.082

浙 江-0.0450.227-0.167陕 西1.3120.4870.017

安 徽-0.4840.217-0.281甘 肃0.6860.648-0.331

福 建0.418-0.330-0.023青 海1.8923.4760.080

江 西1.2650.4120.112宁 夏5.1941.152-0.072

山 东0.333*-0.004-0.254新 疆1.1000.003-0.058

河 南0.267-0.2980.069

五、结论及建议

本文对政府投资、政府消费和居民消费、私人投资对经济增长的影响进行比较分析，通过构建全国和省级二个层面的面板数据，可以得到如下结论：

第一，全国层面分析表明，在中国无论是加大政府投资增长率、政府消费增长率、居民消费增长率还是提高私人投资增长率都有利于中国经济增长。本文的结论是私人投资增加1%，产出提高0.043%；政府投资增加1%，产出提高0.047%；居民消费增加1%，产出提高0.296%；政府消费增加1%，产出提高0.066%。

全国居民消费弹性远远高于政府消费弹性、政府投资弹性和私人投资弹性。在全球金融危机中中国要实现经济增长，从投资和出口导向的增长模式向私人消费拉动增长模式转变是合理的选择。

第二，地域因素影响经济增长率，尤其是江苏和云南。另外，除了北京、辽宁、山东、贵州、青海和新疆外，其他省份的地理因素对经济增长率的影响区别不大。时间因素也影响经济增长，2004年和2005年是近10年来经济增长的最快时期。

第三，省级层面研究政府消费与经济增长关系问题，两个研究模型都肯定了北京、山东和四川政府消费对经济增长的促进作用；内蒙古、广西和新疆仅是政府消费增长量对经济增长量有显著正向影响，他们的政府消费增长率对经济增长率没有显著影响；湖北政府消费增长率对经济增长率没有显著影响，但是其消费增长量对经济增长量却有显著的负向影响。除前述地区外，其他地区政府消费对经济增长都没有显著影响。

第四，省级层面研究政府投资对经济增长的影响表明，对北京和四川而言，无论是政府投资增长率对当地经济增长率的影响，还是政府投资增长量对当地经济增长量的影响都是显著的；广东政府投资增长率对当地经济增长率影响不显著，政府投资增长量对当地经济增长量影响显著。在山西、黑龙江、广西、的政府投资对经济增长的作用问题上，我们还没有得出确定的结论；除前述地区外，其他地区的政府投资对经济增长的影响都不显著。

第五，各地区居民消费增长率和私人投资增长率对经济增长率影响不同，湖北、江苏、四川、宁夏、黑龙江、北京、天津、河北、山西、辽宁、江西、山东、广东和贵州的居民消费增长率对当地经济增长率影响显著；其他地区影响不显著。在影响显著的地区，各地区的影响程度和显著性水平不同。私人投资增长率对经济增长影响显著的地区包括北京、辽宁、黑龙江、福建、贵州、、陕西和甘肃；其他地区私人投资增长率对经济增长影响不显著。

针对以上分析，本文提出如下建议：

第一，将增加居民消费作为实现经济增长的长效机制。居民消费对经济增长的贡献远远超过政府消费、政府投资和私人投资，制定有利于居民消费的政策措施，通过居民消费水平提高来实现经济增长是中国政府的明智选择，只有这样，中国居民才能从经济增长中获益，最终实现经济增长和居民消费增长之间的良性循环。北京、天津、河北、山西、辽宁、黑龙江、江苏、江西、山东、湖北、广东、四川、贵州和宁夏的居民消费对经济增长影响显著，影响程度排在前五位的地区是黑龙江、江苏、湖北、四川和宁夏。因此，政府的刺激消费政策应该至少要区分影响显著地区和不显著地区

两类情况制定，对影响显著的地区还要分别情况制定不同政策。

第二，在政府投资方面，大力增加北京和四川的政府投资，稳步增加广东政府投资；对山西和黑龙江、广西和的政府投资效率展开研究；对除北京、四川、广东、山西、黑龙江、广西和外的其他地区投资进行合理调控，因为这些地区政府投资对经济增长影响并不显著。在政府消费方面，大力增加北京、山东和四川的政府消费；稳定增加内蒙古、广西和新疆的政府消费；稳定或适当降低湖北政府消费增长率；对黑龙江，需要深入研究其政府消费和经济增长之间关系之后，再做决策。其他地区政府消费增长率可维持相对稳定。

第三，从实现经济增长的目的出发，各省可采取不同的措施。辽宁政府投资增长率可以维持不变或减少，政府消费增长率、居民消费增长率和私人投资增长率应当加大；黑龙江居民消费增长率和私人投资增长率可以增大，目前还不能对政府投资和政府消费增长率提出明确意见；四川在提高私人投资增长率上无须费时费力，政府消费增长率、政府投资增长率和居民消费增长率可以增加，并且政府投资增长率提高更有利于当地经济增长；山西应当增加居民消费；内蒙古应继续增加政府消费；江苏应增加居民消费，对增加政府投资，我们持怀疑态度，不应当增加政府投资；福建一方面应加大政府消费增长率，另一方面应采取措施增大私人投资规模；山东在政府消费和居民消费增长方面仍然大有可为，政府投资增长率和私人投资增长率则无需提高；广西应增加政府消费增长率，对政府投资变动，还没有明确的建议；贵州应采取措施扩大居民消费，提高私人投资增长率，而政府消费增长率和政府投资增长率则无需提高；工作重点是加大私人投资增长率；陕西和甘肃应增加私人投资增长率；新疆应增加政府消费增长率；天津、河北、江苏、江西、湖北和宁夏应努力提高居民消费增长率，政府消费、政府投资和私人投资增长率无需提高；广东应提高居民消费增长率，无需提高政府消费、政府投资和私人投资增长率，但政府投资总量却可以适当增加，其政府消费增长量若能减少将更有利于提高经济增长总量；湖北应提高居民消费增长率，不增加政府消费增长率。

第四，从私人投资对经济增长的作用看，中央可以引导私人更多地向北京、辽宁、黑龙江、福建、贵州、、陕西和甘肃投资，这些地区私人投资对经济增长影响显著。

参考文献：

［1］ 王小利.我国GDP长期增长中公共支出效应的实证分析［J］.财经研究，2005，（4）.

［2］ 李祯业，金银花.公共资本生产率的比较研究――基于长三角21城市公共资本边际生产率的实证分析［J］.数量经济技术经济研究，2006，(8).

［3］ 胡琨，张维.我国地区财政投资效应差异与地区经济差异［J］.科学学与科学技术管理，2006，(12).

［4］ 郭文轩，周雄飞，云伟宏，等.积极财政政策执行效果及隐忧问题研究――H省执行情况个案分析［J］.经济研究，2003，(4).

［5］ 张东刚.消费需求变动与近代中国经济增长［J］.北京大学学报(哲学社会科学版)，2004，(5).

［6］ 曾五一，赵楠.中国区域资本配置效率及区域资本形成的影响因素分析――来自区域面板数据的实证研究［D］.2005年中国经济学年会投稿论文.

［7］ 孙群力.公共投资、政府消费与经济增长的协整分析［J］.中南财经政法大学学报，2005，(3).

［8］ 杨晓华.中国公共投资与经济增长的计量分析――兼论公共投资对私人投资的挤出效应［J］.山东财政学院学报，2006，(5).

［9］ 王志涛.政府消费、政府行为与经济增长［J］.数量经济技术经济研究，2004，(8).

［10］ 杭斌，申春兰.经济转型中消费与收入的长期均衡关系和短期动态关系――中国城镇居民消费行为的实证分析［J］.管理世界，2004，(5).

［11］ 彭志龙.我国政府带动经济增长效应分析［J］.金融与经济，2004，(6).

第6篇：居民消费影响因素论文范文

第一节  选题意义 1

第二节  本文的研究结构 2

第三节  本文的研究方法 3

第四节  本文的创新点和不足点 3

第二章  文献综述 4

第一节  西方古典消费经济理论 4

第二节  西方当代消费经济理论发展 5

第三节  当代中国居民消费行为理论研究成果 6

第三章  浙江省城乡居民的实际收入和消费水平状况 7

第一节  浙江省城乡居民消费总体发展情况 7

第二节  用恩格尔定律分析浙江省城乡居民消费情况 9

第三节 用ELES模型分析浙江省城乡居民消费情况 10

一、扩展线性支出系统（ELES）模型的引入 10

二、ELES模型的运用及相关数据的处理 11

三、浙江省城乡居民消费需求分析 13

第四章  浙江省城乡居民消费行为特征的比较分析 15

第一节  影响城乡居民消费行为的因素分析 15

一、影响居民消费行为的外部环境因素 15

二、影响消费者行为的内在因素 16

第二节  浙江城乡居民消费情况差异分析 17

一、浙江城乡居民在不同历史时期表现出不同的消费行为 17

二、浙江城乡居民消费者所处的外部环境具有较大差异性 17

三、浙江城乡居民消费者行为有显著差异 18

第五章  研究结论及建议 19

第一节  研究结论 19

第二节  政策建议 21

一、加强宏观调控，引导城乡居民投资和消费行为 21

二、采取有效的收入分配调节机制，抑制收入差距的无序扩大，提高整体消费倾向 21

三、调整产业结构和产品结构，理顺供需关系，适应居民消费结构升级换代 22

四、完善社会保障制度，减小居民消费的不确定因素，释放居民储蓄，促进消费增长 22

五、分层次引导居民消费行为 23

【参考文献】 25

 

 

第一章  引言

第一节  选题意义

居民消费行为是在一定的社会条件下，居民消费需求、消费能力、消费偏好的综合体现。

众所周知，居民消费是拉动一个国家或地区经济增长的源动力，而居民的消费行为是影响消费的内部因素。近几年来，国内消费需求一直疲软。据调查发现，我国居民消费倾向出现长期下降趋势，居民消费需求呈现明显不足消费结构也发生了很大的变化。这些变化不仅关系到城镇的发展，也关系到农村，甚至全社会的发展。因此我国的当务之急，是如何通过刺激消费，拉动国内消费需求，促进社会扩大再生产良性循环，促进经济良性增长。

与此同时我们应该注意到，城乡居民消费的差异变动也在很大程度上影响着经济发展的持续性和稳定性。由于长期二元经济结构的影响，我国城乡之间在很大程度上一直处于相对封闭状态，城镇较发达而农村比较落后，城乡之间存在着较大的差别。城乡居民生活水平的差别是一项反映城乡差别的重要指标，其集中体现为城乡居民在消费水平和消费结构方面的差异。过大的城乡居民消费差异不仅会对经济的发展产生负面影响，而且也会影响到社会的稳定。如何采取有效的政策措施努力缩小城乡之间的差异不仅是建设小康社会中一个非常重要的现实问题，而且也关系到全社会的长治久安和经济的持续稳定增长。

对于从贫穷逐渐走向富裕的国家和地区，消费水平的提高，是生活条件改善与生活质量提高的首要标志。改革开放以来，浙江省经济一直保持持续稳定快速增长的良好势头，人民的生活水平也不断提高，但是与此同时，消费的增长特别是边际消费逐年递减；“十一五”期间扩大消费需求将成为我国经济发展的重点而消费需求不足、消费率低下的问题将是当前一个时期必须直面的严峻问题。因此如何扩大居民消费、增强消费对整个经济增长的带动作用，是目前各方面普迫关注的问题。

由以上几方面原因可以得出，研究消费以及城乡居民消费差异确实有着十分重要的理论和现实意义。但是，目前国内此方面的研究并不多，很多研究只是单方面的分析城镇居民或者农民的消费状况，并没有把二者进行比较研究，把城乡消费差异问题作为研究重点的并不多见，对浙江省的城乡消费情况的比较研究就更是几乎没有。因此，本文希望在这方面进行一些小小的探索。

第二节  本文的研究结构

本文以微观层面的居民消费者为分析对象，运用Excel等软件，收集1978-2006浙江省的实际数据(数据来源《浙江统计年鉴2007》等)，通过对恩格尔系数、居民消费支出和收入的初步统计分析，来分析浙江省城乡居民的消费行为特征、消费环境，再针对城镇和乡村居民的消费与收入的关系，分别建立回归模型，简单分析城乡居民消费行为的差异。最后，对分析数据得出的结论进行总结并提出相关建议与意见。

文章的主要内容主要由以下几个方面组成：

第三节  本文的研究方法

本文是基于一般理论基础上的实证性分析。因此，总的研究方法为基础理论文献研究和实证分析相结合。具体的来说，将采用以下的方法：

1、 文献分析法：主要通过查阅大量文献资料来支持论文的研究，包括学校图书馆和浙江图书馆的藏书和期刊、电子期刊的全文检索、英特网的搜索引擎、各大专业网站等等；

2、 数据处理法：运用统计学原理进行系统调查，确定统计对象，进行数据采集，数据处理分析，本文主要采取了比较恩格尔系数和建立ELES扩展线性支出系统模型的方法对浙江省城乡居民消费结构及其影响因素进行分析；

3、 列表法与图示法：将整理好的数据列入表格，或作出相关图示，有助于直观、明了地进行分析处理；

4、 数理分析法：将整理好的数据与理论结合起来分析，以期得出结论；

5、 综合实证分析法：将数据理论结合得出的结论与实际情况比较分析。

第四节  本文的创新点和不足点

正如本文的选题意义中所述，研究消费以及城乡居民消费差异确实有着十分重要的理论和现实意义。但是，目前国内此方面的研究并不多，尤其是很多研究只是单方面的分析城镇居民或者农村居民单边的消费状况，并没有把二者进行比较研究，把城乡消费差异问题作为研究重点的并不多见，对浙江省的城乡消费情况的比较研究就更是几乎没有。因此，本文希望在这方面进行一些小小的探索。

   而本文最大的不足就是题目摄取范围偏大，以我本科四年学习的理论学习和研究水平较难在有限的篇幅内用精练的文字表述全部的研究结果。这也是我论文前期准备工作没有做足而留下的遗憾。因此只得选取重点，即从城乡居民消费结构差异方面下手，根据建立模型计算得出的结果做出结论分析和提出建议。

 

第二章  文献综述

第一节 西方古典消费经济理论

威廉•配第（1623-1687）的消费经济思想的核心是主张节制和不必要的 消费，以保证资本和财富的积累。他把消费区分为必要消费和不必要消费，他认为最不利于生产的是用于大吃大喝的消费，其次是用于购买衣料的消费。同时，他提出通过税收调节消费，主张通过征税的办法来控制资金的支出及用途，

亚当•斯密（1723-1790）也主张把资本积累放在首位，节制消费。他认为勤劳和节俭是国民财富增长的必要条件，并区分了目前消费与未来消费、生产性消费与非生产性消费，以及它们不同的经济效果，主张以增加消费来促进国民财富增长，还首次提出了生产的唯一目的是为了消费，继承了配第节制消费，保证财富积累的思想。

大卫•李嘉图（1772-1823）主张的消费经济理论仍旧是强调资本及财富的积累，节制非生产性的消费。比斯密的消费思想更为深刻的是，他始终把工人及消费者的利益放在首位，在生产与消费、政府税收与人民消费水平等关系上，更多地强调限制政府的非生产性，以维护人民的利益。他分析了消费欲望、消费需求和消费水平的问题，认为一个人只要有没有得到满足的欲望，他就需要更多的商品；只要他有任何新的价值可以提供出来交换这些商品，那对社会是一种有效需求。

魁奈（1694-1774）是重农主义思想体系的创建者。他的消费经济思想表现在：第一，特别重视消费对财富增长的影响作用。他认为消费是再生产的不可缺少的条件。第二，抨击了法国重商主义的消费政策，提出了重农主义的消费政策。他认为有必要让农民富裕起来，以便让他们消费更多的产品，从而促进经济的发展和社会的繁荣。第三，提出了“纯产品”学说，主张必需品的供应要得到保证。

西斯蒙第（1773-1842）的消费观点主要有：第一，第一个明确提出了消费决定积累、消费决定生产的基本观点。第二，提出了消费不足的经济危机理论。第三，强调政府对人们的消费行为、消费习惯的指导。他认为，政府应当指导人们消费，并采取措施发展消费品生产和便利消费品的销售，制定合理、公平的消费税制度，切实关心消费者的利益。

第二节 西方当代消费经济理论发展

凯恩斯（1883-1946）在《就业、利息和货币通论》中认为，消费支出与实际收入之间保持着稳定的函数关系，每个消费者都是根据其现期绝对收入个人可支配收入来决定其消费支出和储蓄所占的比例。随着收入的增长，人们的消费支出固然也会增长，但消费支出在收入中所占的比例却在不断减少。他的绝对收入理论是假定消费者的消费支出只受当期绝对收入影响，不受其过去收入和其他人消费行为的影响。

杜森贝里（1918- )在《收入、储蓄和消费者行为》中提出的相对收入从动态角度分析消费函数，是对凯恩斯绝对收入假说的一种修订和补充。他认为消费者的消费支出不仅受其自身收入的影响，而且也受周围人的消费行为及收入与消费之间相互关系的影响。杜森贝里从消费的示范效应和棘轮效应两方面解释了长期消费函数与短期消费函数的矛盾。他认为，在短期内消费函数受经济周期波动的影响，而使消费与收入偏离长期固定比例，但在长期过程中，人们的消费要受示范性和棘轮效应的影响，使收入与消费保持一个稳定关系。

弗里德曼（1912- ）消费函数在假定消费者行为的目的是效用最大化的前提下，认为在比较长的时间尽管收入在人的一生中是不稳定的，但消费却是平稳的并从持久收入、持久消费、暂时收入、暂时消费的角度重新解释了收入消费的长期均衡和短期波动的关系。

莫迪里安尼（1918-2003）提出的生命周期假说认为，个人消费或储蓄行为并不仅与现期收入有关，他总是试图把自己一生的全部收入在消费和投资（即当前消费和计划消费）之间做最佳分配，从而获得最大效用。

罗伯特•E•霍尔(1978)在持久收入假说的基础上引入了理性预期，提出了随机游走假说。该假说认为，如果财富或永久性收入的估计和今后的消费都以理性预期为基础，那么，由消费或收入过去的变化反映出来的过时信息对现期的消费变化不应有任何影响。

戴维森等人（1978）提出的误差修正机制模型（ECM）。其最显著的特点是区分了收入与消费之间的长期均衡关系和短期动态调整过程。它首先假定消费C与收入Y之间存在长期均衡关系，即C=KY，消费者将依据前期消费与收入的关系对均衡比例K的偏离程度不断调整消费。因此， ECM 描述的是消费者利用控制变量C逼近或维持均衡比例K的过程。该模型的优点在于把解释消费变量的长期与短期作用分离出来，并特别把长期作用的动态均衡机制显示出来

利兰德（1968）在《储蓄和不确定性》一文中，首次分析了产生预防性储蓄达到必要条件。预防性储蓄是指风险厌恶的消费者为预防未来不确定性导致的消费水平的急剧下降而进行的储蓄。利兰德认为在引入不确定性之后，消费者不再只是将财富平均分配于整个生命周期，还有另一个防范不确定性事件发生的重要作用，其边际效用函数不再为线性函数。由于存在不确定性因素，使得消费者选择当期少消费而多储蓄。

第三节 当代中国居民消费行为理论研究成果

袁志刚和朱国林（2002）指出必须在消费理论框架内研究收入分配和总消费的关系，并总结了不同消费理论对收入分配与消费行为的看法，认为收入分配确实会影响总消费，但该文并未用这些理论解释中国经济。

范建勇、朱国林和严燕（2002）在前者研究的基础上根据我国经济特征，把我国消费者按照不同收入水平分类，研究了他们不同的消费倾向，证明了我国低收入者和高收入者储蓄倾向偏高，中间收入水平的消费者是消费需求的主力军，他们的研究完善了我国经济转型期收入分配与总消费的理论框架。

王玉华和孙凤(2001)利用1991-1998年的时间序列资料分析了我国城市居民的预防性储蓄动机，得出不确定性对即期消费有负影响的结论，我国居民储蓄行为中存在预防性储蓄动机。

施建淮、朱海婷（2004）利用1999-2003年35个大中城市居民储蓄样本数据进行分析，他们认为居民的储蓄行为中的确存在预防性动机，然而并没有预期的那么强烈，并且指出我国储蓄占有结构不平衡问题才是储蓄居高不下的主要原因。

叶海云（2000）从理论上证明伴随着消费变化而产生的流动性约束使我国居民不得不确立短期储蓄目标，其现期消费水平不是由现期流动性资产和收入水平而是由短期收入流和短期储蓄目标决定，因而现期消费低于最优水平，但是他并没有为此结论提供实证证明。

刘建 民、欧阳俊、秦宛顺（2003）通过相关性检验得出我国居民总体消费增长与流动性变量的一阶滞后项显著正相关的结论，因此我国居民总体消费不存在流动性约束他们对不同收入组的城乡居民消费特征数据与借贷数据的分析也表明城乡居民家庭的消费特征与面临有效流动性约束的消费行为特征不符合，从而得出我国居民消费决策并未面临有效流动性约束的结论。

第三章 浙江省城乡居民的实际收入和消费水平状况

第一节 浙江省城乡居民消费总体发展情况

    1978年改革开放以来，随着经济的发展，浙江作为沿海开放省市中的佼佼者，无论城镇还是农村居民的生活都发生了翻天覆地的变化，伴随着收入水平的不断升高，居民消费支出也不断跃上新台阶，从表3-1可以清楚地看到1978年以来浙江省城乡居民生活水平的发展情况（除恩格尔系数外，单位均为元）。

表3-1 历年浙江城乡居民生活水平总表（1978-2006年）

年份 人均可支配收入

/人均纯收入 人均消费性/

生活消费支出 食品支出 恩格尔系数

 城镇 农村 城镇 农村 城镇 农村 城镇 农村

1978 332 165 301 157 — 93 — 59.1

1979 — 195 — 175 — 100 — 57.1

1980 488 219 428 192 — 109 — 56.8

1981 523 286 476 267 264 147 55.6 55.2

1982 530 346 471 302 270 170 57.3 56.3

1983 551 359 484 326 288 183 59.5 56.2

1984 669 446 795 369 407 202 51.3 54.6

1985 904 549 795 474 407 247 51.3 52.1

1986 1104 609 969 561 492 282 50.8 50.3

1987 1228 725 1100 659 570 320 51.8 48.6

1988 1589 902 1453 839 741 389 51.0 46.4

1989 1797 1011 1556 927 851 445 54.7 48.0

1990 1932 1099 1604 946 885 436 55.1 46.1

1991 2143 1211 1806 1027 992 518 55.0 50.5

1992 2619 1359 2154 1112 1111 548 51.6 49.2

1993 3626 1746 2856 1263 1417 633 49.4 50.2

1994 5066 2225 4079 1680 1945 800 47.4 47.6

1995 6221 2966 5263 2378 2489 1198 47.0 50.4

1996 6956 3463 5764 2702 2714 1367 46.9 50.6

1997 7359 3684 6170 2839 2723 1378 43.9 48.5

1998 7837 3815 6218 2891 2644 1362 42.5 47.1

1999 8428 3948 6522 2806 2629 1293 40.3 46.1

2000 9279 4254 7020 3231 2752 1406 39.2 43.5

2001 10465 4582 7952 3479 2888 1449 36.3 41.6

2002 11716 4940 8713 3693 3474 1508 37.9 40.8

2003 13180 5431 9713 4287 3558 1637 36.6 38.2

2004 14546 6096 10636 4659 3851 1839 36.2 39.5

2005 16294 6660 12254 5215 4140 2011 33.8 38.6

2006 18625 7335 13349 5762 4393 2141 32.9 37.2

本表格数据来源：《浙江统计年鉴2007》  

表3-1中几项专有名词解释如下：

城镇居民家庭可支配收入是指被调查城镇居民家庭在支付个人所得税之后，所余下的实际收入。

农村居民家庭纯收入是指农村常住居民家庭总收入中，扣除从事生产和非生产经营费用支出，缴纳税款和上缴承包集体任务金额以后所剩余的，可直接用于进行生产性、非生产性建设投资、生活消费和积蓄的那一部分收入。

城镇居民家庭消费性支出是指被调查城镇居民家庭用于日常生活的全部支出，包括购买商品支出和文化生活等非商品支出，不包括罚没、丢失款和缴纳的各种税款，也不包括个体劳动者生产经营过程中发生的各项费用。

农村居民家庭生活消费支出是指农村常住居民家庭用于日常生活的全部开支，是反映和研究农民家庭实际生活水平高低的重要指标。

若将表3-1中的数据制成曲线图，我们可以更明显地看出，1978年以来浙江省居民的收入和消费水平，无论城镇还是农村，一直稳步上升，特别是进入上世纪九十年代中期以后，增幅更是逐年变大。同时，城镇居民收入和消费水平总是明显高于农村，且增长曲线斜率明显大于农村，说明上世纪九十年代以来，城镇居民消费发展速度和程度大于农村。

 图3-1 浙江省城乡居民收入/支出曲线

第二节 用恩格尔定律分析浙江省城乡居民消费情况

消费结构是指各类消费支出在总消费中的比重，是实现了的消费需求。对消费结构的研究是当代西方经济学中的重要组成部分。消费结构的研究将宏观经济中的消费理论与消费实际联系起来，为宏观消费问题提供了实证研究的角度、方法以及应用。当代西方经济学研究普遍认为，分析消费结构，对于了解消费者行为，研究产业结构及其变动方向，研究社会消费水平以及消费趋势，有着重要的意义。

在消费结构的研究成果中，最重要且有广泛影响力的是恩格尔定律和恩格尔系数。

1857年，德国统计学家恩格尔在研究英、法、德等国家不同阶层的家庭调查资料时发现了一个定律：一个家庭或个人收入越低，其食品支出在收入中所占的比重越大；反之比重则越小。随着家庭和个人收入增加，收入中用于食品方面的消费支出比例将逐渐减小。对于国家而言，越穷的国家，每个国民平均支出中购买食品的比例越大。这一定律被称为恩格尔定律（Engel's Law），反映这一定律的系数被称为恩格尔系数。用公式表示为：

思格尔系数(%) = 食品支出总额 / 家庭或个人消费支出总额 * 100%

联合国粮农组织在世纪年代根据恩格尔系数确定了划分贫富的标准，恩格尔系数与居民生活、消费水平关系如下：

EC＞60，居民生活消费水平处于绝对贫困状态；

50＜EC≤60，居民生活消费水平处于温饱阶段；

40＜EC≤50，居民生活消费实现小康水平；

EC≤40，居民生活消费趋向富裕。

我们可以通过计算浙江城乡居民的恩格尔系数，来分析我省城乡居民生活、消费水平状况及其变化情况。将表3-1中的1978年以来反映我省城乡居民消费情况的恩格尔数据绘制成折线图（见图3-2）。

从图3-2中我们可以看出，按照联合国规定的标准，浙江城镇居民恩格尔系数在1981-1992年处于50到60之间，说明这一时期浙江城镇居民生活消费水平处于温饱阶段，1993年以后浙江城镇居民恩格尔系数基本在40－50之间并逐年呈下降趋势，城镇居民生活消费达到小康水平，2003年以后浙江城镇居民的恩格尔系数开始小于40，城镇居民生活消费趋向富裕；浙江农村居民恩格尔系数一直处于50-60之间，除了七十年代末期接近60，之后逐年下降并于1990年达到46.1，从这个数据说明八十年代末浙江农村居民比城镇居民先进入小康，但九十年代初期三年，农村居民恩格尔系数重新回到50以上，直到1997年这个数值才回落并在以后继续下降。

 图3-2 浙江省城乡居民恩格尔系数折线图

总的看来,浙江省二十多年来恩格尔系数的总体趋势是下降的，农村的恩格尔系数从1978年的59.1%，到2006年的37.2%，城 镇的恩格尔系数从1981年的55.6%到2006年的32.9%,无论城镇农村,人民的平均生活水平都日益提高.且进入九十年代后，浙江城镇居民的恩格尔系数平均一直比农村的要低，消费水平较农村居民高。

第三节 用ELES模型分析浙江省城乡居民消费情况

一、扩展线性支出系统（ELES）模型的引入

扩展线性支出系统模型(ELES，Extended Linear Expenditure System)是在线性支出系统模型(ELS，Extended Linear Expenditure System)的基础上发展起来的，弥补了LES模型理论逻辑上的不足，是近年来研究居民消费的重要工具。ELES需求支出函数为：

piqi = piγi + βi ( I – pjγj )   i,j = 1,2,……,n       （1）

定义域：pi＞0,  0≤βi＜1,  Σβi≤1

在(1)式中，pi 为商品i的价格，为商品i的实际需求量，γi为维持生活的基本需求量，I为消费者总收入，βi 为消费者对于商品i的边际消费倾向。其模型的解释是：消费者对商品i的需求支出额为两部分之和，第一部分为该商品的基本需求支出；第二部分是总收入减去所有商品的基本需求支出后剩余部分中用于商品i的部分，其边际消费倾向份额为βi 。

又有V = piqi，V为消费者进行各种消费的总支出，是由消费者购买行为内生地确定。可以将（1）式写成计量模型形式：

Vi = piqi = (piγi – βi pjγj ) + βiI + ui = bi + βiI + ui      （2）

其中ui为随即误差项，利用常用的最小二乘法可求出（2）式中的参数bi和βi的估计值。然后利用bi和βi的估计值可以求得商品i的基本需求支出piγi；

pjγj = bi + βi bi /（1 -  βi）     （3）

同时可以求出商品i的需求收入弹性ηi为：

ηi = （ӘVi / ӘI）* (I / Vi) = βi (I / Vi)      （4）

二、ELES模型的运用及相关数据的处理

按照国家统计局的分类标准，居民消费性支出分为8大类：食品类、衣着类、家庭设备用品及服务类、医疗保健类、交通和通讯类、娱乐教育文化类、居住类、杂项商品和服务类。以下部分的计算将运用ELES模型，利用时间序列和截面两种不同类型的数据，对浙江省城乡居民的消费进行分析。

1、按时间序列数据分析

不同年份的居民各类消费支出就可以构成时间序列数据。利用1996-2007年浙江统计年鉴资料，可以综合整理得到时间序列数据，再利用EXCEL软件的“数据分析”功能，得出ELES模型中(2)式的参数bi和βi的估计值(见表3-2)。参数估计值下面括号中的数据为该参数的T检验值，R2为判定系数(R2<1, T、R2值越大，表明该线性越显著,通常T>2即可,表3-3同表3-2)。 

表3-2　ELFS参数估计表(时间序列数据)

支出项目 城镇居民 农村居民

 bi βi R2 bi βi R2

食品 1380.566

（11.75） 0.166

（16.25） 0.964 529.253

（7.64） 0.214

（15.27） 0.959

衣着 79.460

（0.82） 0.065

（7.70） 0.856 -5.398

（-0.21） 0.046

（8.79） 0.885

家庭用品设备、服务 731.237

（8.43） -0.007

（-0.95） 0.082 37.648

（2.04） 0.031

（8.45） 0.877

医疗保健 -87.925

（-1.39） 0.058

（10.57） 0.918 -156.642

（-9.29） 0.083

（24.38） 0.983

交通和

通讯 -1017.920

（-7.24） 0.180

（14.78） 0.956 -355.451

（-8.81） 0.142

（17.33） 0.968

娱乐、教育文化 -304.778

（-3.96） 0.132

（19.71） 0.975 -246.865

（-6.81） 0.139

（18.89） 0.973

居住 -20.429

（-0.59） 0.068

（22.93） 0.981 12.892

（0.261） 0.132

（13.23） 0.946

杂项商品和服务 191.804

（3.94） 0.013

（2.99） 0.472 58.563

（3.23） 0.008

（2.27） 0.339

合计

消费支出 991.517

（5.41） 0.671

（39.14） 0.994 -125.951

（-1.14） 0.795

（35.48） 0.992

资料来源：根据《浙江统计年鉴》1996-2007年有关数据整理计算

从表3-2中可以看出，各支出项目参数估计值中，不考虑杂项商品和服务项目后，城镇居民家庭设备用品及服务项目对应参数βi的估计值T过低，不能通过检验，城镇居民和农村居民衣着项目对应参数bi偏低，R2也相对其他项目的判定系数偏低，而其余各项对应参数βi的估计值都能通过检验，并且判定系数R2都很高，线性显著。

2、按横截面数据分析

在对居民消费商品和劳务的种类进行分类的同时，为研究居民消费能力的层次性，还可按家庭的年收入不同进行等级分组，由低到高依次分为最低收入户、低收入户、中等偏下户、中等收入户、中等偏上户、高收入户和最高收入户。同一年份不同等级收入户的消费各类支出就可以构成截面数据。

利用2007年浙江统计年鉴资料，综合整理不同层次收入户各项消费支出得到2006年城乡居民消费的截面数据，同样利用EXCEL软件可以得到ELES模型中(2)式的参数bi和βi的估计值(见表3-3)。

表3-3　ELES参数估计表(横截面数据)

支出项目 城镇居民 农村居民

 bi βi R2 bi βi R2

食品 1046.579

（13.20） 0.149

（16.71） 0.989 2483.836

（8.91） 0.105

（8.19） 0.931

衣着 94.269

（5.77） 0.036

（19.83） 0.992 135.467

（1.62） 0.067

（18.44） 0.986

家庭用品设备、服务 45.068

（3.51） 0.031

（21.61） 0.994 -66.943

（-2.77） 0.038

（35.73） 0.996

医疗保健 218.547

（8.94） 0.032

（11.69） 0.979 343.019

（2.96） 0.027

（5.35） 0.851

交通和

通讯 32.798

（0.72） 0.082

（16.06） 0.989 -1312.030

（-3.04） 0.214

（11.34） 0.963

娱乐、教育文化 195.298

（4.09） 0.072

（13.36） 0.983 332.046

（7.23） 0.088

（44.06） 0.997

居住 -85.127

（-1.48） 0.109

（16.78） 0.989 238.624

（4.19） 0.055

（22.143） 0.990

杂项商品和服务 22.035

（1.28） 0.014

（7.19） 0.328 -85.207

（-5.68） 0.0288

（43.95） 0.997

合计

消费支出 2068.815

（18.35） 0.618

（125.42） 0.9997 1555.963

（30.45） 0.573

（99.67） 0.9997

资料来源：根据《浙江统计年鉴2007》有关数据整理计算

从表3-3中可以看出，城镇居民和农村居民各支出项目参数估计值中，除去杂项商品和服务项目外的其他所有项目对应参数βi估计值都能通过检验，并且判定系数R2都很高。

三 、浙江省城乡居民消费需求分析

由表3-2和表3-3可知，2006 年浙江省城镇居民边际消费倾向为61.8%，1995-2006年的边际消费倾向为67.1%；2006年农村居民边际消费倾向为57.3%，1995-2006年边际消费倾向为79.5%。2006年城乡居民边际消费倾向比长期边际消费倾向都有所下降，城镇居民边际消费倾向下降了5个百分点，而农村居民则下降了超过20个百分点。这个数据一方面验证了国外学者通过实证研究得出的居民长期边际消费倾向大于短期边际消费倾向的结论，另一方面也说明浙江省城乡居民由于受到医疗、养老、教育、住房等各项社会制度改革和收入预期的影响，他们通过减少消费支出、增加储蓄来应对未来的不确定性。

另一方面，对比城乡居民的边际消费倾向还可以看出，城镇居民的长期边际消费倾向显著低于农村居民，但短期边际消费倾向，特别是2006年这一年的边际消费倾向却比农村居民高。这种现象值得引起关注，说明近年来，农村居民的生活水平和消费水平已经大幅上升，而相对于农村居民来说，城镇居民对未来收入和支出的预期更不确定，不得不放弃更大比例的现期消费支出，以更高的储蓄率来应对未来可能增加的支出。因此，稳定城乡居民对未来收入和支出的预期，进一步提升边际消费倾向对促进浙江省经济持续发展具有重要意义。

对比各类消费支出的边际消费倾向可以看出：浙江省城乡居民的消费重点主要集中在食品、交通和通讯、娱乐教育文化几个方面，其边际消费倾向都较高；而衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健的边际消费倾向较低。浙江省城乡居民食品支出边际消费倾向很高，特别是在时间序列数据中农村居民食品支出的边际消费倾向高达21.4%，虽然2006年城乡居民食品边际消费倾向有所减少，分别为 14.9%和 10.5%，但这还是表明目前浙江省城乡居民的消费结构仍然处于相对较低的阶段，食品支出还是消费支出最为重要的构成之一，且作为沿海经济开放较为高度的浙江省，农村居民的消费结构并不如人们想象中的落后于城市，而是已经开始赶超城镇居民。

城乡居民交通和通讯、娱乐教育文化两项支出具有较高的边际消费倾向，特别是2006年农村居民交通和通讯支出的边际消费倾向占据了首位(21.4%)，这说明经济发展强化了农村居民的时间和信息观念，特别是像发展民营、私营企业的乡镇中，人们的工作和生活方式有了巨大的变化；也说明教育制度改革对城乡居民支出的影响不容忽视，它们反映了城乡居民对生活质量的追求和对教育的重视，对消费结构的改善和经济的健康发展具有重要意义。  

家庭设备用品及服务、医疗保健项目支出的边际消费倾向不高，这说明城乡居民对家庭高档耐用消费品及家庭劳务、医疗保健服务等较高档次的消费水平有待进一步提高。

浙江省城乡居民居住项目支出的边际消费倾向有较大的差别：长期边际消费倾向方面，城镇居民较农村居民低，是因为上世纪九十年代住房体制改革前，城镇居民可以享受分房和相关住房保障，虽然1998年我国进行住房体制改革，但由于各种因素的影响和限制，在一段时间内城镇居民仍然不用为住房担心，其边际消费倾向并不高；而本世纪以来，由于不再享受单位分房等相关福利，买房成为城镇居民生活的一个重要部分，而日益飙升的房价也使城镇居民身上的负担加重，消费支出大幅增长。相比较而言，浙江省农村居民的住房消费支出增长很快，其住房需求却比城镇居民得到了更好的满足。因此2006年数据表明，浙江省城乡居民在居住项目上的短期消费边际倾向为城镇（10.9%）高于农村（5.5%）。因此进一步完善房地产市场，消除各种影响城镇居民住房消费的因素日益重要。

第四章 浙江省城乡居民消费行为特征的比较分析

由于我国的特殊国情，在政治、经济七存在着多重城乡“二元结构”，这一局面至今尚未得到根本改变，城乡差别是这种二元结构的产物。几十年来，中国发生了根本性的改变，居民的生活也从贫穷经过温饱逐渐走向小康和富裕，在这一变化过程中，城市居民和农村居民作为较抽象的“消费者”的不同具体形态主体，其消费行为的外部环境和内在设定具有相当多和相当大程度的共性。但是，城市和农村的差别依然存在，造成城镇居民和农村居民所处的外部环境和内部条件有很大的差别，这一差别影响了我国城乡居民消费行为。只有把城镇居民和农村屠民的消费行为分开研究，才能符合中国的实际情况，才能有针对性地对居民的消费行为进行研究。

第一节 影响城乡居民消费行为的因素分析

消费行为的过程既是消费者的思维、心理过程，也是不断采取行动、产生方案、解决问题的过程。影响消费者行为的因素包括社会的、历史的、经济的等各个方面。但其中最主要的是经济方面和制度方面的因素，新古典经济理论将这些方面的因素分为外部环境因素和内在行为因素。

一、影响居民消费行为的外部环境因素

关于影响消费者行为的内在因素主要体现为五方面：

1.消费选择自由

消费选择自由是指消费者在购买消费品和劳务时基本上不受限量、配额和短缺的约束。消费者在不同商品和劳务之间的选择，主要取决于消费者对消费品和劳务的主观偏好，以及其收入水平，即预算约束大小。

2.价格充分弹性

价格弹性是指当其它条件不变的情况下，消费者购买商品和劳务的数量或支出对价格变化的反应敏感程度。如果价格下降，消费者对其消费数量增加；相反，消费数量减小。这种增加和减小的幅度受商品和劳务价格弹性的影响，如果价格弹性较大，则购买数量的变化幅度就较大，相反幅度较小。

3.预算约束

预算约束是指消费者购买消费品受到其实际收入的限制。

4.没有流动性约束

流动性约束可以一般地定义为某些个人没有能力用未来收入作担保而获得贷款。流动性约束大小，反映消费者能够用未来收入实现现时消费的可行程度大小，或者是其消费在不同时期的转换能力大小。不能借入而又缺乏金融财富存量的家庭就是流动性受约束的家庭，因为他们所能做的最大消费就是当期所挣得的收入。如果居民消费的流动性约束程度越高，消费在不同时期的转换能力就越差，反之则说明消费在各时期的转化能力越大，即可以用未来收入实现现时消费可行性程度越高。

5.不确定性

不确定性是指消费者在消费的整个过程中，外部环境存在的一些风险性或不可预期性。包括收入不确定性和将来各种消费支出的不确定性。不确定性对消费者行为的影响很大，是消费者选择消费与储蓄 的主要因素之一，由于不确定性的存在，要求并培植了消费者的风险意识，增强了消费者预期的困难，居民在消费安排上更加理性和谨慎，预防性储蓄增加，边际消费倾向下降加快。

二、影响消费者行为的内在因素

关于影响消费者行为的内在因素主要体现为四方面：

1、理性主体

即西方新古典经济理论中认为的 “经济人”，特点即其所追求的唯一目标是自身经济利益的最大化。如消费者所追求的是最大限度的自身满足——效用最大化；生产者所追求的是最大限度的自身利润——利润最大化；生产要素所追求的是最大限度的自身报酬。同时，“经纪人”的经济行为都是有意识的和理性的，不存在经验的或随机的决策，因此又被称为理性人。

2、追求效用最大化

依据新古典理性“经济人”假设，消费者行为最基本、最主要的假定为追求效用最大化，在消费过程中，理性主体——消费者是通过对消费品的合理组合来达到最大限度的满足，实现效用最大化。

3、规避风险

消费者规避风险与外部环境设定的不确定性相关，由于存在外部环境的不确定性，作为理性主体的消费者存在着规避风险行为，即消费者在购买消费品或进行劳务消费中力求风险最小。

4、时间偏好  

由于存有不确定性和风险，在消费的时间选择上，即对现在消费和未来消费的选择上，消费者较看重现在消费，这就是时间偏好设定的基本点。

第二节 浙江城乡居民消费情况差异分析

    在考察不同的历史时期居民消费行为所处的外部环境和内在设定差异的基础上，分析城乡居民消费行为的差异，结果表明：

一、浙江城乡居民在不同历史时期表现出不同的消费行为

在不同的历史时期，我国居民消费行为所处的外部环境差异明显，社会经济制度的不同，导致居民消费行为不同。

改革开放以前，居民是在严格的计划经济体制下，在先生产后消费的观念和政策中进行消费的。其消费行为是被束缚的，是近视的；其预算约束是一期的。所以决定居民消费支出的主要因素是现期收入，近似于凯恩斯的绝对收入理论假说。

改革开放后，浙江城乡居民收入快速增长，收入差距进一步拉大，同时，城乡消费市场逐渐放开，城乡居民消费选择性增强。几十年的消费欲望被释放后，居民消费热情快速升温，产生了炫耀和攀比思想，同时，预算约束和流动约束有所放松，为居民实现跨期消费提供了条件，因此，这一时期浙江城乡居民的消费行为更近似于杜森贝利的相对收入理论假说。

实行社会主义市场经济后，经济体制改革对居民的消费行为冲击很大。一方面，居民的收入大幅度提高，预算约束和流动约束大为减小另一方面，由于制度变迁所增加的各种预期消费支出大大提高，于是居民不得不为将来巨额的预期支出进行预防性储蓄，跨期消费时间拉长，甚至是一生或隔代消费，其消费行为更符合弗里德曼的持久收入理论假说。

二、浙江城乡居民消费者所处的外部环境具有较大差异性

城市居民和农村居民作为较抽象的“消费者”的不同具体形态主体，其消费行为的外部环境和内在设定具有相当多和相当大程度的共性。但由于我国的特殊国情，在政治、经济上存在着多重城乡“二元结构”，造成城镇居民和农村居民所处的外部环境有很大的差别，这一差别具体表现在：

1.消费品分配方式的差异性

城镇居民享受低价供给，福利分配的消费品和各种补贴，农村居民自给性消费占有较大比重。

2.工农业产品比价不同

农村居民的实际收入受工农产品比价变动的影响，工农业产品比价的变化对农村居民消费影响显著，改革后工农业产品的“剪刀差”逐渐缩小，这一变化促进了农村居民的消费。

3.消费者单位经济功能上的差异

大多数城镇居民家庭仅仅是消费活动的基本单位，而改革后，农村居民家庭一方面是消费活动的基本单位，另一方面又是生产活动的基本单位。农村居民消费者的双重经济功能使其消费行为和投资行为掺杂在一起，并使其消费者行为增加了一个特定的外部环境设定，即生产经营投入和收入风险的约束。

4.福利制度不同

城镇居民享受包括保证就业和退休、福利性住房、各种补贴、公费医疗和劳保在内的各种福利制度，而农村居民手身份约束，不能享受这些待遇，福利制度的不同对城乡居民消费行为的影响是明显的。

5.消费环境和消费观念的不同

城乡分割的历史形成农村居民在消费环境和消费观念上远远落后于城镇，拉开了城乡居民消费的差距。

三、浙江城乡居民消费者行为有显著差异

由于城乡居民所处的外部环境的不同变化，浙江城乡居民消费者行为表现出不同的特征，研究表明，浙江城乡居民消费行为特征差异具体表现为：

1.浙江城乡居民收入和收入取得方式具有明显差异

改革开放后，农民有了经营自主权，生产力得到了释放，农民收入迅速提高。而城镇经济体制改革使城镇居民工资增加，补贴增加，其收入也提高了。从城乡对比来看，自计划经济时代延续下来的城乡居民这间的收入差距不仅得以保留，在上世纪90年代后期，这一差距有进一步扩大的趋势。同时，城乡居民在收入的取得方式上有明显差异，浙江城镇居民收入以货币形式为主，而农村居民收入有一定的比例实物收入。

2.浙江城乡居民资产存量形式和流动性约束存在一定差别

城镇居民资产存量中，金融资产所占比重稳定上升，流动性增强相对而言，农村消费者实物资产比重较大，资产的流动性较差。城镇居民跨期消费的路径比农村居民要拉长和平坦些。

3.浙江城乡居民消费支出构成差异明显

这一差异首先表现在自给性和商品性消费支出构成的差异，城镇居民实际收入的主要部分是以货币形式获得的可支配收入，其消费支出的货币化程度相应较高。而农村居民由于农业生产经营方式和产品特点，决定了农村居民的实物收入在其总收入中占有很大比重，因此，自给性消费在其消费支出中占有较大的比重。随着改革的不断深入，使农村居民生活的货币性收入增加，农村居民生活的商品化、货币化消费程度提高，自给性消费在其消费支出中的比重将不断下降，但由于受农村产品特点和消费习惯的影响，自给性消费在农村居民消费支出中仍占有相当大的比重。其次，浙江城乡居民消费性支出和生产性支出构成有显著差异。城镇居民是单纯的消费活动主体，其支出以消费性支出为主，而农村居民消费者具有生 产活动和消费活动为一体的双重身份。由于农村经济采取的形式，农村居民的收入——支出结构中生产性支出占有突出位置。农村居民的个人消费行为不仅取决于上期的纯收入水平和商品市场的供给与价格，还取决于生产的需要。

第五章 研究结论及建议

第一节 研究结论

综上所述，由于城乡居民收入水平、消费观念与消费习惯的差别，表现在购买行为与消费结构等方面还存在不少的差异。

1、恩格尔系数

总的看来,浙江省二十多年来恩格尔系数的总体趋势是下降的，农村的恩格尔系数从1978年的57.1%，到2006年的37.2%，城镇的恩格尔系数从1981年的55.6%到2006年的32.9%,无论城镇农村,人民的平均生活水平都日益提高.且进入九十年代后，浙江城镇居民的恩格尔系数平均一直比农村的要低，消费水平较农村居民高。更进一步分析：

（1）在外用餐因素。随着经济发展，城市居民生活节奏加快，同时洋快餐、中餐店遍布大街小巷，为了得到较多的休闲时间，上班族在外用餐比例提高，据一份调查显示，自1995年以来城镇居民在外用餐率每年平均以近20%的速度增长，而农村居民在外用餐率增长速度很慢。

（2）购买加工食品增加。加工食品（尤其是深加工食品）的价值是原料食品的两倍至十几倍，而且近几年城市的超市快速发展也为居民购买食品（尤其是加工食品）提供了方便，所以城镇居民购买加工食品成倍增长，这也是增加食品性支出的原因之一；而农村居民除农忙外，平时空余时间较多，因而通常更多的是购买低值的原料食品，自行加工食用，特别是在近几年现金收入增长较快的情况下，食品性支出占总消费支出的比例反而下降了。

2、购买行为

尽管城乡居民存在许多消费热点，但是其购买具体产品的热点及其购买的时间都存在某些差异。

（1）出现的消费热点不同。目前城镇居民出现旅游热，浙江农村居民却表现得很冷清。据调查，浙江城镇居民目前有外出旅游者的家庭达86.9%，未来五年计划外出旅游的高达96%，计划跨省旅游的为73%，计划出国旅游的为33%，旅游消费逐渐升温；而农村居民对“未来五年内最大的支出项目”用于旅游的只有1.47%。

（2）出现购买热的时间不同。从市场产品普及率分析，浙江城镇居民出现家电（四大件）购买热是在上世纪80年代中期，90年代中期出现饱和期，而农村居民出现这些产品购买热是90年代中期，饱和期则是90年代末，产生购买热的时间差城乡为十年，产生饱和期的时间差为五年。

3、影响因素

影响城乡居民购买行为因素很多，但从影响其购买行为的因素差异角度分析，主要有以下几方面：

（1）消费意识的超前性与滞后性。影响城乡居民购买行为的差异，除了收入水平的差异因素之外，还与居民的消费意识有直接关系，城镇居民由于沟通信息比较方便，所以容易受现代消费价值观的影响，消费意识容易超前；农村居民则相反，容易受传统价值观念的影响，所以消费意识较滞后。因此，通常要以城市消费行为来影响与带动农村的消费行为。

（2）品牌与价格的关注程度不同。由于收入水平和消费意识的差异，城乡居民对品牌与价格的关注程度不同。城镇与农村居民在购买动机方面，虽然都把产品“性能”放在首位，但是对品牌与价格的关注程度就不同了，前者对“品牌”关注度居第二位，而“价格”居第三位，后者则恰好相反，“价格”居第二位，“品牌”则居五个因素中的第四位。

（3）影响购买行为信息来源不同。据小天鹅集团一份调查表明，城镇居民选择与购买产品的信息来源首先是广告（包括传统媒体广告与网络媒体广告），其次是亲戚朋友介绍。调查显示，农村居民购买家电的信息来源首先是“看外观与性能”（占48.27%），其次是亲戚朋友介绍与推荐（占36.67%），其三是广告（占14.67%）。这也充分体现农村居民“眼见为实”的消费习惯。

另外，城乡居民购买行为还受消费价值取向、消费环境、消费政策、销售渠道等因素的不同程度的影响，因此，有关企业在开拓城乡消费市场方面都应认真地研究并制定相应的营销策略。

第二节 政策建议

一、加强宏观调控，引导城乡居民投资和消费行为

当然其前提必须是保持经济持续、稳定增长，给居民消费提供宽松和健康的外部环境。国家的社会、政治、经济状况决定了居民消费状况。改革开放引起了我国居民消费行为发生实质性变化。改革开放后，特别是社会市场经济体制的实施，人民生活总体上进入小康社会，居民消费水平、消费结构等消费行为发生了根本性变化，这是国家富强，社会经济持续、健康、稳定发展给人民带来的最直接的利益。

   除了经济增长的外部环境保证外，引导居民健康消费也很重要。随着居民需求结构的转换与升级，居民新的消费热点己形成。居民消费行为在经历了“填饱肚子”—“老三大件”—“新三大件”的消费后，随着市场经济制度改革的深入，发展到“住”和“行”高层次消费上。商品化住宅，高档服装和居室文化商品的消费日益多样，同时，交通通讯，文化教育消费支出增加较快。中国未来的消费热点会集中在住房、文化教育人力资本投资、家用电器的升级换代和家庭轿车等方面。为此，为了引导浙江居民消费行为，相关政府和机构应加强宏观经济调控中，为热点消费品的生产开发和消费提供各方面的支持和服务，满足有经济支付能力消费者高水平消费需求，拉动国民经济持续、健康、快速发展。

二、采取有效的收入分配调节机制，抑制收入差距的无序扩大，提高整体消费倾向

在保证居民收入稳定增长的前提下，采取有效的收入分配调节机制，抑制收入差距的无序扩大，提高整体消费倾向。收入是影响居民消费的重要因素，浙江省城乡居民收入还有较大的增长空间，政府要通过加大投资，扩大就业机会，解决目前较突出的下岗、失业问题，改善企业体制，放开国有企业工资，形成与市场经济相适应的企业家和企业员工的激励机制等措施在较大范围提高一般居民的收入水平。对于城镇居民除了职工工资的稳定增长外，还要鼓励各类人力资本的充分发挥和利用，允许人们取得各种合法收入，保护私有财产。

与此同时，还需采取措施改善目前的收入分配状况，尽可能地缩小不同收入阶层之间的收入差距， 特别是保证中低收入阶层的收入水平不再降低。从边际倾向递减的规律可见，高收入户居民收入的提高带来的消费要远低于低收入户，收入差距的进一步扩大成为制约浙江省城乡居民消费水平和消费结构增长的障碍。因为，无论是消费结构的转换还是消费梯度的形成，不能仅仅依靠少数富裕阶层，要提高整体的消费倾向，使占人口大多数的中等以上收入水平的消费者具备相应的消费能力。可以通过增加对高收入阶层的征税，开征遗产税、赠与税等，同时加大扶贫力度，建立最低生活保障制度等措施缩小收入差距，启动消费。

三、调整产业结构和产品结构，理顺供需关系，适应居民消费结构升级换代

浙江省目前出现的消费需求不旺盛、消费结构层次相对处于较低阶段，原因不仅仅是居民支付能力不够，供需脱节、产业结构的调整不能适应消费需求的变化也是其中非常重要的原因之一。研究表明，浙江省城镇居民生活水平基本完成由温饱型向小康型的过渡，并向富裕型迈进，消费结构也由生存型向享受型和发展型转化，对消费品的需求己从“数量扩张型”向“质量提高型”转变同时，城镇还有少数贫困居民，农村大部分居民消费还处于“生存型”和“数量扩张型”阶段。城镇居民新的消费热点将集中在住房、汽车、通讯旅游和文化娱乐等方面，而农村居民新的消费热点主要在于耐用消费品和子女教育。因此，在调整产业结构方面，应稳定发展第一产业、重点调整第二产业、加快发展第三产业，满足居民消费结构的变化另外，在产品结构调整中，既要大力开发高科技含量的“高、精、尖”产品，也不能忽视物美价廉、经济实用产品的生产开发，多层次产品结构是适应不同居民消费层次的客观要求。

四、完善社会保障制度，减小居民消费的不确定因素，释放居民储蓄，促进消费增长

研究发现，上世纪年代末期，浙江城乡居民消费增长趋缓，有效需求不足表现突出，其重要原因是社会福利制度变化。市场经济体制改革的不断深入，一方面造成居民工作不稳定，如下岗失业使人们降低未来收入的预期，另一方面住房、养老、医疗、就业和教育等方面的改革触及到消费者的福利待遇，居民支出的不确定程度的提高。未来收入和支出的不确定性增加了居民的风险预期，居民消费变得谨慎，这就促使居民增加预防性储蓄，降低消费倾向。因此要加快改革步伐，增加改革的透明度，减少居民对未来预期的不确定性。只有尽快使教育、医疗、养老、劳保等方面的改革措施明晰化，让居民切实了解到未来的各项支出多大成分由自己负担，多大成分由国家和集体负担，才能增加居民对未来各项支出的理性预期，从而保证其在储蓄与消费中理性地作出选择。相反，如果各项改革措施迟迟不能到位，居民对未来支出的预期充满了不确定性，那么，必然会导致居民增加储蓄，减少现期消费，以应付未来风险，从而对解决当前国内需求不足的问题产生一系列不利的影响。针对社会保障覆盖面狭窄，保障资金来源不足等缺陷，完善社会保障制度改革，应建立多种形式、多种资金筹措渠道、法定报销和自愿保险相结合的社会保障体系，应在医疗保险，人身保险，失业救济等方面增加扶持力度，让居民解除后顾之忧，对自己未来的消费支出有稳定的预期，从而提高居民的消费倾向，促进居民消费的稳定增长。

五、分层次引导居民消费行为

我国城乡居民之间的消费状况的差异，决定了要分收入层次促进消费，这将比针对总体的消费促进手段更为有效。

1、从城市居民看，应分三个层次促进消费：

（1）高层次消费——引导大额消费

对于这一层次的消费群体而言，因其消费的收入弹性和价格弹性都比较小，收入增加或者是市场价格下降对其消费都没有很大的促进作用。因此要尽量促进他们在旅游、文化以及大件物品上的消费，关键是丰富其消费内容、提升消费品位、引导其消费方向。比如开发适合这一群体的文化和旅游消费项目，减少对汽车和住房等消费的行政性干预，同时积极改善这些商品和服务的供给质量，最终达到促进消费的目的。

（2）中等收入消费——促进即期消费

主要以稳定收入增加和改变其心理预期为主。其一是要给他们以收入将会持续稳定增长的信心。其二是要尽快出台医疗，住房，社会保障等改革的明确方案，让老百姓对未来的支出状况更加明朗，从而改善心理预期，从而增加当期消费。第三是改变居民对于我国价格走势的不正确认识。虽然我国已经开始进入买方市场，但并不意味着价格水平一直下降。而且在加入WTO后也不是所有商品和服务都会大幅降价，像高级轿车和金融服务等有降价可能的商品是当前我国中等收入水平的消费者还消费不着的。国家应给与消费者正确的引导，让居民充分认识到价格上升的可能性和变化趋势并合理安排即期消费。

当前，一方面要防止居民对未来消费升级换代进行大量的储蓄而不利于目前的消费启动，同时也要防止未来升级换代过于集中。当前应当细分消费群体的消费层次，维持消费升级的渐进性，使消费升级成为一个分层次、有步骤的稳定过程。对于中等偏上收入者可以以消费信贷等方式引导一部分中高收入者首先购房买车，对于中等收入者可以增加其文化娱乐消费，对于中等偏下收入者可以增加其耐用消费品的消费与换代。

（3）低收入消费——刺激日常消费

增加低收入水平居民的收入将对促进整体消费带来较大效用。政府可以考虑以税收和补贴方式调整收入分配增加对低收入水平居民的补贴，如加强社会保障建设，增加对失业(下岗)工人的补贴，完善最低生活保障体系等等。

2、从农村居民看，主要从两方面启动消费：

（1）对于部分已经富裕起来的农村居民

他们的消费还存在一定的盲目性并且正受到各种障碍的制约。这些农民并不缺钱，但是在消费上缺乏和城镇居民一样的平等待遇，比如进城买房受到限制，子女进城上学受到一定的歧视；再加上农村市场消费环境的恶劣在很大程度上限制了农民的消费，使得很多富裕农民的消费水平与其收入状况不相一致。对于这部分消费者，主要是对其消费进行科学的引导并且切实改善其消费环境。

（2）对于大部分农民

收入水平低是制约其消费的主要原因。所以要增加这部分农民的消费，增加收入是关键。在当前的情况下，最有效的方法就是通过其他产业吸收第一产业的 剩余劳动力，使农民在农副业之外的收入有比较大的增长。具体措施包括：加快户籍制度改革，鼓励和保障农民进城从事各种经济活动；促进农村工业和服务业的发展，重新振兴乡镇企业，大量吸收农村劳动力；加快小城镇建设等，通过这些措施来改善农民的收入状况，从而使居民的各种需求转变为现实的消费以带动经济发展。

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第7篇：居民消费影响因素论文范文

区位理论来源于经济学，后在地理学领域得到一定发展。因而早期区位研究深受经济学方法论的影响，多采用抽象、演绎的思维方式，通过一定的合理假设，探求事物的最佳区位和空间的最优组合。微区位是区位在微观尺度上的研究。该尺度上，距离意义明显淡化，区位周边生态环境、人文环境、交通环境、产业环境等成为微区位选择的重要影响因素。

从另一角度看，微区位研究涉及共性和个性研究两方面。前者主要涉及城市空间、环境结构、区域场势等背景基础研究，后者则结合区位主体的自身性质，上海师范大学硕士学位论文城市商业微区位关联效应研究探讨不同主体的区位选择特征。本文以商业区位研究硕士论文为切入点，探讨区位关联问题；其中既包括区位关联本质、形成机理等共性的探讨，也对商业区位中的关联类型及其特征、不同关联类型间的相互联系等个性问题进行分析。

首先，从逻辑实证主义角度入手，应用地理信息系统手段，利用MapInfo制图功能，对商业研究样本进行空间定位，直观反映出不同商业行业的空间分布特征；并结合Excel、SPSS10.0等通用统计软件，对数据进行整理，从中观层面对各商业行业研究样本进行系统、高效的研究分析。

其次，以结构主义方法论为指导，从城市空间结构、商业网络结构的背景入手，通过对微区位共性研究的背景影响因素探讨，研究分析在城市空间，这一差异场势平台下，商业区位的空间分布特征。并引入经济学中的外部经济理论，对区位关联的本质及形成机理进行理论分析。

再次，在共性研究的基础上，同样注重个性研究。不同区位主体，其区位选择特征也不同，不存在超脱于主体的共同区位理论。尽管本文仅以商业为研究对象，但不同商业行业间，在经营门槛限制、店铺规模、行业自身空间结构等内容上依然存在较大差异。研究注重案例收集，在对微区位关联类型进行划分时，通过对同类案例的分析，归纳总结不同关联类型的特征表现，探讨各关联类型间的发展联系。避免与实践脱节、实用性差等研究缺陷，进一步加强本研究的实际指导意义。

最后，关注现代居民消费行为特征，从人本主义角度，研究不同亚文化人群消费行为差异所引起的商业微区位关联现象。一方面，对亚文化人群密集区域周边的不同商业区位关联进行分析；另一方面，对已具备一定规模的商业中心（街），因主体消费群的社会文化类型不同，所引起商业中心（街）购物消费文化差异，而最终导致新入驻商家文化定位的关联效应也进行了探讨。

商业区位研究，相对于其他区位主体研究，较为成熟。但以往商业区位相关研究多为对传统区位理论的验证与补充，或利用商业经营理论，对商铺区位选址过程进行探讨。其中较注重硕士论文商业集聚效应对区位选择的影响分析，对于城市微观环境下各商业经营单位由于经营内容、行业性质、销售特征等引起的相互联系及其空间区位效应尚缺乏深入研究。

本文以人本主义方法论为指导，从消费者购物行为偏好入手，借鉴近年来城市地理学及区位论研究中科学、有效的研究方法，结合不同商业行业区位选择特征，试图较为深入、全面地探讨商业区位关联效应这一论题。

三、具体研究手段

第8篇：居民消费影响因素论文范文

关键词：房地产市场；发展现状；影响因素

我国自古就有安居乐业的古话，先安居才能乐业。因此，在中国对住房的需求自古就有，而且对人们来说，住房一直都是刚需需求。在十报告中，住房问题一直是热议的焦点，近年来，我国经济的快速发展与房地产经济的飞速增长密不可分。“房子”已经不仅仅是用于自住的必需品，也成为能够保值增值的投资对象[1]。沈阳作为东北三省中经济发展最强的城市，其房地产经济也十分活跃。研究沈阳房地产市场的发展现状是为了更充分地认识沈阳房地产市场存在的一些问题，使房地产经济的发展与地区经济发展相适应，也为购房者提供一定的参考。本文通过搜房网数据，对沈阳市2015年10—11月份房地产现状进行实证分析，然后以此分析了影响房价的主要因素。

一、发展现状

根据辽宁省统计资料来看，2015年10月沈阳市商品住宅销售均价为6528/m2，与2014年10月相比，是呈下降趋势的，但是与同年9月份比，同比增长0.61%。根据搜房网沈阳信息数据可以看出，沈河区、和平区、皇姑区商品住宅10月份交易均价排在前三名，这三个区基本都在二环内，地理位置极佳，因而房价也较高。而沈北新区、苏家屯由于在三环之外，距离市中心较远，商品房均价也偏低[2]。11月份，中国指数研究院的报告中显示沈阳截至11月末，商品住宅均价达到7222/m2，大约每平方米较10月份上涨了15元，环比增长了0.21%。总成交面积达到百万平以上，但环比跌7.8%，成交套数为14524套，总体比上个月多了41套。从整体销售情况来看，浑南新城成为热点区域，这与市政府南迁有密切关系。

二、影响因素分析

影响商品房价格的因素，一般认为与国家宏观调控、地方政府政策、地区地价高低，人口迁移、城镇化水平以及居民工资水平有着密切的联系。从沈阳市10—11月份房价变动情况来看，其原因可以总结为以下几点：

（一）国家政策是影响房价的主导因素

房地产及其产业链已经成为国民经济命脉中不可缺少的部分，房地产经济的发展将直接关系到国家经济的发展情况。国家通过调整税收、实行货币政策，适当调整汇率，加以控制房价。其中，房地产税是政府干预房地产经济活动，通过引导房地产资源合理配置对社会财富进行公平分配[3]。此外，政府所在地迁移情况也影响房价，浑南新城在11月份成为沈阳房地产市场中销售最火热的地区，这与政府南迁、南站即将开始运营有必然联系。而且，地铁四号线的建设以及部分公交线的开通等基础配套设施的修建[4]，也促使浑南新城房价走高。

（二）经济发展水平直接影响房价

国内许多学者的研究表明，国民生产总值与房地产市场存在高度的正相关性，房地产业的发展随着经济的发展而发展[5]，房地产经济促进国民经济的发展，特别是三、四线城市，城市发展活力不足，产业发展落后，城市造血功能较弱，便通过加大房地产投资力度，加快发展房地产经济从而带动城市经济的发展。

（三）居民消费水平提高

随着社会经济的发展，人均收入水平有大幅度提高，人们的购买能力也随着提升。根据辽宁省统计年鉴获知，沈阳市和平区、沈河、大东、皇姑以及铁西区的城镇居民可支配收入都达到3万元以上，苏家屯、沈北地区的城乡居民储蓄存款余额都达到160亿元以上。

（四）城镇化进程间接影响房价

城镇化进程的加快，必定使更多的人口转为城镇人口，对住宅的需求增大。根据六普资料，沈阳市非农人口比重都比较高，尤其是沈河、大东、皇姑其非农人口比重都达到了90%以上。人口城镇化会加强居民对住宅的刚性需求。此外，人口城乡之间的流动也能促进城市房地产的发展。本市迁入人口最多的区是沈北新区，截至2010年第六次人口普查期间，沈北新区迁入人口高达30万。

三、总结与建议

（一）沈阳市各区房价变化情况与政府政策息息相关

由于政府宣布南迁以及地铁等基础设施的增加，使浑南区房价有小幅上涨，而且成为销售热点区。此外，国家宏观调控房价最重要的手段是调整货币政策。

（二）居民收入水平直接影响房价

居民收入提高，其购买力也随之提高，而且这样使得居民的享受意识增强，对住房的刚性需求增大。这种炒房方式势必太高房价，不利于房地产经济持续健康发展。

（三）城镇化中人口的迁移间接影响商品房价

人口规模是决定住宅最大的市场需求容量的关键因素之一，城市化水平决定了区域房地产市场发展潜力[6]。在城市化过程中，农业人口不断进入城市变为非农人口，这导致人口规模增加。

作者:刘鸿雁 单位:辽宁师范大学

参考文献：

[1]芦浩.辽宁省房价与人口年龄结构关系的实证研究[D].大连：东北财经大学硕士学位论文，2014.

[2]10月沈阳房价地图：苏家屯涨幅度最大沈河售价最高[EB/OL].房价点评网，2015-11-07.

[3]杜雪君，黄忠华，吴次芳.房地产价格、地方公共支出与房地产税负关系研究———理论分析与基于中国数据的实证检验[J].数量经济技术经济研究，2009，(1)：109-119.

[4]浑南新城成11月沈阳楼市最热板块[EB/OL].中国新闻网，2015-12-07.

第9篇：居民消费影响因素论文范文

文化产业作为一种“朝阳产业”，已成为推动经济增长，增强地区和城市综合竞争力的重要因素。文章使用灰色关联模型，运用重庆市2006-2010年相关数据，分析了文化产业增加值与其影响因素的关联度大小，并对各关联度进行排序，然后依据各关联度大小进行原因分析。结果表明：产业环境、政府政策以及社会文化环境与文化产业的发展最为密切。同时也发现，城市居民自身需求及人力资源要素在文化产业发展中没有发挥十分重要的作用，其发展更多的是依赖文化产业主体――企业以及政府政策的推动。

关键词：

文化产业；灰色关联；影响因素

中图分类号：F062.9 文献标志码：A 文章编号：

1008-5831（2013）06-0050-06

自党的“十六大”提出大力发展文化产业的战略决策后，全国掀起了加快文化产业发展的热潮。在许多发达国家和地区，文化已经成为支柱产业之一。在中国，文化产业作为一种“朝阳产业”，已成为推动经济增长，开辟就业领域，增强国家、地区和城市综合竞争力的重要因素。

一、文献综述

文化产业在各个国家或地区的概念有所不同，比如在美国叫版权产业，在英国叫创意产业，在西班牙叫文化休闲产业，在中国、日本、德国、荷兰、韩国等许多国家叫文化产业，而在台湾地区被称为创意文化产业。为了改进和完善文化产业统计工作，规范文化及相关产业的口径、范围，国家统计局于2004年4月1号正式《文化及相关产业分类》标准，将文化产业的内涵界定为：为社会公众提供文化、娱乐产品和服务的活动，以及与这些活动有关联的活动的集合。

要想促进文化产业的发展，那么对影响其发展的因素的研究分析就很重要。国内外很多学者对此做了多方面的研究。Pratt认为，新媒介产业所形成的社会氛围作为特殊的社会―空间网络，实际上是决定新媒介活动区位的最重要因素，强调了信息技术对文化产业的影响[1]。Shahid Yusuf等强调了城市外部环境六要素机制对文化产业的发展[2]。Deborah Leslie等人则认为，文化区的发展最主要是以密集的社会组织为主，政府只起到了间接的介入作用[3]。

中国很多学者也对文化产业发展的影响因素从不同角度进行了分析与研究。从单个因素角度研究方面，彭南林强调文化体制的重要性，指出要完善产业促进政策，建立有序、开放与法治相结合的文化体制，按现代企业制度构建文化产业组织，促进文化产业发展[4]。吴忠泽指出要依靠科技创新作为支撑和引领中国现代文化产业蓬勃发展的引擎[5]。杨国蓉则强调社会文化环境对文化产业发展的重要性[6]。肖川强调了政府制度支撑对文化产业发展的重要性[7]。而林东升则突出强调了文化消费的重要性，指出文化消费的增长和不断发展将成为拉动文化产业发展的主要动力[8]。雷宏振、宋立森则强调文化产业发展的本质在于创意，知识创新是文化产业集群发展的持续动力[9]。

从多个影响因素研究方面，袁维海总结出发展文化产业的坚实基础是文化消费，源头活水是资金投入，有力保障是政策法规，根本动力是体制改革[10]。杨绪忠等指出文化产业发展水平统计指标包括通过人、财、物、技术多个方面的投入，以及增加值和增加值的增长率在第三产业中的比率等[11]。厉无畏、王慧敏认为文化要素和人的创造力的变迁会带动文化创意产业的兴盛[12]。王志成等则运用实证研究论证了城市发展创意产业存在两类主要影响因素：创意经营环境和创意资本基础[13]。王婧认为文化产业经济贡献的主要影响因素有经济基础、基础设施水平、政府扶持[14]。袁海总结出文化消费需求、文化企业数量、人力资本水平、政府的财政支持与城市化对文化产业集聚有正向影响[15]。王安琪则指出一个国家或地区的生产力发展水平、各种生产要素、文化需求、文化市场发育程度、企业治理结构、政府政策和法律状况、文化传统等多种因素都对文化产业的发展产生影响[16]。

纵观已有文献发现：第一，对文化产业影响因素的分析方法都局限在定性分析的基础上，缺少对影响因子的定量分析。有些分析甚至仅仅集中于单个影响因素。随着文化产业的不断发展以及政府和企业对文化产业的大力支持与密切关注，定量研究方法的引入也显得越加迫切。第二，对中国文化产业的研究多是以宏观见长，基本集中在对中国整体文化产业发展的研究。而对具体区域尤其是西部地区城市的实证研究几乎没有。鉴于此，本文将采用实证分析的方法对影响重庆市文化产业发展的因素进行研究。

二、理论分析

由于影响文化产业发展的因素很多且复杂，而不同因素的实质性作用又存在差异，有一定的主次之分，因此需要对其进行甄别。灰色关联分析主要是对态势发展变化的分析，根据各指标因素之间发展态势的程度来衡量因素间接近的程度。且灰色系统对样本数量的多少没有特别的要求，分析时也不需要典型的分布规律，分析的结果一般都与定性分析吻合。所以为了更准确地研究影响重庆市文化产业发展的因素，本文将首先运用灰色关联度分析方法，根据代表性、可获得性和可比性原则，选取相应的数据指标对其进行系统的量化分析并对其关联度大小进行排序。在此基础之上，针对各个指标因素对文化产业发展影响的大小，对其结果进行原因分析与说明。具体过程如下。

第一，选择一变量作为量度指标并设为模型的参考数列，而与参考数列相比较的就是选取的小指标所构成的比较数列，分别记为

X0={X0（K），K=1，2，3...}

Xi={Xi（K），K=1，2，3...}（i=1，2，3...）

第二，考虑到选取的指标数据单位不一致以及数量差异也比较大，所以数据很难进行直接比较，鉴于此，本文采用初值法对数据进行无量纲化处理，即每个数列均除以该数列的第一个数，记为Xi′（i=1，2，3…）。

第三，在对数据进行无量纲化后分别对每个比较序列与参考序列作差，然后运用灰色关联系数计算公式：

（二）影响因素的灰色关联分析

文化产业增加值在一定程度上可以代表重庆市文化产业的发展水平，因此本模型将其作为量度指标设为模型的参考数列，而选取的11项小指标构成比较数列。然后对相关数据无量纲化处理，记为Xi′（i=0，1，…，11），并计算重庆市文化产业影响因素关联系数和关联度。最后对关联度排序。结果分别如表2、表3和表4所示。

从总体上可以看出，参考序列的各个指标与重庆市文化产业发展的关联程度很高，都超过了0.6，说明本文指标的选取是合适的，并且其对文化产业发展的影响也都是显著的。

产业发展拉动经济发展，消费需求决定生产，这就使得文化消费成为文化产业形成和发展的动力和源泉。从以上分析可以看出，重庆市城市居民消费对文化产业的发展并没有发挥很大的作用。但是截至2010年底重庆市常住人口2 884.62万，北京市和上海市分别为1 961.2万和2 302.66万，远超过了中国文化产业发展迅速的这2个直辖市，这本身就意味着其拥有一个巨大的消费市场（表5）。目前，重庆市城市居民可支配收入虽然与其他直辖市有着很大的差距，但是在文化消费方面已经取得了进步。

从表5可以看出，由于重庆市城市居民可支配收入及相应的消费支出都较低，重庆市城市居民从2006年至2010年文化消费支出总量上也都低于北京和上海这2个直辖市，但是文化娱乐服务支出占消费支出总额的比重增加额的均值却高于文化产业发展迅速的北京市，这在一定程度上也反映了重庆市文化消费的潜力还是巨大的，这也为重庆市文化产业发展提供了一个稳定的市场支撑。

四、结论

企业每年的研发经费投入、政府每年的研发经费投入、文化机构数与文化产业增加值的关联度排在了前四位，且都超过了0.8。这说明产业环境、政府政策以及社会文化环境与文化产业的发展最为密切，也意味着它们是目前提高重庆市文化产业发展水平的重要因素。

而重庆市文化产业从业人员、城市人均文化娱乐服务支出、城市居民人均可支配收入、财政收入占地区生产总值的比重、普通高等学校在校学生数等是关联度相对较低的因素。其中城市人均文化娱乐服务支出和城市居民人均可支配收入是关联度分别排在了第七和第八，这反映出目前重庆市文化产业的发展还不是主要依靠居民自身对文化消费的需求带动的，这可能与当地居民的消费观念和消费结构有关。同样发现文化产业从业人员的关联度位于第六，尤其是普通高校在校学生与文化产业增加值的关联度排在了倒数第二，这在一定程度上也反映了人力资源要素在文化产业发展中发挥的作用也不大，其发展更多的是依赖文化产业主体――企业以及政府政策的推动。

消费作为产业发展的源泉，虽然重庆市城市居民在文化消费方面与文化产业发展迅速的北京和上海这2个直辖市存在较大的差距，但是重庆市近年来文化娱乐服务消费占消费支出比重的平均增加额却超过了北京市，加上重庆市2 884.62万庞大的常住人口，这说明了重庆市文化产业有着发展潜力和巨大的消费需求市场，消费将来能为重庆市文化产业的发展提供足够的动力支持。

五、对策建议

通过上述分析结果并结合其发展现状，要实现重庆文化产业更好更快地发展，就必须充分调动各个影响文化产业发展的因素。对此可从以下几个方面进行加强。

第一，支持和培养文化企业。产业环境对重庆市文化产业发展起着非常重要的作用，而企业作为文化产业的主体，企业的发展水平直接影响着整个产业的发展形势。对于文化产业而言，要努力整合有活力有潜力的大规模文化企业，形成文化产业发展的新格局。进一步完善对企业的科技创新激励机制，鼓励企业加大研发投入，同时为企业营造良好的创新环境，只有不断创新，提高文化产品的科技含量，才能在竞争中处于有利地位。

第二，加大对文化产业的扶持力度。努力培育良好的社会文化环境，整合各种文化资源，将其与经济相融合，并且完善当地文化基础设施建设，充分开发利用丰富深厚的历史文化资源，使其转化为文化资本，从而将其打造为文化产业品牌。同时也要继续加大研发经费投入，对文化产业的主体提供优惠政策和营造公平、开放、自由的竞争环境，包括软环境和硬环境两方面，为其发展释放更广阔的空间，从而刺激企业不断创新。

第三，引导居民文化消费意识。重庆市人均文化娱乐服务支出处于相对较低的水平，向文化产业的发展与消费息息相关。这意味着需要引导居民增强文化消费意识，提升消费水平。通过对消费者进行有效的引导以及提供健康和谐的文化消费环境，使更多居民参与文化消费很有必要。

第四，加强文化产业人才的吸收和培养。人才是文化产业发展的关键，而当前重庆市人才资源发挥的作用相对不大，因此要努力开发人力资源，积极引进和培育优秀的文化产业人才，并支持高校、科研院所与企业合作，推进产学研一体化，以及采取一系列有力的优惠政策吸引文化产业人才，全面加快重庆市文化产业的发展。

第五，优化文化产业结构。扩大层和相关层的比重，形成传统文化产业带动新兴文化产业，新兴文化产业又推动传统文化产业发展的互动局面。因为文化产业核心层发展相对成熟，增值业务的开发和增长空间比较有限；而以新兴文化产业为主的层以及相关层，增值业务开发空间大、市场潜力大，具有明显的优势。

参考文献：

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The Empirical Analysis of Influence Factors about the Development of Cultural Industry

WAN Lijuana，ZHANG Bianlingb

（a. School of Economics and Business Administration； b. School of Public Administration，Chongqing University，Chongqing 400044，P. R. China）

Abstract：