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

篇1

體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展綱要（1995年～2010年）中指出我國(guó)體育產(chǎn)業(yè)包括三大類別。第一為體育主體產(chǎn)業(yè)類，指發(fā)揮體育自身的經(jīng)濟(jì)功能和價(jià)值的體育經(jīng)營(yíng)活動(dòng)內(nèi)容，如對(duì)體育競(jìng)賽表演、訓(xùn)練、健身、娛樂(lè)、咨詢、培訓(xùn)等方面的經(jīng)營(yíng)；第二指為體育活動(dòng)提供服務(wù)的體育相關(guān)產(chǎn)業(yè)類，如體育器械及體育用品的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)等；第三類指體育部門開(kāi)展的旨在補(bǔ)助體育事業(yè)發(fā)展的其他各類產(chǎn)業(yè)活動(dòng)。根據(jù)以上可以得知體育消費(fèi)是指人們參與體育活動(dòng)與觀賞運(yùn)動(dòng)競(jìng)賽而對(duì)消費(fèi)資料的使用與消耗。從狹義上講即是直接的體育消費(fèi)是指參與體育活動(dòng)與觀賞運(yùn)動(dòng)競(jìng)賽過(guò)程中對(duì)體育服務(wù)產(chǎn)品及與體育消費(fèi)直接有關(guān)的實(shí)物產(chǎn)品、精神產(chǎn)品的消費(fèi)。廣義的體育消費(fèi)指一切與體育活動(dòng)有關(guān)系（聯(lián)系）的個(gè)人消費(fèi)行為。比如在觀看體育比賽過(guò)程中購(gòu)買飲料，去外地觀看體育比賽的交通費(fèi)、食宿費(fèi)等等。歸納為兩點(diǎn)就是實(shí)物消費(fèi)和精神消費(fèi)兩大類。

1.實(shí)物消費(fèi)

我國(guó)居民的體育消費(fèi)中主要以實(shí)物消費(fèi)為主，主要有運(yùn)動(dòng)服裝鞋帽、健身器材設(shè)備、體育書(shū)刊雜志、食品飲料等。經(jīng)調(diào)查表明以運(yùn)動(dòng)服裝鞋帽等體育實(shí)物消費(fèi)資料的比重占體育消費(fèi)支出的81.5％，而用于觀看比賽，參加娛樂(lè)活動(dòng)的勞務(wù)性消費(fèi)比重僅占體育消費(fèi)支出的10％左右，體育書(shū)刊磁帶占7.1％；其他消費(fèi)品占2.4％。運(yùn)動(dòng)服裝鞋帽等體育實(shí)物消費(fèi)占到這么大的比重主要還是人們的消費(fèi)心理沒(méi)有改變，因?yàn)榇蟛糠秩说慕?jīng)濟(jì)水平?jīng)Q定了他們的消費(fèi)結(jié)構(gòu)還沒(méi)有脫離傳統(tǒng)，運(yùn)動(dòng)服裝鞋帽兼具運(yùn)動(dòng)和日常穿著，是生活中的必需品。人們?cè)谶M(jìn)行體育消費(fèi)的同時(shí)首先想到的就是對(duì)生活的改變，所以這種比例分成也就正好表明了現(xiàn)在我國(guó)居民體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)層次。停留在外表上的消費(fèi)，因?yàn)槿ベI這種運(yùn)動(dòng)服裝鞋帽的人民未必會(huì)投入到真正的體育運(yùn)動(dòng)或鍛煉中，那后續(xù)的一些帶動(dòng)消費(fèi)就不存在。其次就是少數(shù)人購(gòu)買小型的健身器材，為什么會(huì)選擇這些小型健身器材，是因?yàn)檫@些器材占用地方小，人們?cè)诩抑芯涂梢赃M(jìn)行鍛煉，達(dá)到健身的目的，而省去了一些去場(chǎng)館的費(fèi)用。當(dāng)然后者會(huì)比前者在體育消費(fèi)上面的力度大。但是這些都只是前段消費(fèi)層次。

2.精神消費(fèi)

體育消費(fèi)中的精神消費(fèi)支出主要是指：觀看體育比賽、表演、展覽，體育文化資訊等，2008年北京奧運(yùn)會(huì)的勝利召開(kāi)，足以體現(xiàn)人民觀賞體育賽事的熱情，因?yàn)橐酝覀儗?duì)于體育運(yùn)動(dòng)盛會(huì)的認(rèn)識(shí)大部分人還是健身，為國(guó)爭(zhēng)光的一種理念，但是通過(guò)這次的召開(kāi)，人們發(fā)現(xiàn)了體育運(yùn)動(dòng)中給人們帶來(lái)的不光是健身，為國(guó)爭(zhēng)光，還有一種協(xié)作、高興、放松的心情。這類消費(fèi)相對(duì)實(shí)物消費(fèi)而言層次較高，在物質(zhì)生活水平日益提高的情況下，人們會(huì)追求精神享受，這類消費(fèi)的增長(zhǎng)于是發(fā)展比較快，在廣州，人們用在觀看體育消費(fèi)占整個(gè)體育消費(fèi)支出的12.4%。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，運(yùn)動(dòng)水平的提高，觀賞型消費(fèi)支出會(huì)增大。

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

二、影響體育消費(fèi)的因素分析

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

1.收入水平直接影響著人們對(duì)體育消費(fèi)的投入

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

我國(guó)體育場(chǎng)館和設(shè)施數(shù)量少，20世紀(jì)90年代初期，國(guó)家規(guī)定單位的體育場(chǎng)所要向社會(huì)開(kāi)放，雖然這個(gè)規(guī)定給人們的健身提供了很多方便，但是，因?yàn)檫@些體育場(chǎng)所歸各單位管理，場(chǎng)館的管理維護(hù)、運(yùn)轉(zhuǎn)等投入由各單位負(fù)擔(dān)，所以，為了場(chǎng)館能正常運(yùn)營(yíng)，場(chǎng)館的管理者就必須考慮到利益和效益，健身的價(jià)格又不能定得過(guò)高，會(huì)對(duì)人們的健身活動(dòng)有影響，又不能解決場(chǎng)館的日常開(kāi)銷問(wèn)題，所以，有的場(chǎng)館出租場(chǎng)地經(jīng)營(yíng)非健身項(xiàng)目以達(dá)到收支平衡，實(shí)際上用于健身的場(chǎng)地縮小了。現(xiàn)在我國(guó)在場(chǎng)館建設(shè)和管理方面也加大了投入力度，在大的城市和地區(qū)設(shè)立比較大的健身中心和文體娛樂(lè)中心，從而彌補(bǔ)一些體育場(chǎng)館不足的問(wèn)題。那么，隨著體育產(chǎn)業(yè)的不斷發(fā)展，以及經(jīng)營(yíng)觀念和經(jīng)營(yíng)模式的轉(zhuǎn)變，體育消費(fèi)市場(chǎng)存在著的問(wèn)題會(huì)逐漸得到改善。

3.傳統(tǒng)消費(fèi)觀念的根本改變及對(duì)體育功能的重新認(rèn)識(shí)

長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)一直把體育當(dāng)做社會(huì)主義的一項(xiàng)福利事業(yè)來(lái)認(rèn)識(shí)，體育與文化、教育、衛(wèi)生等都屬于上層建筑的范疇，受國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平所制約，體育的發(fā)展主要依靠國(guó)家財(cái)政撥款，而對(duì)于體育本身的經(jīng)濟(jì)功能，即：體育的產(chǎn)業(yè)性質(zhì)缺乏足夠的認(rèn)識(shí)。這種體制帶來(lái)但就是們對(duì)體育的認(rèn)識(shí)始終局限在鍛煉身體、培養(yǎng)意志、為國(guó)爭(zhēng)光的觀念中，而體育運(yùn)動(dòng),以及賽事中的娛樂(lè)性沒(méi)有體現(xiàn)。隨著人們生活水平的提高，對(duì)精神生活追求的日益迫切，在體育消費(fèi)過(guò)程所帶來(lái)的快樂(lè)、成功與協(xié)作的感受會(huì)對(duì)人們傳統(tǒng)的消費(fèi)結(jié)構(gòu)造成一定的沖擊。體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)以實(shí)物消費(fèi)資料為主逐漸轉(zhuǎn)向體育賽事及資訊等無(wú)形消費(fèi)。

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

三、總結(jié)

篇2

 

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，城鎮(zhèn)居民的收入不斷增加，我國(guó)各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出強(qiáng)勁增長(zhǎng)，消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)生了巨大的變化。但是，由于各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡及原有經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的差異，各地區(qū)的消費(fèi)結(jié)構(gòu)仍存在著明顯差別。為了進(jìn)一步改善消費(fèi)結(jié)構(gòu)，正確引導(dǎo)消費(fèi)，提高我國(guó)城市居民的消費(fèi)水平和生活質(zhì)量，有必要對(duì)各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)之間的異同進(jìn)行考察與比較，以期發(fā)現(xiàn)特點(diǎn)和規(guī)律，從宏觀上把握各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)現(xiàn)狀和不同地區(qū)消費(fèi)水平的差異，為提高我國(guó)各地區(qū)消費(fèi)水平提供決策依據(jù)。

一、對(duì)地區(qū)消費(fèi)水平的差異的分析方法

1 因子分析模型的建立

因子分析模型是根據(jù)變量間的相關(guān)性大小，把變量分組畢業(yè)論文怎么寫，利用同組內(nèi)的變量之間相關(guān)性較高而不同組的變量之間相關(guān)性較低，每組變量代表一個(gè)基本結(jié)構(gòu)，這個(gè)基本結(jié)構(gòu)稱為公共因子。因子分析的出發(fā)點(diǎn)是用較少的相互獨(dú)立的因子變量來(lái)代替原來(lái)變量的大部分信息，可以由下面的數(shù)學(xué)模型來(lái)表示[[1]]：

其中：，，，…，為p個(gè)原有變量，是均值為0、標(biāo)準(zhǔn)差為1 的標(biāo)準(zhǔn)化變量；，，，…，為m個(gè)因子變量，m 小于p，表示成矩陣形式為

，

其中：F因子變量或公共因子，可以將它們理解為在高維空間中互相垂直的m個(gè)坐標(biāo)軸；為特殊因子；F 與均為不可觀測(cè)的隨機(jī)變量。 A為因子載荷矩陣，稱為因子載荷，是第i個(gè)原有變量對(duì)第j個(gè)因子上的載荷系數(shù)。在模型中，特殊因子表示了原有變量不能被因子變量所解釋的部分，相當(dāng)于多元回歸分析中的殘差，被定義為彼此不相關(guān)且與公因子也不相關(guān)。

2 實(shí)證分析

居民消費(fèi)水平是指居民在物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的消費(fèi)過(guò)程中，對(duì)滿足人們生存、發(fā)展和享受需要方面所達(dá)到的程度。它主要通過(guò)消費(fèi)的物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量來(lái)反映。

在各種消費(fèi)指標(biāo)中，消費(fèi)結(jié)構(gòu)指標(biāo)最能夠體現(xiàn)出各地區(qū)間的消費(fèi)水平差異，本文引用我國(guó)常用的消費(fèi)資料支出分類方法，將各地區(qū)城市居民人均生活費(fèi)支出分為8個(gè)部分，相應(yīng)的指標(biāo)分別用X1～X8表示 。其中X1（食品）、X2（衣著）、X3（居?。4（家庭設(shè)備用品和服務(wù)）、X5（醫(yī)療保?。?、X6（交通和通訊）、X7（娛樂(lè)教育文化服務(wù)）、X8（其他商品與服務(wù)），單位：元

2.1 因子分析

2. 1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)取自各地區(qū)域城鎮(zhèn)居民家庭平均每人全年消費(fèi)性支出(2009年)，來(lái)自2010年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒[[2]]。具體表格略論文開(kāi)題報(bào)告范文。

2.1.2因子分析的過(guò)程

由于多個(gè)變量使用的量綱可能各不相同或者變量間的數(shù)值大小相差很大，因此， 首先將初始變量標(biāo)準(zhǔn)化，把原變量數(shù)列化為均值為0，方差為1的數(shù)列。標(biāo)準(zhǔn)化后全國(guó)31個(gè)省市作為樣本，將上述X1～X8八項(xiàng)支出指標(biāo)作為變量，得到原始數(shù)據(jù)陣。首先判斷數(shù)據(jù)變量是否適合進(jìn)行因子分析，算出樣本相關(guān)系數(shù)陣為：

表1：樣本相關(guān)系數(shù)陣

由上述矩陣發(fā)現(xiàn)8個(gè)消費(fèi)要素間的相關(guān)系數(shù)大部分均大于0.3，適合做因子分析。

再進(jìn)行KMO統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，作為比較變量間簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)的指標(biāo)，數(shù)學(xué)定義為，其中是變量與其他變量的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)，是變量與變量在控制了剩余變量下的偏相關(guān)系數(shù)。

Kaiser給出了常用的KMO度量標(biāo)準(zhǔn)： 0.9以上表示非常適合；0.8表示適合；0.7表示一般；0.6表示不太適合；0.5以下表示極不適合。

計(jì)算結(jié)果如下：

表2

并且通過(guò)巴特利特球體檢驗(yàn)(P=0.000＜0.05)，表明說(shuō)明原有的8個(gè)變量具有很強(qiáng)的相關(guān)性，它們反映的消費(fèi)要素有很大重疊畢業(yè)論文怎么寫，可以做因子分析。

利用SPSS計(jì)算后得到主成分的碎石圖，分析發(fā)現(xiàn)提取2個(gè)主因子比較合適。

利用主因子分析法提取2個(gè)主因子，用最大方差旋轉(zhuǎn)進(jìn)行簡(jiǎn)化，得到因子載荷矩陣（見(jiàn)下表），它代表變量和公因子的相關(guān)系數(shù)：

表3

由表1 載荷矩陣可得出以下結(jié)論：

（1）第1 主成分，為主要消費(fèi)因子，在食品、居住、交通和通訊、家庭設(shè)備用品、服務(wù)娛樂(lè)教育文化服務(wù)和其他商品與服務(wù)6個(gè)方面有較大的載荷，即該因子綜合反映了這6個(gè)方面的變動(dòng)趨勢(shì)。 因此第1 主因子可以視為代表各地區(qū)城市居民在這6個(gè)方面的消費(fèi)指標(biāo)，可命名為生活必需型因素。

（2）第2 主成分，為次要消費(fèi)因子，在衣著、醫(yī)療保健有較大的載荷，所以第2 主因子可視為各地區(qū)城市居民在這2方面的消費(fèi)指標(biāo)，可命名為生存型因素。如受此影響的地區(qū)多為北方省市，可分析為氣候因素的影響。

從二維的旋轉(zhuǎn)空間的成分圖可以明顯的看到各個(gè)消費(fèi)要素間的類屬關(guān)系，可以看到主消費(fèi)因子和次消費(fèi)因子非?？拷鼉蓚€(gè)因子的坐標(biāo)軸，表明用兩個(gè)因子刻畫(huà)消費(fèi)要素效果非常好，信息丟失較少，達(dá)到了我們綜合消費(fèi)要素，減少解釋變量的目的，使得提前的因子含義清晰，有利于我們對(duì)消費(fèi)要素進(jìn)行歸類進(jìn)行分析解釋：

表4

2個(gè)因子能解釋的方差分別為5.640（70.494 ％），1.155（14.440 ％），因此這2個(gè)主因子能說(shuō)明總情況的84.935％。8個(gè)變量標(biāo)準(zhǔn)化后（不受各變量的不同量綱的影響），最后各變量X1～X8相對(duì)應(yīng)的共性值之和分別為0.916，0.854，0.744，0.783，0.843，0.892，0.926，0.835，除居住外均大于0.75，所以這些變量對(duì)各地區(qū)城市居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的分析具有很強(qiáng)的說(shuō)服力。

根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)，分別計(jì)算各地區(qū)城市主要、次要消費(fèi)因子得分，以各因子方差貢獻(xiàn)率作權(quán)重進(jìn)行加權(quán)匯總，得出各地區(qū)居民消費(fèi)水平綜合評(píng)價(jià)得分并排名，表中因子得分情況及其正負(fù)僅表示該省市與平均水平的相對(duì)位置，并不說(shuō)明該省市的居民消費(fèi)發(fā)展水平為負(fù)。

綜合評(píng)價(jià)排名V=0.704 * F1+0.144 * F2

2.1.2.1我國(guó)區(qū)域居民消費(fèi)水平排序及解釋（由于篇幅限制，在這里只列取前10位）

表5：全國(guó)各省市居民消費(fèi)因子得分及排名表

 

地區(qū)

F得分

F1排名

F2得分

F2排名

綜合得分

綜合排名

上海

3.34231

1

0.44751

7

2.42

1

 

廣東

2.23941

2

-0.75061

9

1.47

2

 

北京

1.32859

4

2.06475

1

1.23

3

 

浙江

1.35439

3

0.58846

6

1.04

4

 

福建

1.13345

5

-0.98121

10

0.66

5

 

天津

0.69190

6

1.05934

2

0.64

6

 

江蘇

0.59168

7

-0.05948

8

0.41

7

 

遼寧

-0.02806

8

0.61654

5

0.07

8

 

山東

-0.17779

9

0.84007

4

0.00

9

 

重慶

-0.19444

10

0.88520

3

篇3

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

引言

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

雖然海南農(nóng)村居民收入有所提高，但是增長(zhǎng)速度緩慢，農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境改善緩慢，農(nóng)村消費(fèi)水平難有提高。我國(guó)農(nóng)村的消費(fèi)市場(chǎng)具有很大的潛力，因此一個(gè)很重要的問(wèn)題是如何去挖掘農(nóng)村的消費(fèi)潛力。分析海南省農(nóng)村居民消費(fèi)水平的主要影響因素，對(duì)于提高海南省農(nóng)村居民消費(fèi)水平，促進(jìn)海南省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有重要意義。

一、建立模型

1.模型估計(jì)

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

由數(shù)據(jù)分析，建立模型：

Yt=β0+β1X1+β2X2+μt

β0為沒(méi)有任何因素影響下農(nóng)村居民的消費(fèi)水平；β1為農(nóng)村居民家庭人均純收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響；β2為商品零售價(jià)格指數(shù)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響；μt是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

根據(jù)以上數(shù)據(jù)，估計(jì)結(jié)果以下：

Yt=1387.978+0.793391 X1C13.14005X2

（704.3340） （0.024215） （6.597850）

t=（1.970625） （32.76379） （-1.991566）

R2=0.984346 Adjusted R-squared=0.982607

F=565.9392 DW=0.698484

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

參數(shù)β1=0.793391，β2=-13.14005，而且0

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

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

2.計(jì)量經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)

（1）多重共線性的檢驗(yàn)

令Y分別對(duì)X1、X2做回歸

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

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

（2）異方差檢驗(yàn)

對(duì)模型進(jìn)行White檢驗(yàn)

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

（3）自相關(guān)檢驗(yàn)

由上得DW=0.698484，若給定α=0.05，查表得DW檢驗(yàn)臨界值dL=1.125、du=1.538，因?yàn)閐u

二、結(jié)論

通過(guò)模型說(shuō)明了農(nóng)村居民家庭人均收入對(duì)消費(fèi)水平有很大的影響，因此提高消費(fèi)水平的重要手段就是要增加農(nóng)村居民的收入。商品零售價(jià)格指數(shù)對(duì)于消費(fèi)水平來(lái)說(shuō)也有一定的影響，但它受到通貨膨脹率以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等因素的影響。

參考文獻(xiàn)：

[1]國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒.

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

[3]肖毅.石海峰.海南省農(nóng)村居民消費(fèi)需求影響因素分析.

[4]龐浩.《計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)》.科學(xué)出版社..

篇4

 

一．引言

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

二．樣本數(shù)據(jù)

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

圖1 lnYt和lnCt 走勢(shì)圖圖2 lnYt和lnCt 走勢(shì)圖

三．實(shí)證分析

（一）平穩(wěn)---單位根檢驗(yàn)

從原始序列變量圖，可直觀看出其不平穩(wěn)的態(tài)勢(shì)。時(shí)間序列計(jì)量分析需要樣本是平穩(wěn)的單位根過(guò)程，否則就存在“偽回歸”問(wèn)題。對(duì)兩者進(jìn)行一階差分后, lnYt 和lnCt 相應(yīng)序列圖如圖2 所示。由圖看出,經(jīng)過(guò)一階差分后,兩者圖形漸趨平穩(wěn)。進(jìn)一步對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以確定其是否為I（1）過(guò)程。單位根檢驗(yàn)采用ADF檢驗(yàn)法，單位根檢驗(yàn)最佳滯后階數(shù)按照AIC（Akaike Information Criterion）準(zhǔn)則確定，AIC值越小，則滯后階數(shù)越佳。ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 lnYtt、lnCt 及其一階差分的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

 

變量

檢驗(yàn)形式（c,t,*)

ADF值

5%臨界值

結(jié)論

lnYt

(c,t,1)

-3.07131

-3.574244

不平穩(wěn)

lnCt

(c,t,1)

-2.972389

-3.574244

不平穩(wěn)

lnYt

(c,0,1)

-4.561073

-2.967767

平穩(wěn)

lnCt

(c,0,1)

篇5

2我國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的縱向分析

進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái),隨著經(jīng)濟(jì)體制改革的深入,國(guó)民經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展,我國(guó)城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)水平顯著提高,居民的各項(xiàng)支出顯著增加。隨著消費(fèi)水平的提高,我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)從注重量的滿足到追求質(zhì)的提高,從以衣食消費(fèi)為主的生存型到追求生活質(zhì)量的享受型、發(fā)展型,消費(fèi)質(zhì)量和消費(fèi)結(jié)構(gòu)都發(fā)生了明顯的變化。城鎮(zhèn)居民在食品、衣著、家庭設(shè)備用品三項(xiàng)支出在消費(fèi)支出中的比重呈現(xiàn)明顯的下降趨勢(shì),其中食品類支出比重降幅最大,達(dá)15個(gè)百分點(diǎn);衣著類下降4個(gè)百分點(diǎn);家庭設(shè)備用品類下降幅度不是很大。與此同時(shí),醫(yī)療保健、交通通訊、文化娛樂(lè)教育服務(wù)、居住及雜項(xiàng)商品支出在消費(fèi)支出中的比例均有上升,富裕階段的消費(fèi)特征開(kāi)始顯現(xiàn)。3我國(guó)居民消費(fèi)變化的趨勢(shì)特點(diǎn)

(1)居民收入迅速增長(zhǎng),消費(fèi)水平大幅度提高,消費(fèi)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)明顯的富裕型特征消費(fèi)是收入的函數(shù),收入的增加是消費(fèi)水平提高和消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化的前提。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,我國(guó)居民的收入水平不斷提高,特別是21世紀(jì)以來(lái),我國(guó)居民的收入水平迅速提高。伴隨著收入水平的提高,城鄉(xiāng)居民各項(xiàng)支出全面增加,消費(fèi)性支出大幅度增長(zhǎng)。2005年,我國(guó)城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出分別為6510.94元和1943.30元,是1994年的3.9倍和2.5倍。今后5—10年以至更長(zhǎng)時(shí)間,我國(guó)經(jīng)濟(jì)保持一個(gè)較高的增長(zhǎng)速度是完全可能的,城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)水平將大幅度提高。

(2)消費(fèi)能級(jí)不斷提高,消費(fèi)內(nèi)容日益豐富,住房與轎車消費(fèi)同時(shí)升溫,可望提前成為消費(fèi)熱點(diǎn)在消費(fèi)水平提高和消費(fèi)結(jié)構(gòu)改善的同時(shí),城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)能級(jí)不斷提高。

(3)以教育為龍頭的娛樂(lè)教育文化服務(wù)類消費(fèi)繼續(xù)攀升隨著人們對(duì)知識(shí)認(rèn)知程度的提高和自我完善意識(shí)的增強(qiáng),對(duì)教育的投入仍會(huì)保持增長(zhǎng)。目前從子女教育在人們儲(chǔ)蓄目的位居前列的情況看,對(duì)教育及教育產(chǎn)品的投入仍是今后一個(gè)時(shí)期的消費(fèi)熱點(diǎn)。大力發(fā)展教育事業(yè),特別是高等教育、成人教育、職業(yè)教育應(yīng)是政府長(zhǎng)期堅(jiān)持和倡導(dǎo)的。

4我國(guó)大部分地區(qū)居民消費(fèi)水平偏低的原因及解決方法與策略

(1)居民消費(fèi)率分析:居民消費(fèi)率是指在一定時(shí)期內(nèi)一國(guó)(或地區(qū))居民消費(fèi)部分占GDP的比重。改革開(kāi)放以來(lái)的30年中我國(guó)居民消費(fèi)率的變化大體上可以分為五個(gè)階段:第一個(gè)階段是1978-1981年,這一階段居民消費(fèi)率直線上升,并在1981年達(dá)到了改革開(kāi)放以來(lái)的最高點(diǎn)(53.1%)。第二個(gè)階段是1982-1989年,這8年中居民消費(fèi)率出現(xiàn)過(guò)幾次小幅波動(dòng),但基本上比較穩(wěn)定。第三個(gè)階段是1990-1994年,居民消費(fèi)率持續(xù)下降。第四個(gè)階段是1995-2000年,在此期間,除了1997年居民消費(fèi)率出現(xiàn)了小幅下降以外,其余年份均保持上升趨勢(shì),但是上升幅度相當(dāng)小,只有1.9個(gè)百分點(diǎn)。第五個(gè)階段是2001-2005年,居民消費(fèi)率直線下降,并且在2005年達(dá)到了歷史最低點(diǎn)(38.2%)。

(2)居民消費(fèi)占最終消費(fèi)的比重:改革開(kāi)放以來(lái)的1978年到2005年期間,我國(guó)最終消費(fèi)中居民消費(fèi)所占的比重雖然出現(xiàn)過(guò)波動(dòng),但是整體上保持穩(wěn)定。值得注意的是2004年居民消費(fèi)的比重直線下降。改革開(kāi)放以來(lái),我國(guó)居民消費(fèi)占最終消費(fèi)的比重最高只有81.5%,而且大多數(shù)年份不到80%,尤其是2004和2005兩年居民消費(fèi)的比重更是降到了73.3%。國(guó)外經(jīng)驗(yàn)表明,居民消費(fèi)占最終消費(fèi)的比重一般不低于80%。這也從另一個(gè)方面反映出我國(guó)居民消費(fèi)率偏低的事實(shí)。

(3)最終消費(fèi)率分析:最終消費(fèi)率是指在一定時(shí)期內(nèi)(通常為一年或一個(gè)季度)一國(guó)(或地區(qū))最終消費(fèi)占GDP的比重。改革開(kāi)放以來(lái)的28年中我國(guó)最終消費(fèi)率的變化大致上可以分為四個(gè)階段:第一個(gè)階段是1978-2005年,居民消費(fèi)率直線上升,并在1981年達(dá)到了改革開(kāi)放以來(lái)的最高點(diǎn)(67.5%)。第二個(gè)階段是1982-1994年,除了在1985、1988和1989這三年有小幅回升外,其余年份均在下降。第三個(gè)階段是1995-2000年,除了1997年最終消費(fèi)率出現(xiàn)了小幅下降以外,其余年份均保持上升趨勢(shì),但是在整個(gè)階段中,最終居民消費(fèi)率上升的幅度并不是很大,只有3.6個(gè)百分點(diǎn)。第四個(gè)階段是2001-2005年,居民消費(fèi)率直線下降,并且在2005年達(dá)到了歷史最低點(diǎn)(52.1%)。與我國(guó)處在相同發(fā)展階段的一些國(guó)家的最終消費(fèi)率一般均在80%以上,但是我國(guó)的最終消費(fèi)率在2003年卻只有55.4%。

以上分析顯示,1978年以來(lái)的任何一個(gè)時(shí)期,我國(guó)的居民消費(fèi)率和最終消費(fèi)率都明顯偏低,尤其是2001年以來(lái)尤甚,這表明我國(guó)當(dāng)前消費(fèi)不足明顯存在。

論文關(guān)鍵詞:消費(fèi)結(jié)構(gòu);消費(fèi)趨勢(shì);因子分析;聚類分析

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中圖分類號(hào)：F323.8 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

1 消費(fèi)支出增長(zhǎng)加快

據(jù)江蘇省統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站2011年12月14日公布的數(shù)據(jù)顯示，江蘇農(nóng)民消費(fèi)支出2010年人均達(dá)6543元，比2001年翻了一番多，年均增幅10.8%。社會(huì)消費(fèi)品零售總額也能說(shuō)明農(nóng)民消費(fèi)水平的提高。2010年，江蘇社會(huì)消費(fèi)品零售總額中鄉(xiāng)村地區(qū)實(shí)現(xiàn)1516.79億元，比2000年增長(zhǎng)了85.2%，反映最近10a來(lái)鄉(xiāng)村地區(qū)的消費(fèi)需求呈增長(zhǎng)趨勢(shì)。

2 收入水平對(duì)消費(fèi)的影響

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

3 收入分配差距對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響

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

4 消費(fèi)結(jié)構(gòu)逐漸轉(zhuǎn)型

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

5 農(nóng)村社會(huì)保障機(jī)制不健全

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

6 農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境較差

主要表現(xiàn)在：

6.1 鄉(xiāng)村道路建設(shè)問(wèn)題突出

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

6.2 我國(guó)當(dāng)前電視廣播

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

6.3 因缺乏對(duì)消費(fèi)品質(zhì)量的有效監(jiān)督

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

7 消費(fèi)水平總體偏低

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

8 消費(fèi)心理因素對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響

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

9 財(cái)政與金融市場(chǎng)的支持力度對(duì)農(nóng)民消費(fèi)需求的影響

近幾年，國(guó)家財(cái)政、金融在支持農(nóng)村消費(fèi)上做了很多工作，但相對(duì)于對(duì)城市消費(fèi)的支持，還是很小的。就金融信貸來(lái)說(shuō)，一來(lái)因農(nóng)民金融信貸觀念相對(duì)落后，在生產(chǎn)生活消費(fèi)時(shí)，如自有資金不足，大多數(shù)選擇向親戚朋友等個(gè)人借款，甚至向不法高利貸者借貸。其次是銀行等金融機(jī)構(gòu)不太愿意向回報(bào)率較低、風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較大的農(nóng)村或農(nóng)民貸款。另外，宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境、就業(yè)機(jī)會(huì)等因素同樣會(huì)對(duì)農(nóng)村消費(fèi)產(chǎn)生作用，或?qū)⒊蔀橹萍s消費(fèi)需求的阻力。

篇7

隨著國(guó)民經(jīng)濟(jì)體制的不斷改革和經(jīng)濟(jì)水平的不斷提高，我國(guó)消費(fèi)市場(chǎng)規(guī)模日趨擴(kuò)大，城鎮(zhèn)和農(nóng)村的消費(fèi)經(jīng)濟(jì)都得到了一定發(fā)展。消費(fèi)市場(chǎng)必然涉及商品流通，而流通業(yè)作為生產(chǎn)和消費(fèi)的橋梁和紐帶，無(wú)疑是引導(dǎo)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的先導(dǎo)力量。我國(guó)各級(jí)政府也越來(lái)越重視流通業(yè)的發(fā)展，充分認(rèn)識(shí)到流通業(yè)增長(zhǎng)對(duì)拉動(dòng)內(nèi)需的重要作用。“十”明確指出，流通發(fā)展能夠?qū)崿F(xiàn)消費(fèi)、引導(dǎo)消費(fèi)和創(chuàng)造消費(fèi)，要把發(fā)展現(xiàn)代流通業(yè)作為現(xiàn)階段擴(kuò)大國(guó)內(nèi)消費(fèi)市場(chǎng)的一個(gè)重要抓手。部分地區(qū)以“滿意消費(fèi)惠萬(wàn)家”活動(dòng)貫徹落實(shí)“十”精神，不斷推進(jìn)流通業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。

學(xué)者們采用不同方法實(shí)證檢驗(yàn)流通業(yè)增長(zhǎng)對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的影響，如李駿陽(yáng)、包偉、夏禹鋮（2011）采用偏最小二乘法檢驗(yàn)了我國(guó)流通業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，丁凡凡（2012）則運(yùn)用協(xié)整、因果檢驗(yàn)、回歸分析等一系列計(jì)量方法檢驗(yàn)了我國(guó)流通業(yè)發(fā)展與居民消費(fèi)的關(guān)系。但縱觀研究發(fā)現(xiàn)，大部分學(xué)者的研究以流通業(yè)對(duì)居民消費(fèi)的影響系數(shù)固定為前提，能夠分析流通業(yè)對(duì)居民消費(fèi)動(dòng)態(tài)影響的文獻(xiàn)非常罕見(jiàn)。本文實(shí)證分析流通業(yè)增長(zhǎng)對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)影響。同時(shí)，考慮到我國(guó)二元經(jīng)濟(jì)的發(fā)展模式依然存在，故分城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個(gè)層面分別進(jìn)行探討。

研究方法、變量選取及數(shù)據(jù)處理

（一）研究方法

為了定量研究流通業(yè)增長(zhǎng)對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)影響，本文采用Akaike在1976年提出的狀態(tài)空間模型進(jìn)行實(shí)證。狀態(tài)空間模型屬于動(dòng)態(tài)時(shí)域模型，是一類將隱含的時(shí)間作為自變量的計(jì)量模型，它多用于多變量時(shí)間序列的估計(jì)和預(yù)測(cè)。狀態(tài)空間模型包括兩個(gè)參數(shù)方程，分別為量測(cè)方程（measurement equation）和狀態(tài)方程（state equation）。設(shè)yt表示含有k個(gè)變量的k維向量，該變量向量與m維的狀態(tài)向量αt存在相關(guān)性，該狀態(tài)空間模型可寫為：

（1）

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

（2）

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

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

yt = xtβt + zt γ+ ut （3）

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

βt = φ βt-1 + εt （4）

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

（5）

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

（二）變量選取及數(shù)據(jù)處理

本文采用1996-2011我國(guó)城鎮(zhèn)和農(nóng)村的時(shí)間序列數(shù)據(jù)作為研究樣本，對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個(gè)層面分別進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。對(duì)各變量的選取及數(shù)據(jù)來(lái)源作如下說(shuō)明：

1.被解釋變量：消費(fèi)水平?；跀?shù)據(jù)的可獲得性，本文選取居民人均消費(fèi)支出水平作為消費(fèi)水平的指標(biāo)，其中，以城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出作為城鎮(zhèn)層面的被解釋變量，數(shù)據(jù)來(lái)源于1997-2012年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；以農(nóng)村居民人均生活消費(fèi)支出作為農(nóng)村層面的被解釋變量，數(shù)據(jù)來(lái)源于1997-2012年《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。

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

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

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

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

流通業(yè)增長(zhǎng)對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)動(dòng)態(tài)影響的實(shí)證分析

（一）城鎮(zhèn)層面

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

量測(cè)方程：

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

狀態(tài)方程：

α1，t=α1，t-1+ε1，t

α2，t=α2，t-1 +ε2，t （6）

α3，t=α3，t-1+ε3，t

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

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

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

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

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

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

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

（二）農(nóng)村層面

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

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

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

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

綜上所述，本文利用狀態(tài)空間模型的框架，實(shí)證檢驗(yàn)了我國(guó)城鎮(zhèn)和農(nóng)村流通業(yè)增長(zhǎng)對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)影響。綜合實(shí)證結(jié)果得到結(jié)論如下：城鎮(zhèn)和農(nóng)村流通業(yè)發(fā)展對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的影響均存在時(shí)變特征；城鎮(zhèn)、農(nóng)村消費(fèi)零售規(guī)模對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的影響均存在明顯波動(dòng)，且波動(dòng)特征類似；城鎮(zhèn)、農(nóng)村流通業(yè)勞動(dòng)規(guī)模對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的影響存在明顯不同的變化特征，其中城鎮(zhèn)為波動(dòng)上升趨勢(shì)，農(nóng)村為中間波動(dòng)兩端持穩(wěn)；城鎮(zhèn)和農(nóng)村流通業(yè)資本規(guī)模對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的影響雖然存在差異，但基本同時(shí)趨于穩(wěn)定。

參考文獻(xiàn)：

1.李駿陽(yáng)，包偉，夏禹鋮.流通業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響的實(shí)證研究[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理，2011（11）

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

篇8

 

一、引言

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略取得了巨大成功，但內(nèi)需不足的結(jié)構(gòu)性失衡問(wèn)題一直未得到根本解決，尤其是廣大農(nóng)村居民消費(fèi)率明顯偏低，已成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期健康運(yùn)行的隱憂。伴隨著世界經(jīng)濟(jì)進(jìn)入后危機(jī)時(shí)代，以及中國(guó)改革向縱深推進(jìn)，問(wèn)題變得更為復(fù)雜。因此，深入研究農(nóng)村居民生活消費(fèi)的主要影響因素及其作用機(jī)制，是一個(gè)具有重要現(xiàn)實(shí)意義和豐富政策蘊(yùn)含的命題。

擴(kuò)大內(nèi)需的最大潛力在農(nóng)村。本文對(duì)傳統(tǒng)的居民消費(fèi)模型進(jìn)行修正，研究了影響我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)的因素，把國(guó)家財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的支出、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)等變量引入模型。結(jié)果顯示，農(nóng)村居民的人均純收入、財(cái)政用于農(nóng)業(yè)的支出水平對(duì)居民消費(fèi)具有顯著影響。在此基礎(chǔ)上，本文探討了擴(kuò)大農(nóng)村居民消費(fèi)需求的財(cái)稅對(duì)策。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）外文文獻(xiàn)綜述

關(guān)于居民消費(fèi)需求的研究文獻(xiàn)較多，如凱恩斯絕對(duì)收入假說(shuō)、杜森貝利提出了相對(duì)收入假說(shuō)、以莫迪利亞尼為代表的生命周期假說(shuō)和以弗里德曼為代表的持久收入假說(shuō)?；魻柕谝粋€(gè)正式把理性預(yù)期假說(shuō)和LCH／PIH結(jié)合起來(lái)，得出了不確定性下消費(fèi)者效用最大化的隨機(jī)游走模型。但Campbell和Deaton也提出了消費(fèi)的“過(guò)度平滑性”，用以說(shuō)明隨機(jī)游走假說(shuō)與實(shí)證結(jié)果之間的矛盾。隨后發(fā)展起來(lái)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄假說(shuō)和流動(dòng)性約束假說(shuō)，采用了更符合現(xiàn)實(shí)的不確定性假定來(lái)研究消費(fèi)最優(yōu)化行為。

在研究財(cái)政支出對(duì)消費(fèi)的影響方面，F(xiàn)atas和Mihov、Blanchard&Peroti采用結(jié)構(gòu)向量自回歸方法對(duì)政府財(cái)政支出與居民消費(fèi)關(guān)系做了考察，結(jié)果表明財(cái)政擴(kuò)張會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)出和居民消費(fèi)的顯著增加。

在研究預(yù)防性儲(chǔ)蓄對(duì)消費(fèi)的影響方面，哈波德認(rèn)為社會(huì)保險(xiǎn)可降低居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄，首先，因?yàn)樵诰用衩媾R大額醫(yī)療支出或收入下降的情況下，在困難時(shí)期保障的存在降低了家庭所面臨的不確定性，由此可以降低居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄。菲爾德斯坦提出養(yǎng)老社會(huì)保障對(duì)居民儲(chǔ)蓄的替代效應(yīng)和引致退休效應(yīng)。他運(yùn)用擴(kuò)展的生命周期假說(shuō)模型，考察了美國(guó)居民消費(fèi)養(yǎng)老社會(huì)保障之間的關(guān)系。

（二）中文文獻(xiàn)綜述

我國(guó)對(duì)于消費(fèi)需求的研究起步較晚，對(duì)于影響居民消費(fèi)因素的研究主要集中在以下幾個(gè)方面：一是關(guān)于居民收入對(duì)其消費(fèi)的影響。在諸多研究當(dāng)中，眾多學(xué)者都認(rèn)為收入水平一直是影響居民消費(fèi)的主要因素，二者之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定地均衡。陳天祥、李貴榮（2001）分析了我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)不足的原因，認(rèn)為影響農(nóng)村居民消費(fèi)的因素可歸結(jié)為三類：較低的農(nóng)村居民純收入水平；勤儉節(jié)約的消費(fèi)觀念；宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展，其中收入水平對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)取決定性的影響。黃少安和孫濤（2005）從家庭倫理、道德習(xí)慣等非正規(guī)制度的角度分析研究了中國(guó)等國(guó)家和地區(qū)居民消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的特點(diǎn)，并沿用和擴(kuò)展代際交疊模型，用最優(yōu)化條件分析了我國(guó)居民在儲(chǔ)蓄和消費(fèi)行為等方面的特征和存在的問(wèn)題。

二是社會(huì)保障支出對(duì)居民消費(fèi)影響的研究綜述。吳敬璉（1998）指出，在社會(huì)生活越來(lái)越不確定的情況下經(jīng)濟(jì)學(xué)論文，要想擴(kuò)大消費(fèi)首先要讓消費(fèi)者對(duì)未來(lái)的預(yù)期越來(lái)越好。劉鈞（2000）認(rèn)為社會(huì)保障問(wèn)題制約著消費(fèi)啟動(dòng)的作用力度，完善的社會(huì)保障運(yùn)行機(jī)制可以提高居民的邊際消費(fèi)傾向，可以替代居民用于養(yǎng)老和防止意外事故而進(jìn)行的儲(chǔ)蓄。王云、辜萍（2001）通過(guò)分析社會(huì)保障制度對(duì)城鄉(xiāng)居民收入分配、消費(fèi)觀念等消費(fèi)行為的影響，認(rèn)為社會(huì)保障制度與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為存在非常密切的關(guān)系，社會(huì)保障制度的健全與完善有利于擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民消費(fèi)，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

三是財(cái)政支農(nóng)對(duì)居民消費(fèi)影響的研究綜述

國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界對(duì)財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響也進(jìn)行了一些研究。許允彬、趙衛(wèi)亞（2007）使用半?yún)?shù)模型考察了農(nóng)村產(chǎn)出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響。財(cái)政農(nóng)業(yè)支出、農(nóng)村產(chǎn)出與農(nóng)村居民消費(fèi)等農(nóng)村經(jīng)濟(jì)變量之間是密切相關(guān)、相互影響的，財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的政策效應(yīng)也會(huì)隨時(shí)間動(dòng)態(tài)地變化。張陽(yáng)、楊宏嶄（2010）利用協(xié)整和誤差修正模型對(duì)山東省財(cái)政支農(nóng)支和農(nóng)村消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)山東省的財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)村消費(fèi)之間存在Granger因果關(guān)系、長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系、同向變動(dòng)關(guān)系和相互促進(jìn)作用。

四是預(yù)防性儲(chǔ)蓄方面。不少學(xué)者認(rèn)為未來(lái)的不確定性越大，預(yù)期未來(lái)的消費(fèi)增長(zhǎng)就越大，預(yù)防性儲(chǔ)蓄就越多。劉麗敏（2004）認(rèn)為思考中國(guó)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄行為及影響因素必須要結(jié)合中國(guó)經(jīng)濟(jì)體制變遷。還有不少學(xué)者研究了城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的流動(dòng)性約束問(wèn)題，認(rèn)為流動(dòng)性約束太強(qiáng)和消費(fèi)者短視行為是造成我國(guó)目前消費(fèi)疲軟的根本原因。

還有眾多學(xué)者分析研究了就業(yè)、人口年齡結(jié)構(gòu)等因素對(duì)居民消費(fèi)的影響。如施祖輝（1997）通過(guò)對(duì)就業(yè)率與居民消費(fèi)增長(zhǎng)之間關(guān)系的實(shí)證分析，研究了就業(yè)對(duì)消費(fèi)的影響。[1]

三、山東農(nóng)村居民人均消費(fèi)情況分析

自改革開(kāi)放以來(lái)，伴隨著收入水平的提高，如下圖所示，山東農(nóng)村居民人均消費(fèi)也呈現(xiàn)出大幅增長(zhǎng)的趨勢(shì)，從1978年的農(nóng)村人均消費(fèi)僅為93.69元，增長(zhǎng)到2008年的4077.05元，并且在1995年及其以后年份出現(xiàn)一個(gè)人均消費(fèi)快速上升的趨勢(shì)，并且在2006年之后又進(jìn)入了另一個(gè)快速上升的階段。

圖1 1978-2008年山東農(nóng)民人均消費(fèi)線條圖

以上只是對(duì)歷年數(shù)據(jù)中山東農(nóng)村居民人均消費(fèi)的規(guī)模大致分析情況，關(guān)于山東農(nóng)村居民人均消費(fèi)背后增長(zhǎng)的原因還有待于進(jìn)一步分析。以下將引入一些列影響農(nóng)村居民人均消費(fèi)的變量對(duì)其進(jìn)行定量實(shí)證分析論文格式。

三、數(shù)據(jù)與模型設(shè)定

本文所使用的數(shù)據(jù)為1978—2008年的年度數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來(lái)源于山東省統(tǒng)計(jì)年鑒（2008）及山東統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)，根據(jù)相關(guān)理論及數(shù)據(jù)的可得性，本文選取山東省農(nóng)村人均消費(fèi)支出（ct）為被解釋變量，農(nóng)民人均純收入（yt）、財(cái)政支農(nóng)支出（gt）、農(nóng)村消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（pt）作為影響農(nóng)村居民消費(fèi)的解釋變量。

其中，財(cái)政用于農(nóng)業(yè)的支出主要包括：支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用、農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)、新型農(nóng)村合作醫(yī)療等等。農(nóng)村消費(fèi)價(jià)格指數(shù)采用的是以1977年為基期，1977年的農(nóng)村消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為100。

同時(shí)為了消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對(duì)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，變換后不影響原序列的相關(guān)性。分別用Lnct、Lnyt、Lngt和lnpt表示取自然對(duì)數(shù)后的農(nóng)村人均消費(fèi)水平、農(nóng)民人均純收入、財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)村消費(fèi)品價(jià)格指數(shù)。

四、多線段回歸模型

通過(guò)觀察分析山東省農(nóng)村人均消費(fèi)水平及其線條圖可知，數(shù)據(jù)在1995年、2006年有兩個(gè)顯著的突變點(diǎn)，可以建立關(guān)于人均消費(fèi)水平與時(shí)間變量的多線段回歸模型進(jìn)行研究，以下將對(duì)其進(jìn)行分析。

建立模型：

其中，T為時(shí)間變動(dòng)量，當(dāng)時(shí)間為1978年時(shí)，T=1；當(dāng)時(shí)間為2008年時(shí)，T=31。D1、D2為虛擬變量，在1995年以前（不包括1995年），D1取0，D2取0；在1995-2005年，D1取1，D2取0；2006年之后，D1、D2都取1。

運(yùn)用Eviews 6.0對(duì)上述模型進(jìn)行回歸分析，得到以下回歸方程：

Ct=-110.366+62.913T+103.903(T-18)D1+474.085(T-29)D2

t=(-1.332) （9.041） (6.322) (4.703)

=0.977 F=381.556DW=1.490

從回歸結(jié)果可以得出如下分析：t檢驗(yàn)值(除常數(shù)項(xiàng)外)、F檢驗(yàn)值、呈現(xiàn)出高度的顯著性，并且不存在明顯的自相關(guān)問(wèn)題?？梢?jiàn)，可以從1995年、2006年進(jìn)行分段。

按1995、2006年進(jìn)行分段，可得到以下分段回歸線性函數(shù)：

五、實(shí)證回歸分析

（一）ADF檢驗(yàn)

在運(yùn)用經(jīng)濟(jì)變量建立模型時(shí)，通常要求時(shí)間序列是平穩(wěn)的。否則，通過(guò)普通最小二乘法得到的回歸分析結(jié)果可能是毫無(wú)意義的偽回歸，而經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列常常是非平穩(wěn)的。

運(yùn)用Eviews6.0對(duì)時(shí)間序列l(wèi)nct和lnyt、lngt、lnpt進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，以判斷時(shí)間序列的平穩(wěn)性。若ADF值大于臨界值，則意味著變量時(shí)間序列含有一個(gè)單位根，即變量時(shí)間序列是不平穩(wěn)的；否則，若ADF值小于臨界值，則認(rèn)為變量的時(shí)間序列是平穩(wěn)的。

ADF檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1

表1 ADF檢驗(yàn)值表（lnct、lnyt、lngt、lnpt）

 

變量

檢驗(yàn)類型

ADF檢驗(yàn)值

5%臨界值

結(jié)論

lnct

(C,T,2)

-3.013053

-3.574244

非平穩(wěn)

Dlnct

(C,0,2)

-3.776756

-2.971853

平穩(wěn)

lnyt

(C,T,2)

-2.881591

-3.574244

非平穩(wěn)

Dlnyt

(C,0,2)

-3.519626

-2.971853

平穩(wěn)

lngt

(C,T,2)

-2.089553

-3.568379

非平穩(wěn)

Dlngt

(C,0,2)

-3.481609

-2.967767

平穩(wěn)

lnpt

(C,T,2)

-2.586008

-3.568379

非平穩(wěn)

Dlnpt

(C,0,2)

篇9

1.引言

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)取得了巨大的發(fā)展，人民生活水平得到很大的提高。然而，我國(guó)過(guò)去三十年的經(jīng)濟(jì)發(fā)展主要依賴于出口與投資拉動(dòng)，消費(fèi)不足成了制約著國(guó)民經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的首要問(wèn)題。為此，國(guó)家提出了“擴(kuò)內(nèi)需、保增長(zhǎng)”的宏觀經(jīng)濟(jì)政策，以促進(jìn)國(guó)家經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展。由于浙江省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)是居民消費(fèi)的主要力量，分析研究城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平及其影響因素，對(duì)于浙江省制定恰當(dāng)?shù)南M(fèi)政策，提高居民消費(fèi)水平以及刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

2.研究意義

消費(fèi)是人類社會(huì)經(jīng)濟(jì)生活中的重要行為和過(guò)程，任何社會(huì)都離不開(kāi)消費(fèi)。在我國(guó)，隨著社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的確立，消費(fèi)在全民經(jīng)濟(jì)生活中的作用更顯重要?？梢哉f(shuō)，消費(fèi)活動(dòng)是經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的終點(diǎn)，一切經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的目的就是為了滿足人們不斷增長(zhǎng)的消費(fèi)需求；但另一方面，消費(fèi)活動(dòng)又是經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的起點(diǎn)，是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力。國(guó)家一系列決策和尚待解決的問(wèn)題很大程度上是既源于消費(fèi)，又回歸到消費(fèi)。要使我國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)，啟動(dòng)消費(fèi)需求，就要正確解決“潛在需求很大”與“有效需求不足”的矛盾。

消費(fèi)水平的提高對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有很大的影響。社會(huì)再生產(chǎn)總是以生產(chǎn)為起點(diǎn)運(yùn)行的，生產(chǎn)是消費(fèi)的基礎(chǔ)，并為消費(fèi)提供了對(duì)象，決定消費(fèi)水平。但消費(fèi)也能反作用于生產(chǎn)，首先它是生產(chǎn)的歸宿和目的，它使產(chǎn)品得以最終完成和實(shí)現(xiàn)，其次它把生產(chǎn)者的勞動(dòng)能力再生產(chǎn)出來(lái)，為生產(chǎn)提供生產(chǎn)主體，三是它充當(dāng)產(chǎn)品的價(jià)值、使用價(jià)值的鑒定者，四是它為再生產(chǎn)提供動(dòng)力和投入的導(dǎo)向，從而促進(jìn)再生產(chǎn)在規(guī)模結(jié)構(gòu)和布局上的優(yōu)化、合理化。在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，消費(fèi)水平的提高會(huì)促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)和擴(kuò)大，加快經(jīng)濟(jì)運(yùn)行，增加投資和進(jìn)出口貿(mào)易，推動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)，國(guó)家對(duì)此也提出了擴(kuò)內(nèi)需、保增長(zhǎng)的宏觀經(jīng)濟(jì)政策。

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

3.理論假設(shè)、數(shù)據(jù)來(lái)源和分析方法

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

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

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

第三個(gè)因素，消費(fèi)價(jià)格指數(shù)指居民支付所購(gòu)買生活消費(fèi)品和獲得的服務(wù)項(xiàng)目的價(jià)格。CPI提高，則通貨膨脹率提高，居民實(shí)際消費(fèi)水平下降。CPI提高，則居民可分配收入減少，恩格爾指數(shù)上升，生活水平下降。CPI提高，刺激居民減少儲(chǔ)蓄，增加消費(fèi)，

第四個(gè)因素，全社會(huì)人均生產(chǎn)力水平。生產(chǎn)力水平提高，促進(jìn)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，同時(shí)降低產(chǎn)品生產(chǎn)成本，因此這將導(dǎo)致產(chǎn)品的價(jià)格的下降，從而促進(jìn)消費(fèi)者進(jìn)行消費(fèi)支出。

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

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

4.分析結(jié)果

4.1　數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)

通過(guò)spss軟件，對(duì)變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)其結(jié)果如下：

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

4.2　回歸分析結(jié)果

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

4.3　多重共線性的檢驗(yàn)與消除

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

表3　變量相關(guān)系數(shù)矩陣（　N　=　24）

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

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

5.結(jié)論與建議

通過(guò)分析，本文得出城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入和消費(fèi)價(jià)格指數(shù)都是影響消費(fèi)水平的因素，對(duì)其具有顯著的正相關(guān)作用。從實(shí)際情況來(lái)說(shuō)，我國(guó)城鎮(zhèn)居民的相當(dāng)一部分都是工薪階層，收入主要來(lái)源于工資，是消費(fèi)的來(lái)源及基礎(chǔ)，只有滿足基本的生活需要以后才會(huì)去消費(fèi)，而消費(fèi)水平的提高其實(shí)很大程度上是受該部分消費(fèi)的制約，因?yàn)槭Ｓ嗟目芍涫杖朐蕉鄷r(shí)，由其而帶動(dòng)的引致消費(fèi)就會(huì)越高，引致消費(fèi)對(duì)消費(fèi)水平的貢獻(xiàn)較大，所以消費(fèi)水平也會(huì)相應(yīng)得到提高。與此同時(shí)，消費(fèi)價(jià)格指數(shù)間存在正相關(guān)，即收入及消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的增長(zhǎng)將導(dǎo)致消費(fèi)支出的增長(zhǎng)。

為了使我省經(jīng)濟(jì)快速持續(xù)發(fā)展，必須增加人們的消費(fèi)。通過(guò)增加消費(fèi)，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，通過(guò)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶動(dòng)消費(fèi)的增加。這樣才能使我區(qū)經(jīng)濟(jì)不斷向前發(fā)展。因此，從上面分析可知，我們可以通過(guò)以下幾種方法來(lái)增加人們的消費(fèi)。

第一，要著力增加居民收入。把增加城鎮(zhèn)中低收入居民作為重點(diǎn)和中長(zhǎng)期目標(biāo)加發(fā)確立；逐年提高收入分配在國(guó)民收入總分配中的比例，使居民收入保持一個(gè)合理的、較快的增長(zhǎng)速度，使其與經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度相適應(yīng)。綜合運(yùn)用財(cái)政、稅收、貨幣等政策，努力增加就業(yè)機(jī)會(huì)，縮小收入差距，重視對(duì)有發(fā)展前景的勞動(dòng)密集產(chǎn)業(yè)的大力扶持，增加就業(yè)人數(shù)，提高居民收入，從而提高居民的消費(fèi)能力。

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

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

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

第五，強(qiáng)化輿論引導(dǎo)。轉(zhuǎn)變?nèi)藗兊南M(fèi)觀念，引導(dǎo)合理消費(fèi)。傳統(tǒng)觀念制約著居民消費(fèi)的傾向，間接導(dǎo)致消費(fèi)結(jié)構(gòu)的不合理，消費(fèi)不足，倡導(dǎo)科學(xué)消費(fèi)、文明消費(fèi)、適度消費(fèi)?？梢詮妮浾撘龑?dǎo)和典型示范兩個(gè)方面入手。要堅(jiān)持“適度超前消費(fèi)”的輿論導(dǎo)向。媒體要加大宣傳力度，努力提高實(shí)際效果。在全社會(huì)廣泛開(kāi)展消費(fèi)者教育。消費(fèi)者教育是指對(duì)廣大消費(fèi)者所進(jìn)行的有目的、有計(jì)劃、有組織地傳授有關(guān)消費(fèi)知識(shí)和技能，提高消費(fèi)者自身素質(zhì)的一種社會(huì)活動(dòng)。在全社會(huì)廣泛開(kāi)展消費(fèi)教育，不僅可以直接增長(zhǎng)消費(fèi)者的科學(xué)文化知識(shí)，而且可以培養(yǎng)消費(fèi)者形成各種必要的消費(fèi)技能。

參考文獻(xiàn)：

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篇10

關(guān)鍵詞：

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

一、引言

自改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)GDP年均增長(zhǎng)率達(dá)9.5%，2015年GDP預(yù)計(jì)達(dá)到68.2萬(wàn)億元。早在2010年我國(guó)GDP總值已超過(guò)日本，成為世界上僅次于美國(guó)的第二大經(jīng)濟(jì)體①。然而我國(guó)GDP的增長(zhǎng)過(guò)度依賴于投資和出口，消費(fèi)占GDP的比率（最終消費(fèi)率）遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于世界平均水平，出現(xiàn)投資、消費(fèi)與出口不協(xié)調(diào)的局面。而在消費(fèi)的變化上，我國(guó)政府消費(fèi)率一直處于平穩(wěn)狀態(tài)，居民消費(fèi)率和最終消費(fèi)率的變化趨同（如右圖），可見(jiàn)最終消費(fèi)率的變化主要來(lái)自于居民消費(fèi)率的改變。要通過(guò)擴(kuò)大內(nèi)需，提高居民消費(fèi)，使其成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)新的增長(zhǎng)點(diǎn)，就必須建立居民消費(fèi)需求長(zhǎng)效機(jī)制，發(fā)揮國(guó)家政策助力，以國(guó)家發(fā)展戰(zhàn)略的高度長(zhǎng)期推進(jìn)。構(gòu)建擴(kuò)大居民消費(fèi)需求長(zhǎng)效機(jī)制的財(cái)政對(duì)策和金融對(duì)策，好比人的“左右手”，必須雙管齊下。本文以西部十二省中相對(duì)落后的貴州省為例，根據(jù)貴州省實(shí)際，因地制宜分析該省居民消費(fèi)的現(xiàn)狀及其影響因素，探求有效的財(cái)政金融對(duì)策。

二、居民消費(fèi)需求影響因素的定性分析

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

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

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

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

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

三、貴州省居民消費(fèi)需求影響因素的實(shí)證分析

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

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

四、構(gòu)建擴(kuò)大居民消費(fèi)需求長(zhǎng)效機(jī)制的財(cái)政金融對(duì)策

(一)創(chuàng)新金融產(chǎn)品，豐富小微金融服務(wù)，以消費(fèi)信貸刺激居民消費(fèi)需求增長(zhǎng)從上面實(shí)證分析看出，個(gè)人消費(fèi)信貸對(duì)貴州省居民消費(fèi)支出的影響最大，貴州省各金融機(jī)構(gòu)應(yīng)該調(diào)整信貸機(jī)構(gòu)，主動(dòng)積極地向消費(fèi)者提供信貸支持，允許、鼓勵(lì)和扶持更多的中小商業(yè)銀行、小貸公司等相關(guān)金融機(jī)構(gòu)開(kāi)展向廣大居民、個(gè)體私營(yíng)戶等提供個(gè)人消費(fèi)信貸業(yè)務(wù)，提供人性化的消費(fèi)金融產(chǎn)品，大力加強(qiáng)消費(fèi)信貸業(yè)務(wù)營(yíng)銷，幫助居民了解和樹(shù)立新型消費(fèi)觀念，合理引導(dǎo)居民的消費(fèi)預(yù)期。同時(shí)，要在政策允許范圍和風(fēng)險(xiǎn)控制能力以內(nèi)開(kāi)發(fā)多樣性金融產(chǎn)品，適合農(nóng)村多元化的金融服務(wù)需求以刺激居民消費(fèi)轉(zhuǎn)型升級(jí)。此外，可適當(dāng)擴(kuò)展消費(fèi)信貸對(duì)象的外延，為生產(chǎn)大量消費(fèi)品的企業(yè)提供消費(fèi)信貸，這樣也會(huì)間接帶動(dòng)消費(fèi)的發(fā)展。

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

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

（四）推動(dòng)新型城鎮(zhèn)化，營(yíng)造良好消費(fèi)環(huán)境，促進(jìn)潛在消費(fèi)轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)有效需求總理再三強(qiáng)調(diào)，要堅(jiān)持推進(jìn)以人為核心的“新型城鎮(zhèn)化”，這是我國(guó)未來(lái)發(fā)展的潛力所在。因此，貴州省必須抓住國(guó)家建設(shè)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的契機(jī)，引導(dǎo)社會(huì)資本投入城鎮(zhèn)公共設(shè)施建設(shè)，為廣大居民營(yíng)造一個(gè)環(huán)境舒適，公正誠(chéng)信的消費(fèi)環(huán)境，加速農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，進(jìn)而使農(nóng)村潛在的消費(fèi)需求變?yōu)楝F(xiàn)實(shí)的有效需求。

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