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篇1
消費水平的提高與經濟增長，在客觀上有合理的比例，在數量上有很大的依存關系，這種依存關系表現為以下幾方面。 首先，消費水平的變動與國民收入增長的變動有著直接的依存關系，當國民收入的增長較快時，其他條件不變的情況下，消費水平也增長較快，而在某些時候，消費水平的增速會高于或低于國民收入的增速，但只要使積累與消費的比例穩定合理，國民經濟就可以持續、穩定、協調地發展，當消費的增長超過國民收入的增長，也就是我們通常所說的高消費時，消費與生產的正常比例就會遭到破壞，生產正常發展就會受到影響，消費水平的提高則成為一種無源之水，無本之木。當消費需求不足，也就是我們所說的“高積累，低消費”時，消費與生產的比例同樣會遭到破壞。這時候消費需求相應減少，消費品市場供過于求，消費對生產的促進作用弱化。由于生產與消費之間的不協調差距加大，引起商品或資本運動受阻，最終導致整個社會經濟生產活動的被迫緊縮。 其次，消費率與經濟增長率有一定的依存關系。消費是國民生產總值的主要部分，其變動必然會引起國民生產總值的變動。而最終消費與國民生產總值的比例函數，就是消費率，消費率對經濟增長率變動有明顯的影響。在合理的經濟增長率區間，當消費旺盛，經濟增長率就高， 消費不足，經濟增長率就會滑落。當然，消費率也不是越高越好。消費率長期過高，會擠掉投資，使經濟增長不能持久，但消費率也不能長期過低，長期過低就會使高速擴張的生產能力與低消費水平不相適應，出現“過剩危機”，從而影響經濟增長。
（二） 消費水平與經濟波動
改革開放以來，隨著經濟的高速增長，人民的消費水平也取得了同步的增長， 2 、居民消費傾向的變動。 居民消費傾向是指居民消費支出占居民收入的比例，是平均消費傾向及邊際消費傾向的統稱。平均消費傾向是指任一收入水平上消費在收入中的比率 （APC） ，邊際消費傾向就是增加的單位收入中用于增加的消費部分的比率 （MPC） 。 在經濟的短期波動中，人們的消費變動不會和收入的變動成比例，具體而言，在經濟趨向繁榮過程中，收入增加，這時人們的消費會增加，但增加的幅度會小于收入增加的幅度，即邊際消費傾向要比平均消費傾向小。在經濟走向衰退過程 中，收入下降，這時人們消費會減少，但減少的幅度會小于收入下降的幅度，這也說明，邊際消費傾向要比平均消費傾向小。平均消費傾向隨著收入的增加而下降，因此邊際消費傾向小于平均消費傾向，隨著收入的增加，邊際消費傾向是下降的。 消費傾向對整個國民經濟的健康發展是具有十分重要的意義 的。它充分反映了在一定收入水平下消費意愿的大小。 農業波動對消費波動的影響。我國是一個農業大國，農業在國民收入中所占的比重大，農業的波動必然引起整個國民經濟的波動，從而引起消費的波動。
二、影響消費水平的因素
影響消費水平的因素有很多 ，有經濟因素，也有非經濟因素。經濟因素有國民收入總額及其提高速度，積累與消費的比例，消費與投資人口總數及其增長速度，價格水平的變動等。 消費水平的高低，直接依存于消費基金的多少，而消費基金又來自國民收入，國民收入總額大，增長速度快，其他條件不變的情況下，消費水平就高，收入總額小，增長速度慢，則消費水平就低。 在國民收入為一定的情況下，消費水平的高低，取決于積累與消費的比例，積累是擴大再生產的源泉，任何社會要擴大再生產，都必須有一定的積累，在積累效果不變或不斷提高的情況下，積累的增長就意味著社會物質技術基礎的增強。人們的物質文化水平的不斷提高就有可靠的物質保證，反過來，消費的增強和消費水平的提高，又會促進生產的發展和積累的增加。在消費基金確定的情況下，人口的數量與消費水平成反比，人口數量大，增長速度快，人均消費水平就低，人口數量小，增長速度慢，消費水平就會高，我國人口基數大，且人口增長速度也快，而且每增加一億人口，所用的時間越來越短，據粗步估算，我國現有人口達 14 億左右。每年新增的社會財富，新生產的各種消費品中的一部分或大部分將為新增加的人口所占有，為提高居民生活水平和改善居民生存環境所進行的各種努力，如醫院病床的增加，普遍教育和專業教育的普及，住宅條件的改善，生活用水質量的提高等都將因為人口總數的較快增長而受到影響。因此目前我國的消費水平是不高的。
三、城鄉居民消費水平的比較及其對經濟發展的影響
篇2
一、農村居民消費水平的階段性變化
改革開放以來，中國經濟的發展令世人矚目，農村居民家庭人均純收入從1990年的686.31元上升至2010年的5919元。伴隨著人均收入的大幅增長，農村居民的年平均消費水平由1990年的560元上升至2010年的4455元，增長了約6.9倍。經過仔細分析，自1990年來，農村居民消費水平的演變可以分為以下三個階段。
第一階段：1990—1995年農村居民消費快速增長。中國農村居民的純收入在此期間穩定增長，人均純收入由1990年的686.3元增加至1995年的1577.7元，增長了129%。同期農村居民人均消費支出從560元增至1313元，增長134.5%。
第二階段：1996—2000年農村居民消費出現放緩。農村居民純收入的增速放慢，消費支出也出現明顯的放緩趨勢，消費支出的增長速度下降14.39%。此期間，城鎮居民收入和消費支出明顯快于農村居民，城鄉差距進一步拉大。
第三階段：2001—2010年，農村居民消費恢復穩定增長態勢。這10年間，中國國內生產總值的增長率保持在10%以上，農村居民人均純收入由2001年的2366.4元增加到2010年的5919元，增長了150.1%。同期居民消費支出由2001年的1969元增加到2010年的4455元，增長了126.2%。而城鎮居民的人均收入由6859.6元上升至19109.4元，增加了178.5%；同期居民消費水平由7161元增至15907元，增加了122%。城鎮居民收入與消費增長的態勢更加強勁，城鄉消費水平的差距被逐漸拉大。見圖1所示。
二、農村居民消費水平的定量分析
（一）變量的選擇
選取因變量為農村居民消費水平（Y），自變量X1為農村家庭人均純收，X2為人口自然增率，X3為農村居民消費價格指數，X4國內生產總值。用逐步回歸法建立模型。
（二）建立逐步回歸模型
用逐步回歸法可得回歸方程為：
，方差分析結果見表1所示。
由表1可以看出。顯著性水平，自由度，P=0.000
（三）異方差的檢驗及修正
1、用等級相關系數法檢驗異方差
計算得：等級相關系數， P值=0.016，認為殘差的絕對值abs（）與自變量顯著相關，所以存在異方差。
2、用加權最小二乘法消除異方差
用一元加權最小二乘估計計算的回歸方程為：
方差分析結果見表2所示。
從表2可以看出，加權最小二乘估計；普通最小二乘估計。這說明加權最小二乘估計的擬合效果略好于普通最小二乘的效果，選用加權最小二乘估計是正確的。
（四）模型的經濟意義
經過模型的建立及修正，我們發現農村居民消費水平只與他們的純收入有較強的關系，由建立的模型可知，當農村居民家庭人均純收入增加1元時，農村居民家庭人均消費會增加0.778元，所以要提高農村居民消費水平的最好辦法是提升收入。
三、農村居民消費水平的預測分析
采用灰色預測模型方法，預測2015年和2020年中國農村居民消費水平，判斷未來中國農村居民消費水平的變動趨勢。本文采用目前使用較為廣泛的GM（1，1）模型（Gray Model）來進行定量分析。
收集中國統計年鑒中，1990年至2010年中國農村居民消費水平作為原始數據列。采用累加生成對原始數據進行預處理，構造數據矩陣和數據向量，得出預測模型。
灰色模型預測和線性回歸模型的預測結果見表3所示。
隨著時間的推移，灰色預測可以不斷地對預測做出調整，與線性回歸模型相比具有更高的精度，如表3所示。因此，采用灰色預測模型預測未來的農村居民消費水平具有較高的可信度。
由灰色預測結果可知，2012年農村居民家庭消費水平為5064.897元；2015年的農村居民家庭消費水平為6685.966元?？梢钥闯?，我國在未來一段時期內，消費支出依然可以保持著較為強勁的增長態勢。
四、結論與建議
消費水平研究對我國經濟的發展具有重要的意義。本文利用回歸模型、灰色模型，對中國農村居民的消費水平進行分析，得出以下結論：
居民家庭收入水平、消費支出水平總體上表現出逐年穩步、快速增長的態勢。由回歸模型可以看出，消費支出與收入水平相關密切，中國農村居民收入每增加1元，消費支出相應的就增加0.778元。因此，要增加農村居民消費支出的最好方法是提高收入。
灰色預測與線性回歸模型相比，具有更高的精度。灰色預測結果表明，我國農村居民的消費支出在2012—2015年期間，將依然保持強勁的增長，農村居民家庭消費水平有望超過6000元。
為提高農村居民的消費水平建議：狠抓各項惠農政策的落實；通過各種途徑提升農民的素質；拓寬農民增收渠道；實行城鄉一體化發展戰略等。
參考文獻：
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[3龐皓. 計量經濟學[M]. 科學出版社，2007.
篇3
一、提高農民消費水平，對農村經濟發展的作用
消費水平有狹義和廣義之分，我們通常所說的消費水平一般是狹義的消費水平，它是指按人口平均的消費品(包括服務)的數量，反映人們物質文化需要實際滿意程度。消費水平的提高，不僅要求增加消費品數量，而且要求不斷增加提高消費質量。因此，消費水平是一個綜合指標，最終會表現為人們的健康水平、科學文化水平和生活享受水平、消費環境的質量等等，反映人們物質文化需要的滿意程度。
1.提高農民的消費水平，有利于形成農村經濟可持續發展的動力
經濟增長依靠的是社會需求的拉動，必須通過調節社會需求以調節社會生產而達到發展社會經濟的要求?，F在政府正不斷的出臺種種方案來刺激內需增長，其中有一點就是要擴大農村居民的消費，農民消費成為拉動農村經濟增長的首要動力。
2.提高農民消費水平，促進農村產業結構優化升級
農民消費水平的提高，可以改變消費需求，促進消費結構優化升級，通過消費品生產結構和相關產業鏈上附屬產業結構的調整促進產業結構的優化。
3.提高農民消費水平，有利于促進就業和提高農民的科學文化素質
在農村，農民消費的提高勢必帶來消費質量的提高，促使文化教育消費的增加，帶動經濟增長。提高消費中的科技和知識文化中的比重，提高消費質量，就能從根本上提高消費力，從而可以促進消費力和生產力之間、消費和生產之間的良性循環。
二、農民消費水平較低的原因分析
1.農民的可支配收入較低，消費水平差距持續擴大
弗里德曼認為，居民的持久性收入是決定其消費的重要因素，沒有可支配收入的增長，消費水平就不可能提高。我國現在還只是滿足了基本的生存需要，消費水平還沒有升級、消費結構沒有優化，消費水平還未得到真正的提高。
2.農村基礎設施薄弱，抑制消費水平提高
目前我國農村消費市場的公共配套尚處在低級水平，農民購物難、用點難、行路難、上網難等問題突出，影響了農民的購買積極性，主要表現在以下幾個方面:一是電力供應跟不上、電壓不穩定，收費較高;二是電視、通訊、網絡等信息基礎設施建設滯后;三是交通道路建設有待完善。
3.農村的社會保障體系不完善
目前，我國農村社會保障體系建設還不完善，農民儲蓄傾向較強?，F在農村的醫療成本居高不下，農村醫療保健型消費出現被迫的大幅增長，醫療保健費用已成為農民消費支出中增幅最大的一項。近年來，隨著我國教育、醫療服務價格的上漲，農民對未來支出的預期大大增加，進一步降低了農民的現時消費，抑制了消費水平的提高。
4.農村市場體系尚未建成，商品流通渠道不暢
當前，農村市場體系尚未建成，商品的流通渠道也不暢，農民買、賣難的問題十分突出。一方面，許多商品在城市處于過剩狀態，而在農村卻難買到;另一方面，農民辛辛苦苦生產出來的農副產品由于距中心城市相對較遠，交易成本大，農產品難以適時賣出，不能轉化為農民的實際收入，制約了消費水平的提高。
5.消費環境不佳，嚴重侵害消費者權益
當前的消費環境不樂觀，制約了居民需求擴大，造成了居民消費不安全和對消費環境的缺乏誠信，這些都直接影響到消費者的消費心理和購買勇氣，抑制居民的消費欲望，影響居民消費力的提高。
三、提高農民消費水平的方法
1.增加農民收入，建立促進農民增收的長效機制
我國必須統籌城鄉經濟發展，建立促進農民增收的長效機制，切實增加農民收入，提高農民的消費力。擴大農民就業機會，增加農民收入，提高農民的有效購買力;加快農村基礎設施建設，促進農村的現代化建設，擴展農民的消費能力;建立完善農村教育服務體系，提高農民的素質，讓農民可以及時有效地掌握市場的信息，把握市場動向，推進農村產業化進程。
2.改善農村消費環境，加強基礎設施建設
要加大農村的電力、交通、通訊網絡、等基礎設施設的力度;還要加大力度整頓和規范市場經濟秩序，為廣大農民營造一個健康、安全的消費環境。同時在農村增加消費者投訴網點，運用法律武器維護農民的消費權益，為農民消費水平的提高提供可靠的社會保障。
3.完善農村社會保障體系，增強農民消費信心
必須建立和完善農村社會保障體系，提高農村社會保障水平。首先要加快推進新型農村合作醫療制度建設，保障農民群眾的健康安全;其次要建立農村養老保險制度，使農民消除后顧之憂，敢大膽消費;第三是要加大農村救助幫困力度，加快建立農村最低生活保障制度，使貧困農民基本生活有所保障。
4.健全流通體制，加強農村市場體系建設
必須加大農村市場體系建設力度，形成多渠道全方位多層次的流通格局，搞活農村市場，支持城市流通企業經營網絡向農村延伸，從而全面提升農村的綜合流通能力;以小城鎮建設為依托，鼓勵各類投資主體投資農村商業設施建設，大力發展與農村消費直接相關的零售業。
5.大力發展農村消費服務業，增加消費熱點
農村消費服務業是帶動農村消費提高的重要領域，是促進農村消費水平升級的重要方式。首先鼓勵支持企業面向農村調整產品結構，開發和設計適合農民消費需求特點以及消費環境的產品系列;二是把向農民提供商品和提供服務結合起來，鼓勵生產流通企業在農村設立售后服務網點，優化農村消費環境;三是大力發展農村休閑旅游，拓寬農村消費領域，刺激農村形成新的消費熱點。
篇4
一、農村居民消費的基本情況和變化趨勢
(一)農村居民消費水平的演變。我縣農村居民消費水平的演變大體分為兩個階段，一是XXXX年為消費水平緩慢增長階段。由于這一時期前兩年，農村經濟發展緩慢，農產品價格低，農民負擔高。因此，進入新世紀的前三年，農村居民消費水平總體呈現穩步增長的態勢。二是XX年為消費水平快速增長階段。我市在農業結構調整、農業產業化、標準化等方面都有了較大發展，使我市的農業經濟迅速增長，農民人均純收入大幅增長。
(三)消費方式的演變。從某種意義上說，收入水平決定消費水平，而消費結構的變化是消費方式轉變的結果，消費方式的轉變反過來又促進消費結構的變化，并轉化為拉動消費市場的動力。近年來農民消費方式主要有以下變化：一是由滿足生活需要向追求生活質量提高轉變。在食品結構上，主食消費比重下降，各種副食消費不斷增加，膳食結構向營養、科學型發展。在衣著消費上，農民穿衣在成衣化的基礎上，更注重時尚化。XX年人均衣著支出140.1元，同比增長35%。二是由重食物消費向物質和服務消費并重轉變。食物消費更多表現為生存型消費，而服務型消費更多表現為提高型和享受型消費。服務消費比重逐年上升，反映出農民消費觀念的積極轉變，也反映出農民消費方式的多元化。三是由自主性與市場化結合消費向更高的市場化消費轉變。隨著農村經濟的快速發展，農民生活消費的市場化進程明顯加快，現金消費支出的比重不斷上升。
二、擴大農民消費存在的主要問題和制約因素
(一)農民收入問題。通過前面的分析，我們發現農村居民消費水平的提高是以收入的提高為前提的。近兩年，農民收入有了較大幅度的增長，農民的購買力提高了，對收入的預期也提高了，消費水平就明顯提高，消費對經濟的拉動作用明顯增強。但與城鎮居民相比，農民的收入水平，特別是現金收入水平還比較低。因此，要進一步擴大農村消費，還要進一步增加農民收入，并保持收入的穩定增長。
(二)社會保障制度不完善，收支預期的不穩定，是農民消費的后顧之憂。近幾年，我市農村社會保障制度雖然有了一定程度的發展，在養老、醫療等方面已形成了一套比較完整的保障體系，但這些保障體系還不完善，普及率也不高，醫療費用居高不下，看不起病，吃不起藥，因病致貧、因病返貧的現象時有發生。因此，存錢養老、存錢防病的思想在農民中還普遍存在。另外，收支預期的不穩定，越來越高的教育投資，婚喪嫁娶的盲目攀比，也使得農民不敢貿然消費。
(三)農村市場體系不健全和消費環境欠佳是影響消費的重要環節。主要表現在：一是家庭設備、日用品等有賴于新型業態如連鎖超市在農村的延伸，而目前農村商業流通組織方式落后，商品流通不暢，成本過高，商品價高質次、假冒偽劣嚴重等問題，不能滿足農民日益提高的消費需求和適應農民消費方式的轉變。二是農村基礎設施建設相對滯后。交通、通訊、自來水等近幾年雖有了較大的發展，但還遠遠落后于城鎮，運行成本、運行費用高也使得農民對一些耐用消費品買得起用不起，限制了農民的消費。
三、進一步推動農村消費的措施和建議
(一)增加農民收入。從長遠看，增加農民收入是推動農民消費的根本措施。要增加農民收入，既要全面貫徹黨的農村經濟政策，又要不斷提高農民的生產經營水平。隨著近幾年農民增收各項政策的全面、強力出臺，今后對農民增收的政策支持將進入常規階段，對農民增收的作用也是間接的、有限的。今后影響農民增收的主要因素不再是由政策決定的生產積極性，而是農民生產經營水平。因此，今后農民增收的核心應轉向提高農民的生產經營水平上來。
篇5
（二）消費結構的演變。調查顯示，受收入水平和收入預期低、支出預期高的制約，農村居民消費還是以一般性消費為主，衣食、居住消費等占的比重較大。隨著收入的大幅增長，消費支出也大幅增加，消費結構也有了明顯的改變。一是伴隨著連續幾年婚嫁高峰的過去，農村舊房改造已基本結束，建房熱已開始降溫，在消費支出大幅增長的情況下，居住消費卻大幅度減少。二是食品和衣著消費的比例有了突發性增長。由2005年的人均700元上升到1038元，增幅達48%，比重由37.2%上升到43.6%。三是交通通訊支出平穩增長。隨著農村經濟的發展，市場化進程的加快，交通和通訊工具不斷進入尋常百姓家，農民外出頻繁，對外交往不斷擴大，使得農民的交通通訊支出在2003年就大幅增長。
（三）消費方式的演變。從某種意義上說，收入水平決定消費水平，而消費結構的變化是消費方式轉變的結果，消費方式的轉變反過來又促進消費結構的變化，并轉化為拉動消費市場的動力。近年來農民消費方式主要有以下變化：一是由滿足生活需要向追求生活質量提高轉變。在食品結構上，主食消費比重下降，各種副食消費不斷增加，膳食結構向營養、科學型發展。在衣著消費上，農民穿衣在成衣化的基礎上，更注重時尚化。2004年人均衣著支出140.1元，同比增長35%。二是由重食物消費向物質和服務消費并重轉變。食物消費更多表現為生存型消費，而服務型消費更多表現為提高型和享受型消費。服務消費比重逐年上升，反映出農民消費觀念的積極轉變，也反映出農民消費方式的多元化。三是由自主性與市場化結合消費向更高的市場化消費轉變。隨著農村經濟的快速發展，農民生活消費的市場化進程明顯加快，現金消費支出的比重不斷上升。
二、擴大農民消費存在的主要問題和制約因素
（一）農民收入問題。通過前面的分析，我們發現農村居民消費水平的提高是以收入的提高為前提的。近兩年，農民收入有了較大幅度的增長，農民的購買力提高了，對收入的預期也提高了，消費水平就明顯提高，消費對經濟的拉動作用明顯增強。但與城鎮居民相比，農民的收入水平，特別是現金收入水平還比較低。因此，要進一步擴大農村消費，還要進一步增加農民收入，并保持收入的穩定增長。
（二）社會保障制度不完善，收支預期的不穩定，是農民消費的后顧之憂。近幾年，我市農村社會保障制度雖然有了一定程度的發展，在養老、醫療等方面已形成了一套比較完整的保障體系，但這些保障體系還不完善，普及率也不高，醫療費用居高不下，看不起病，吃不起藥，因病致貧、因病返貧的現象時有發生。因此，存錢養老、存錢防病的思想在農民中還普遍存在。另外，收支預期的不穩定，越來越高的教育投資，婚喪嫁娶的盲目攀比，也使得農民不敢貿然消費。
（三）農村市場體系不健全和消費環境欠佳是影響消費的重要環節。主要表現在：一是家庭設備、日用品等有賴于新型業態如連鎖超市在農村的延伸，而目前農村商業流通組織方式落后，商品流通不暢，成本過高，商品價高質次、假冒偽劣嚴重等問題，不能滿足農民日益提高的消費需求和適應農民消費方式的轉變。二是農村基礎設施建設相對滯后。交通、通訊、自來水等近幾年雖有了較大的發展，但還遠遠落后于城鎮，運行成本、運行費用高也使得農民對一些耐用消費品買得起用不起，限制了農民的消費。
三、進一步推動農村消費的措施和建議
（一）增加農民收入。從長遠看，增加農民收入是推動農民消費的根本措施。要增加農民收入，既要全面貫徹黨的農村經濟政策，又要不斷提高農民的生產經營水平。隨著近幾年農民增收各項政策的全面、強力出臺，今后對農民增收的政策支持將進入常規階段，對農民增收的作用也是間接的、有限的。今后影響農民增收的主要因素不再是由政策決定的生產積極性，而是農民生產經營水平。因此，今后農民增收的核心應轉向提高農民的生產經營水平上來。:
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消費、投資、出口常常被喻為拉動經濟快速增長的“三駕馬車”，但目前我國的消費拉動經濟增長的支柱作用不顯著，內需不足一直困擾著我國經濟的健康發展，為了穩步地推動居民消費的快速增長，消費理論的研究也成為很多國內外學者研究的重點。在實證方面，國內研究消費理論的文章較多，大量地使用了計量方法，田雪原（2000）使用統計指標研究了我國改革開放以來人口城市化驅動消費需求效應，謝晶晶等（2004）使用協整檢驗和向量誤差修正模型研究了城市化對投資和消費需求的拉動效應；李通屏等（2005）使用橫截面數據對比分析了我國人口城市化的投資效應和消費效應；王建軍（2006）研究了城市化、第三產業發展與消費需求擴張之間的關系；何海鷹等（2006）使用向量自回歸模型分析了城市化與消費需求的相互拉動效應，劉藝容（2007）也使用向量自回歸方法研究了我國1978-2005年城市化率與消費率的相互變動關系，于淑波（2010）使用向量自回歸方法提出了提高人口城市化率、增加我國消費的根本途徑。
但是這些對城市化和居民消費的研究一般都集中于傳統的分析方法和計量模型，沒有考慮到區域居民消費需求的空間依賴性、消費強度和區域之間的空間關系，隔斷了整體樣本的空間依賴性，難以得出真正反映居民消費與城市化之間關系的實證結論。因此，在處理省域截面數據模型的時候，需要適當地引入空間計量的分析方法（Anselin，1988），以期彌補現存研究中存在的不足之處。
空間計量模型
空間滯后模型（Spatial Lag Model， SLM）主要探討各變量在一地區是否存在溢出效應，反映了被解釋變量不僅受本區域解釋變量的影響，還受到鄰近區域被解釋變量對其的影響，具體表達式如下：
y=ρWy+Xβ+ε
其中，y為被解釋變量，X為N*K的外生解釋變量矩陣，W為空間權重矩陣，ρ為空間自回歸系數。
空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM）空間相關作用存在于隨機誤差項向量中，度量了鄰近地區關于解釋變量的誤差沖擊對被解釋變量的影響程度，其數學表達式如下：
ε=λWε+η
其中，ε為隨機誤差項向量，λ為N*1階的截面因變量向量的空間誤差系數，η為正態分布的隨機誤差向量，I為單位矩陣。
鑒于空間回歸模型由于自變量的內生性，為保證模型估計結果的無偏性和有效性，Anselin（1988）建議采用極大似然法去估計SLM和SEM。同時，為判斷區域變量的空間溢出性是否存在，以及SLM、SEM兩者中更為恰當的模型選取，一般通過Moran`I指數檢驗、兩個拉格朗日乘數（Lagrange Multiplier）形式LMLAG、LMLAG及其穩健的R-LMLAG、R-LMLAG等形式實現。Anselin等（1996）提出以下判別標準來決定SLM和SEM模型哪種更加符合客觀實際：如果在空間依賴性的檢驗中發現，LMLAG較之LMERR在統計上更加顯著，且R-LMLAG顯著而R-LMERR不顯著，則可以斷定適合的模型是空間滯后模型；相反，則可以斷定空間誤差模型是恰當的模型。
模型構建
本研究采用各省的年度截面數據，檢驗近來年我國的城鎮化發展與消費水平的關系，同時考慮到數據的可獲得性，本文選擇樣本區間為：2005-2010年。數據主要來源于《中國統計年鑒》、《中國人口統計年鑒》和各省市統計年鑒。并根據需要進行了相應的加工和處理，其中，居民的消費水平為被解釋變量，第三產業占GDP的比重和各省市的城市化水平為解釋變量。具體的模型構建如下：
C0=C+α1IS+α2UR+ε
其中，C表示常數項，ε為隨機誤差項向量。
實證分析
（一）Moran`I指數
首先使用Geoda軟件對我國31個省份的居民消費做全局自相關檢驗，分析是否存在空間交互作用，結果如表1所示。
表1指出了2006-2010年31個省域居民消費的空間自相關Moran`I指數及其指標。結果表明，省域居民消費的Moran`I指數均在小于5%的顯著性水平下通過了強有力的空間自相關的證據，這意味著居民消費在空間上隨機分布的假設被拒絕了，居民消費在地理上存在著顯著的正相關關系：相對較高消費水平的省域傾向于和其它消費水平高的省域鄰近；相對較低消費水平的省域傾向于和其它較低消費水平的省份鄰近。這說明居民消費水平在省域上是相關的。因此，不應當將其假定為一個獨立的觀測值，傳統的經典線性回歸模型的估計結果及解釋是有一定偏差的。
（二）OLS模型結果
本文首先用Geoda軟件對樣本期間的我國各省份的居民消費水平與城市化水平、第三產業發展水平之間的關系進行傳統的最小二乘法估計，結果如表2所示。
從表2中可以看到，樣本期間內第三產業對居民消費水平的影響系數除了2009年和2010年通過5%的顯著性水平檢驗外，其余的都一致性地通過了1%的顯著性水平檢驗，說明第三產業對居民消費的提高有重要帶動作用；省域城市化水平對居民消費水平的影響都通過了5%的顯著性水平檢驗，這說明城市化對居民消費水平的提高是顯著的。對比2006-2010年的各年省域城市化水平的系數可以發現，城市化水平的系數是逐年提高的，說明城市化對居民消費水平提高的影響程度逐漸加深，而且模型的擬合程度比較好。
從空間按依賴性檢驗可以看出，各年份的LMERR檢驗較LMLAG檢驗顯著，R-LMERR檢驗也較LMERR檢驗更加顯著，而且各年份的LMERR和R-LMERR的統計值均通過了1%的顯著性水平檢驗，因此應建立空間誤差模型。
（三）SEM模型結果
采用空間誤差模型的估計結果如表3所示，對比表2和表3的結果的值可以看出，空間誤差模型后的估計結果整體上一致好于采用加權最小二乘法估計的結果。結果表明，第三產業對居民消費水平的影響系數都一致性地通過了1%的顯著性水平，結果優于傳統的最小二乘法模型；城市化水平對居民消費水平的影響系數也均一致地通過了1%的顯著性水平檢驗，省域城市化對居民消費水平的影響是顯著的，對比2006-2010年的5年省域城市化水平的系數可以發現，城市化水平的系數是逐年提高的，說明城市化對居民消費水平提高的影響程度逐漸加深；各年份的空間誤差系數也均一致地通過了1%的顯著性水平檢驗，說明各省份的居民消費水平在空間上存在依賴效應，具體而言，第一，省域的經濟水平相當、消費的示范效應和攀比效應導致相近的省域具有一定的相似性效應，例如，連續多年北京、天津、江蘇、浙江、上海都位于第一象限，是高-高的正自相關關系的集群。第二，經濟發展的政策性導向導致了消費的集聚效果，使得消費從東、中、西呈現一定的消費梯度和依賴效應。
結論及政策建議
本文通過引入空間權重矩陣對我國省域的消費水平與城市化之間的關系進行了空間計量分析，相比傳統的計量模型，空間模型更適應測算區域的數據特征，得到的結果也更加可信。結果表明我國省域居民消費有明顯的空間依賴性和較為明顯的空間差異性，本文的空間誤差模型分析證實，對我國居民消費的理論和實證研究，不能忽略地理空間效應對居民消費的影響作用。
根據研究結果發現，我國各省份的城市化水平的推進對居民消費有著顯著的影響，城市化對居民消費水平提高的影響程度逐漸加深，同時，省域消費水平的空間依賴性說明了我國拉動內需、提升居民生活水平的政策應該從全國范圍內統籌安排，單純依靠本省市或者局部的推動可能效果并不明顯。為此，中央層次的政策導向需要更有助于突破行政區域界限的城鎮體系建設方向靠攏，建設中國城鎮體系一體化。
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篇7
實際經驗以及之前的研究表明，GDP以及人均居民收入對于消費水平具有顯著的解釋效力，很多情況下這兩大要素被作為直接因素考慮，一般來說，GDP較高的國家說明其有較強的經濟實力，因此居民消費水平相應較高；而人均收入則直接體現一個人的財富，正如凱恩斯的消費函數所體現的，收入對于消費具有重大
的影響。
除去這兩個因素之外，從理論上直接分析，常見的因素還可能有以下幾個：
（一）人口增長率
在財富一定的情況下，人口增長率越高，則財富將在更多的人之間進行分配，由此會降低居民的消費水平。同時人口增長率可以一定程度上反映人口結構，而不同的人口結構消費習慣不同，必然導致消費水平的變化，人口增長率較高說明年輕群體在人口中占據主體，則必然導致消費水平的提升。
（二）通貨膨脹
通貨膨脹使居民日常生活必需品價格普遍上漲，這意味著城鎮和農村居民的人均可支配收入不同程度縮水。通貨膨脹使居民的實際收入減少，降低了居民的消費能力。另外，通貨膨脹對居民的消費預期也產生影響。居民消費價格持續上漲，一定程度上削弱了城市居民的消費欲望。預期未來收入水平下降，表現最明顯的就是恩格爾系數提高，對消費結構產生影響。本文采用居民消費價格指數描述通
貨膨脹。
（三）居民儲蓄
居民的消費和儲蓄互相影響。一方面儲蓄增加，現實的消費就會減少，而儲蓄減少，現實的消費就會增加。另一方面高儲蓄往往對應著高投資，銀行可以作為中介將財富進行轉移，而投資規模的擴張又可以提升居民的消費水平。我國居民儲蓄率一直保持較高水平。20世紀90年代以來，城鄉居民儲蓄存款持續增長，其對于消費的影響也是值得探究的。
二、研究設計與實證分析
（一）研究目標
首先我們將根據1978C2014年的居民消費水平（Y）；1978C2015年的GDP（X1）；1978C2015年人均可支配收入（X2）；1978C 2015年人口自然增長率（%） （X3）；1978C 2015年居民消費指數（%） （1978年作為基期=100）（X4）；1978C2014年居民儲蓄（X5）這些數據，分別對以上六個因素與消費水平進行一元線性回歸分析，確定這六個因素是否都如之前的理論分析一樣顯著影響消費水平。之后會將顯著影響的因素與消費水平進行多元回歸分析，剔除可能存在的共線性情況，最后得到一個較為完美的模型。
（二）模型設定。
1.一元線性回歸模型：
Yi=α0+α1Xki+μi（k=1，2，…，5）
分別建立五個一元線性回歸模型，α0和α1表示待估參數，通過EVIEWS軟件進行回歸分析。得到相關統計結果如表1：
綜合上表可以發現，五個因素都可以解釋居民消費水平，但解釋程度不相同。GDP、人均可支配收入、居民儲蓄在模型擬合程度、對Y的解釋能力方面都特別強，而人口自然增長率以及消費物價指數對于Y的解釋相對較弱。尤其人口自然增長率顯著性不是很強。相比較之前的理論分析可以看到：在我國人口基數大的基本國情下，人口自然增長率對于消費水平的影響是負向的，即人口增長率增加1%，居民消費水平下降988.2012元。另一方面儲蓄與消費水平是正向的關系，這與我國發展中國家的基本國情也是符合的，我國最近幾十年處速發展階段，人民生活水平不斷提高，消費提升的同時儲蓄也有增加，人民生活水平還有很大的提升空間。
2.多元線性回歸模型：（假設上述的五個解釋變量都可以顯著解釋居民消費水平）
Yi=β0+β1Xi1+β2Xi2+β3Xi3+β4Xi4+β5Xi5+μi
建立一個多元回歸模型，β0到β5表示待估參數，通過EVIEWS軟件進行回歸分析。得到如圖1所示結果：
該模型的擬合優度檢驗：
R2=0.999077，R2=0.998928
說明模型的擬合程度非常好，同時F統計值6709.099非常大，對應P-value值為0。整個模型是顯著的，但是當α=0.05時，X2與X3的t檢驗并不顯著，這與之前一元線性回歸的結果有較大出入，說明可能存在比較嚴重的多重共線性情況。因此需要進一步的篩選變量。在表一中，我們首先選取R2最大的X2作為基礎變量，逐步加入其它變量。根據赤池信息準則和施瓦茨信息準則以及加入的變量可以提高R2這三個準則，我們發現X2與X4這兩個變量之間存在較明顯的共線性情況，往往不能同時滿足這兩個變量同時顯著的情r，故這里我們放棄以X2為基礎變量的想法，選擇X1為基礎變量，當再加入X4、X5這兩個變量時有：
R2=0.998956
這樣修正后的可決系數大于考慮每個變量時的t值，而且各個變量都是顯著的，都可以在95%的概率下對模型有顯著解釋能力，整體上F值等于11481.17，整個模型也是顯著的，因此我們這里不再增加變量，原有的X2、X3剔除出模型之外，則可得最終的回歸方程：
Yi=-1666.105+0.013Xi1+3.194Xi4+0.015Xi5+μi
三、小結
通過一系列的數據分析，我們最終發現，當單獨研究時，國民生產總值、居民人均收入水平、人口自然增長率、消費物價指數、居民儲蓄都可以顯著解釋居民消費水平，其中國民生產總值、居民人均收入、居民儲蓄的解釋能力非常強；而當綜合考慮多元線性回歸模型時，由于共線性的問題，只將GDP、消費物價指數、居民儲蓄列入模型之中。
從其影響因素來看，GDP、消費物價指數對于居民消費水平來講更多的是一種被動影響，并不能真正反映居民生活水平的改善，而隨著近幾年來我國GDP增速放緩，我們需要更多地依賴一些主動的刺激性措施來提升居民消費水平，進而提升居民生活質量。一方面面對社會老齡化趨勢，政府放開了二胎政策，這對于社會年齡結構的改變具有重大意義，而年輕群體的增加將帶來切實的消費水平改善；另一方面隨著可支配收入的提高以及居民金融意識的提高，鼓勵更合理的資金配置，促進社會實體投資、加強對于金融衍生產品的控制與監管將會成為推動居民消費的強大動力；最后提出的供給側改革，從供給端提升生產水平，加大科技研發與科技創新，提高產品質量，將是提高居民消費水平的根本所在。
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篇8
1.居民消費指標。居民消費水平是指居民在物質產品和勞務的消費過程中，對滿足人們生存、發展和享受需要方面所達到的程度。通過消費的物質產品和勞務的數量和質量反映出來。
居民消費水平，是按國內生產總值口徑，即包括勞務消費在內的總消費進行計算的。計算公式為：
居民消費水平(元/人)=報告期國內生產總值中的居民消費總額/報告期年平均人口
本文將天津市居民消費水平作為衡量天津市居民消費的指標。
2.經濟發展指標。GDP是反映國民經濟的綜合指標，它的權威性和可比性已被廣泛認可。鑒于此，本文采用天津市GDP指標作為衡量天津市經濟發展指標。
為了減少異方差，本文對居民消費水平(X)和地方生產總值(GDP)進行了自然對數變換，分別記為LNXt和LNGDP。變換后原時間序列的協整關系并不會受到影響。此外，本文中的所有數據均來自《中國統計年鑒》(2015)。
二、實證分析
1.基于VAR模型的分析。確定VAR模型的結構，一般用赤池信息準則(AIC)，選擇最大滯后期k值。原則是在增加k值的過程中使AIC的值達到最小。適當加大k可以消除誤差項中存在的自相關。但k值過大會導致自由度減小，影響模型參數估計量的有效性，并比較不同滯后期所建立的VAR模型的穩定性。經過比較，本文最后選擇滯后2期，即k取2。經檢驗，所建模型除LR和SC外，最終預測差(FPE)、赤池信息準則和漢南-奎因信息準則(Hannan-Quinn)最小，三個檢驗準則同時得到了滿足。在此基礎上，可以對和LNXt時間序列進行協整檢驗。本文采用Johansen檢驗方法。該檢驗能判定協整方程的個數，即協整秩。經過反復檢驗，確定協整變量含截距項并有確定趨勢。Johansen協整結果表明，在5%的顯著水平下，和時間序列只存在一個協整關系。
2.格蘭杰(Granger)因果關系。雖然通過實證研究可以得出和LNXt的協整關系，但沒有表明這兩個序列之間是否存在因果關系。 Granger(1980)指出，如果變量之間是協整的，則至少存在一個方向的Granger原因;在非協整情況下，任何原因的推斷將都是無效的。從前面確立的天津市經濟增長與居民消費水平的關系中，可以看出由于二者具有協整關系，所以他們之間至少存在一個方向上的因果關系。計量的檢驗結果表明(見下表)，在95%的置信度下，天津GDP增長是促進居民消費水平增加的Granger成因，但反向的影響關系則在統計意義不成立。
3.脈沖響應分析和方差分析?；谔旖蚴蠫DP與居民消費水平的VAR模型的脈沖響應函數，可以描述二者的相互影響關系，基本思想是研究系統中個別方程中的新息(innovation，即隨機誤差項)產生變動時，由于變量間的相互影響而對系統中其他變量所產生的沖擊強度和影響時滯。由于研究沖擊響應時采用的是Cholesky分解技術，該方法的一個技巧是使誤差項正交化。所以Cholesky分解的結果依賴于系統內變量的排序。 Koop，Pesaran和Potter(1996)提出了廣義脈沖響應(Generalized ImpulseResponse)和廣義方差分解(GeneralizedVariance Decomposition)，以避免正交化對變量排序的依賴性。故本文采用廣義脈沖響應方法進行響應分析。
圖1的脈沖響應結果表明，當在本期給居民消費水平一個正沖擊后，天津GDP在第5期達到最低點，第5期以后呈現緩慢平穩上升的趨勢，這說明居民消費水平受到外部沖擊以后，給本市經濟增長能夠帶來反向的沖擊，但是這種沖擊并不大，并且對第5期以后緩慢回落有一定拉動作用，不具有顯著作用，這與上述格蘭杰因果檢驗中居民消費水平的增加不是促進GDP增長的Granger成因的結論相一致。
圖2中，LNXt的脈沖響應結果表明，當在本期給GDP一個正沖擊后，居民消費水平在第7期會達到最高點，從第7期開始保持平穩下降，而且作用效果明顯。這表明GDP的某一沖擊會給居民消費水平帶來同向沖擊，且從第七年后對居民消費水平產生穩定的拉動作用。同時，它也印證了上述格蘭杰因果檢驗結果。
與脈沖響應函數的分析視角相反，方差分解是把系統中每個內生變量的波動按其成因分解為各方程新息(innovation)相關聯的組成部分，從而可以判斷各新息對內生變量的相互重要性。方差分析圖說明，是LNXt的重要影響因素，經過10期，其貢獻率從42.38%上升為 82.23%;LNXt對的影響較弱，其貢獻率最高僅為15.64%。
4.VAR模型預測?；赩AR(3)模型，可以對天津市經濟增長和居民消費水平做出樣本內預測和樣本外短期動態預測。從樣本內預測序列圖可以看到，因為靜態預測是使用樣本實際觀測值進行預測，所以靜態預測的效果要好于動態預測，但是，樣本內動態預測可以預測出序列的變化趨勢。VAR模型的特點之一就是做樣本外近期預測非常準確。本文結果很好的證明了這一點。如據統計，2014年天津市GDP和居民消費水平分別為 15726.53億元和 28492元，取對數后分別為 9.6631億元和 10.2574元，而該VAR(3)模型對2007年天津市GDP和居民消費水平的預測值分別是9.7425億元和10.2547元，模型預測誤差分別為 0.008和-0.0003.
三、結論和建議
雖然社會經濟系統的復雜性決定了我們不能依據任何實證工具進行簡單的決策，但本文的實證結果有助于我們對天津居民消費水平與經濟發展的關系做出一個大致的判斷。
從計量分析結果看，天津居民消費水平和GDP構成一個相互有長期影響的動態線性系統，只是程度有所不同，即GDP增長是促進居民消費水平增加的Granger成因，但反向的影響不顯著。在受到經濟波動的沖擊下，GDP會對居民消費水平產生同向顯著而持續的影響。這在一定程度上表明天津居民消費水平與母城經濟發展水平息息相關，而居民消費水平對母城經濟發展的帶動作用有限。
篇9
文獻標識碼： A
文章編號： 1006-1096(2002)06-0018-04
一、教育與教育消費
教育是為了滿足一定的社會要求和提高人類的知識與技能，通過有目的、有計劃、有組織的 培訓，培養社會所需要的勞動者的社會活動。教育最早起源于生產勞動，最早期的教育也就 是老一代勞動者通過向新一代勞動者傳授生產經驗與生活經驗實現的?？梢姡逃畛蹙褪?具有生產屬性的，后來隨著腦力勞動與體力勞動的逐步分工，教育與生產勞動逐漸分離，出 現了專職從事教育的機構與場所。隨著社會生產力的發展，教育呈現出越來越強的生產力屬 性。
對于教育的生產力屬性，西方早期的經濟學家如威廉?配第、亞當?斯密、李嘉圖與馬歇爾等作過論述。馬克思更認為，教育是提高勞動力再生產的基本途徑和手段，是使勞動者獲得全面自由發展的必要過程和必經手段。在現代社會，教育的生產力屬性更加明顯。作為第一生產力的科學技術的生產、積累、更新、進步等都直接依賴于教育的發展，教育不僅是知識生產力的有機組成部分，而且具有直接的生產力含義。
正是由于教育的生產力屬性，教育消費才有了消費與投資的雙重屬性。所謂教育消費，是指為獲取知識與技能，教育者本人或家庭用于教育方面的各種貨幣支出。教育消費既是消費，也由于其形成人力資本的作用同時也是投資，或者說教育消費是投資性消費。所謂投資性消費，就是既能滿足人們目前需要又能形成未來生產能力的消費。教育消費通過影響勞動者的未來消費能力即獲取收入的能力與消費偏好為其提供長期消費收益，同時，教育支出能提高勞動者的未來生產率和相應的更高勞動收入為其提供長期資本收益。
二、教育消費與收入分配
教育消費與收入分配狀況有著密切的關系，收入分配狀況決定了可能達到的教育消費水平。從宏觀角度上講，一個國家或地區的收入分配狀況決定了這個國家或地區可能達到的教育消費水平。從微觀角度上講，一個家庭對教育消費可能作出的支出，受到這個家庭收入水平的影響。如果以教育消費的貨幣支出額來計量教育消費水平，那么在收入分配水平與教育消費水平間就存在一定的函數關系，即教育消費函數。
如果以Y表示教育消費水平，x表示收入，則教育消費函數可以表示為
Y＝F(x)，其中x＞0，dY／dx＞0，d2Y／dx2≤0
教育消費函數是一個擬凸函數，其一階導數大于0，二階導數小于等于0。教育消費函數的這種性質有著明確的經濟含義，即教育消費水平隨著收入水平的增長而增長，教育消費水平增長的速度大于收入水平增長的速度，但是這種增長的速度隨著收入水平的增加而遞減，即家庭教育消費水平增長的幅度隨家庭收入水平增長幅度的進一步增加而降低，也就是說，收入水平越高，教育消費水平的增長幅度越低。而且，家庭教育消費支出負擔率與收入水平呈反比，即家庭收入水平越低，家庭教育消費支出占家庭全部消費支出的比例就越高；家庭收入水平越高，家庭教育消費支出占家庭全部消費支出的比例就越低。
具體而言，教育消費水平與收入分配水平間存在以下關系：
1教育消費水平隨收入水平的增長而增長
教育消費水平隨收入水平的增長而增長，表現為教育消費水平對收入水平的邊際傾向大于0。教育消費水平對收入水平的邊際傾向dY／dx，表示后者增加l單位引起前者增加的單位數，即收入增加額中教育消費水平增長的比例。dY／dx>0，說明家庭教育消費水平隨家庭收入水平的增長而增長。
2教育消費水平隨收入增長而超前增長
教育消費水平隨收入增長而超前增長，集中體現為教育消費水平的收入彈性大于1。教育消 費水平的收入彈性，指當收入增加1％時，教育消費水平提高的百分數。即教育消費水平的 收入彈性：
E=dlnY/dlnx
=xdY/Ydx
當我們把教育消費函數設為一次齊次線性函數時，可以具體估計出教育消費水平收入彈性的數值。假設Y=bO+b1x,其中bO0.bO=
那么
E=dlnY/dlnx
=xdY/Ydx
=1-bo/Y①
因為b01
經過計算得出教育消費水平的收入彈性大于l。這表明當收入增長一個百分點時，教育消費水平的增長超過一個百分點，即教育消費水平的增長速度大于收入水平的增長速度。由此可以得出一般結論，教育消費水平總是超前于收入水平的增長而增長，這符合我們的通常的看法，這也說明，教育消費一般要保持適度的超前增長。推而廣之，就一個國家或地區而言，教育消費水平的增長也將隨收入水平的增長而增長，而且教育消費水平的增長速度超過收入水平的增長速度，但是在不同的地區或在地區內部，教育消費水平隨收入水平增長而增長的程度是不一樣的。這是因為教育消費水平的收入彈性受b0與x的影響，而在不同地區之間、地區內部及城鄉之間由于bo與x的不同，教育消費水平的收入彈性也不同。也就是說，在不同的地區和城鄉之間，由于收入增長而帶來的教育消費水平的的增長也不一樣。
3教育消費水平的彈性系數隨家庭收入水平增加而遞減。
教育消費水平的彈性系數隨年人均家庭收入增加而遞減是因為
dE/dx=bOb1/Y2②
這表明教育消費水平隨收入水平的增長而增長，但是增長幅度隨著收入水平的進一步增長而遞減，即收入水平越高，教育消費水平增長幅度越低，這也符合邊際消費傾向遞減的一般規律。同時這也說明，教育消費水平越低的家庭，其用于教育消費支出的貨幣占家庭全部收入的比例，低收入家庭將高于高收入家庭，家庭收入水平越低，家庭用于教育消費方面的支出在家庭全部消費支出中的比例就越高。即低收入家庭教育消費支出的負擔要比高收入家庭教育消費支出的負擔要重，而且收入越低，負擔越重。
除教育消費水平隨收入水平的增長而增長外，教育消費水平與接受教育消費者的教育程度呈正相關關系，而且教育消費水平增長的幅度呈跳躍式發展。此外，父母的行業、職業與教育程度不同教育消費水平也不同，而且不同地區間教育消費水平存在明顯差異。
教育消費水平與恩格爾系數也存在一定的關系，不同地區的恩格爾系數與家庭教育支出負擔率基本呈正向變化關系，即恩格爾越高的省份，家庭教育支出負擔率也越高。但是，北京的情況相反，即北京的恩格爾系數較低，但教育消費支出較高，這可能與北京地處首都，特別重視教育有關。
研究表明，食物消費支出所占比例與家庭教育消費支出所占比例之間顯著正相關，即一個國家家庭消費中用于食物的消費比例越低，則國民家庭消費支出中用于教育消費的支出的比例也越低；而一個國家用于食物的消費比例越高，則國民家庭消費支出中用于教育消費的支出比例就越高。并且，教育消費支出比例對食物消費支出比例呈弱彈性，即食物消費比例每降低一個百分點，家庭教育消費水平只提高0.72個百分點。
教育程度越高，家庭教育消費支出負擔率越大。就全國平均而言，大學本科及大學本科以上的基本教育消費支出負擔率為18．97％，而小學的基本教育消費支出負擔率僅為4.45％。各省市間的教育消費水平是不同的，教育層次越高，經濟發展水平越高的省市，其教育消費水平也越高。我國城鎮居民家庭的基本教育消費負擔率為7.38％，總教育消費負擔率為9.62％。一般而言，經濟發展水平高的省市，其家庭教育消費負擔率低，這是與教育消費占收入的比例隨收入的增加而增加，但增加的幅度低于收入增長的幅度相一致的。
對一般教育消費者來說，來自家庭的資助在教育消費的資金來源中占有重要地位，而對那些貧困家庭的教育消費者來說，來自家庭的資助可能不足以支付教育消費的各種支出，那么來自親友的資助，以及貸學金、助學金與勤工儉學等方式，就在教育消費的資金來源中占有重要地位。尤其對特別貧困的家庭來說，更是如此。由于教育消費中有些項目是固定的，如高等院校的學雜費、住宿費等，用于這些方面的支出不以教育消費個人的支付能力為轉移。而對其他教育消費支出，如飲食、衣服、交通、書籍等方面，會因教育消費者家庭收入水平不同而不同，家庭貧困者一般會盡可能壓縮在非必需項目的支出。來自家庭外資助的平均水平，家庭年總收入水平在10000元以下的學生明顯高于家庭年總收入在10000元以上的學生，家庭居住在農村的學生獲得家庭外資助的平均水平比城鎮學生高。
三、教育消費與勞動力市場
如果說收入分配對教育消費的影響，是從教育消費的起點來影響教育消費的話，那么勞動力市場對教育消費的影響，則是從教育消費的終點來影響教育消費，即接受教育消費者完成教育消費后，必須到勞動力市場尋找工作獲取收入，勞動力市場本身的完善與競爭狀況，既影響到接受教育消費者可能獲取的收入，也影響到未完成教育消費者與潛在的教育消費者做出的教育消費的決策。
教育消費與勞動力市場的關系，主要是通過教育消費為勞動力市場提供不同教育層次與專業的勞動力實現的。一方面，教育消費提供勞動力的結構是否適應勞動力市場的需要，既影響到接受教育消費者尋找工作的難易與滿意程度，與可能獲得的工資，也影響到潛在的教育消費者與完成教育消費者對未來教育消費的決策；另一方面，教育消費擴張到勞動力市場上不同層次勞動力的就業情況產生影響，既影響到勞動力市場上工資的變動，也影響到勞動力市場本身的發展。
在教育消費與勞動力市場之間，勞動力市場對教育消費的影響也是主要的，教育消費對勞動力市場的影響是次要的。首先，勞動力市場的完善程度影響著教育消費的數量與質量。如果勞動力市場是完善的，教育消費較高的勞動力就會找到收入較高的工作，就會促進教育消費的發展。反之，則不利于教育消費的發展。其次，教育消費的發展規模與水平，影響勞動力的結構、層次與整體素質。如果教育消費提供的勞動力能滿足勞動力市場的需要，那么在教育消費、勞動力市場與經濟發展間就會存在一個良性循環。否則既不利于教育消費的發展與勞動力市場的發育，也將影響到經濟的發展。再次，教育消費對人口質量與勞動力資源有重要影響。這主要是通過代際效應實現的，即父母的教育消費影響到子女的教育消費。通過代際效應的傳遞機制，教育消費的發展將大大提高人口質量與優化勞動力資源。
教育消費與勞動力市場的相互影響，要求優化教育消費結構，以培養出符合勞動力市場需要的勞動者。教育消費結構的優化，要求教育消費結構與勞動力需求結構基本一致。但是，現實中兩者卻經常存在矛盾。這首先是因為教育消費微觀決策與宏觀決策不一定會保持一致，對個人來說其教育消費決策是理性的，但這并不等于宏觀決策的最優化。其次是因為國民經濟發展本身具有一定的無序性，勞動力市場總是處于變化之中，是難以準確預測的。第三，教育本身的發展與經濟的發展也不可能完全協調一致，教育與經濟的動態適應總是存在一定的時滯?？傊?，教育消費結構并不總能與對勞動力的需要結構一致，要實現二者的一致，必須經過一定的途徑。
優化教育消費結構，實現教育消費結構與勞動力需要結構間的基本平衡，一般采用功能應對模式。這種模式的主要思想是，教育消費結構與勞動力需求結構間是勞動力供給與需求的兩個方面，所以，只要教育消費結構提供的勞動力符合社會與經濟發展的需要，教育消費就完成了向勞動力市場提供勞動力的責任。這種模式特別強調教育消費為社會提供具有強大的就業適應能力與綜合素質的勞動力，在功能上滿足社會與經濟發展對勞動力的要求，而不強求教育消費結構與勞動力需求結構間的一一對應。由于這種模式強調功能上的和諧與吻合，而并不是結構與運行方面上的對應，而且通過提高教育消費者的通用專業能力，使教育消費結構與勞動力需求結構間總能保持相對的平衡。
隨著我國市場經濟的發展，教育消費的決策和勞動力的職業選擇日漸成為一種微觀層面的自主行為，也就是說市場機制已成為其中起主要作用的資源配置手段。因此，要使教育消費和勞動力市場協調發展，必須充分重視市場機制的作用，當前突出的是要大力發展民營教育，推動教育供給的市場化，使居民多樣化的教育消費需求由于教育供給的短缺只能得到有限滿足的局面，使教育消費和勞動力市場之間的不協調和結構偏差進一步惡化的局面逐步得到扭轉。
四、發展教育消費的政策建議
要發展教育消費，必須從社會、文化、政治、經濟的角度來認識教育消費，從經濟發展與資源配置的高度來認識教育消費，要著眼于教育消費的長遠發展。我國的教育消費雖有了一定的發展，但目前教育消費的狀況還不能滿足社會與經濟發展的要求。
1.要改變觀念，摒棄那種發展教育消費為拉動經濟增長的短視觀念，而要把發展教育消費的作用著眼于經濟的長期發展。
2.要改革教育管理體制，優化教育供給，加大對教育的投入，在促進義務教育和中等教育發展的基礎上，加快高等教育發展。
3.要加快收入分配體制改革，改善收入分配狀況，縮小收入分配差距，尤其要加大力量提高中低收入居民的收入水平，為教育消費的發展奠定堅實的基礎。
4.要切實深化勞動力市場改革，加快勞動力市場改革步伐，擴大勞動力市場職位的供給，消除勞動力市場中的政策性分割因素，盡快建立全國統一的勞動力市場。
5.要確保教育消費保持一定的適度超前發展，進一步加大對教育的投入，提高教育經費 在GDP中的比重，為教育消費的發展提供良好的制度環境。
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①具體計算如下：
E=dlnY/dlnX=(dY/Y)/(dX/X)=xdY/Ydx=xd(bO+b1x)/(bO+b1X)dx=xb1dx/(bO+b1x)dX=b1/(bO+b1X)=1-bO/(bO+b1X)=1-bO/Y
②具體計算如下：
dE/dx=d(1-bO/Y)/dx=-bOd(1/Y)/dx=-bO[(-b1dx)/Y2]/dx=bOb1/Y2
An Economic Analysis on Education Consumption
LIU She-jian
(Research Center of Employment and Social Securites, Fudan Univer sity, Shanghai 200043, China)
Abstract: Education consumption is mainly affected by income di stribution and la bor market. Income distribution affects education consumption from its beginning , and labor market affects education consumption form its ends. In order to meet the demands of economic development we have to take effective measures to boost the level of income distribution and improve labor market.
篇10
改革開放以來，四川省經濟得到了持續穩定的發展，居民生活水平顯著提高。消費作為拉動經濟發展的三大馬車之一，決定著產品的需求，影響著廠商的供給，是促進就業及保證社會經濟的健康發展的重要因素。除了居民收入水平是影響居民消費水平的重要因素，物價水平也會對居民消費產生不可忽視的影響。為此，本文在眾多消費理論研究的基礎上，結合1985～2010年四川省居民消費水平相關數據，提出如下模型：
CONS=C（1）+C（2）*I+C（3）*P
其中，CONS為四川省居民消費水平，I為四川省居民收入水平，P為四川省物價水平。
二、數據來源
從《中國統計年鑒》中可以查到從1985年到2010年的按當年價格計算的四川省居民消費水平（CONS）、地區生產總值（GDP）、人口（POP）以及居民消費價格指數（P），以1984年的居民消費價格指數為100），然后用地區生產總值除以人口就可以得到四川省人均生產總值，作為四川省居民收入水平（I）。為了克服數據的不穩定性，對數據取其自然對數。
三、模型的建立、檢驗及修正
1、模型的建立及參數估計
使用普通最小二乘法，帶入數據后得到回歸方程模型為：
LNCONS=0.6955+0.6953*LNGDP+0.2110*LNP（1）
（13.8929）（1.7593）
Adj-R2=0.9920，D.W.=1.1253
2、模型的計量經濟檢驗
（1）異方差性檢驗和調整
對模型（1）進行懷特檢驗，檢驗的原假設為殘差無異方差性，由于收尾概率遠小于顯著性水平0.05，殘差存在異方差。運用加權最小二乘法加以修正，以1/abs（resid）作為權重，得到模型：
LNCONS=0.7042+0.6921LNGDP+0.2148LNP（2）
（64.0849）（7.7810）
Adj-R2=0.9997，D.W.=1.0952
再對模型（2）進行懷特檢驗，結果如圖一所示：
圖一
檢驗結果概率為0.0561>0.05，即模型（2）不再存在異方差問題。
（2）序列相關性檢驗
對模型（2）進行LM檢驗，以判定其是否存在系列相關性，得到ObsR-squared統計量的相伴概率為0.0772，說明存在序列相關性。用差分法消除序列自相關性，將所有變量變為其差分形式，代入數據得到的結果如下所示：
D（LNCONS）=0.0775+0.0362D（LNGDP）+0.6947D（LNP）（3）
（0.5156）（5.3434）
Adj-R2=0.5650，D.W.=1.9942
運用D.W.檢驗模型（3）的自相關性，查D.W.檢驗表的結果：樣本容量n=26，解釋變量k=2，臨界值dL=1.22，dU=1.55。由模型（3）可知模型的D.W.值為1.9942，即dU=1.55
（3）多重共線性
模型（3）中兩解釋變量LNGDP與LNP的簡單相關系數為0.9601，說明兩者具有較強的共線性，使用剔除法消除其影響，兩解釋變量系數顯著性檢驗結果如圖二所示：
圖二
從上圖可知LNP的系數t檢驗值為1.7593，小于1.96，未通過顯著性檢驗，故刪除LNP，代入數據所得到的回歸方程為：
LNCONS=1.2149+0.7798LNGDP（4）
（53.4192）
Adj-R2=0.9913，D.W.=1.4165
四、四川省居民消費水平與人均GDP長期關系的研究
由于四川省居民消費水平與人均GDP兩個經濟變量本身是非平穩的時間序列，僅用傳統的單方程計量經濟模型可能會產生“偽回歸”現象。下面將進一步運用協整理論，對四川省居民消費水平與人均GDP數據進行單位根檢驗、協整檢驗，探索他們之間的內在關系，并建立誤差修正模型。
1、觀察圖形
查看LNCONS與LNGDP兩個時間序列的圖形，可知兩個時間序列均隨時間呈現明顯的增長趨勢，這兩個時間序列均屬于非平穩時間序列。對這兩組數據進行一階差分后，兩序列隨時間上升的趨勢均消失了。
2、格蘭杰檢驗
運用EVIEWS軟件對DLNCONS、DLNGDP進行格蘭杰因果關系檢驗，選取滯后期為2，得到結果如圖三所示：圖三
在顯著性水平α=0.05時，DLNGDP與DLNCONS互為因果關系，兩者之間存在協整關系，可以建立ECM模型。
3、誤差修正模型
運用EVIEWS軟件得出的結果如上述模型（5）所示：
LNCONS=1.2149+0.7798LNGDP+e1（5）
（10.2475）（53.4192）
Adj-R2=0.9913，D.W.=1.4165
回歸方程殘差序列估計值為：et= LNCONS-1.2149-0.7798LNGDP，對殘差序列進行單位根檢驗，如圖四所示：
圖四
殘差的ADF檢驗統計量為-5.6556，小于1%顯著性水平下的臨界值，所以殘差序列是平穩的。建立誤差修正模型：
DLNCONS=0.0922+0.2143LNGDP-0.4675et-1+μt（6）
（6.1187）（2.8057）（-4.3552）
Adj-R2=0.8633，D.W.=1.5941
各項統計量表明，模型擬合優度較高，效果不錯，說明模型將處于長期均衡，而模型中的別解釋變量的短期波動可由差分表現。
五、結論
由上述實證分析結果，可得出以下結論：
1、四川省人均GDP與物價水平均會對居民消費水平產生影響，且其影響都為正相關。即人均GDP增加，居民消費水平提高；物價水平升高，居民消費水平也會隨之提高。但是，過高的物價水平將抑制居民的消費欲望，導致居民消費需求下降，從而降低消費水平。
2、四川省居民消費水平與四川省人均GDP之間存在著長期均衡關系。到2010年底，四川省人均GDP為21361.69元，大體上只相當于世界人均GDP水平7518美元的40%。其中一個重要影響因素就是居民消費水平偏低，消費與儲蓄緊密相關，傳統的儲蓄觀念也是抑制消費增長的一大原因。
3、消費作為帶動經濟增長的三大馬車之一，提高居民消費水平能同時帶動GDP的增長。因此，需要對居民未來的消費趨勢進行初步預測，適時調整產業結構和產品結構，不斷改善消費環境，完善消費政策，提高消費質量，以便更好地滿足人民群眾日益增長的物質和文化生活需要，同時保證經濟持續穩定健康發展。
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篇11
Chen peng
【Abstract】Based on the level of consumption of urban residents Nong Yishi development of the empirical analysis reveals the impact of the division level of consumption of urban residents in the development trend of the main factors, and selected from the consumer price index and the per capita disposable income of two indicators , Established a level of consumption of urban residents Nong Yishi the dual linear regression model, while the use of three projections, it is estimated that these two indicators of future value, and ultimately the consumer level Nong Yishi the development trend forecast.
【Key words】The consumer price index evel of consumptionPer capita incomeForecastNong Yishi
中圖分類號：C913.3文獻標識碼：A 文章編號：
，本文就兵團農一師城鎮居民消費水平影響因素作了系統的研究和分析，并對未來5年農一師城鎮居民消費水平發展趨勢做以預測，在此基礎上提出了提升農一師城鎮居民消費水平的對策。
1.農一師城鎮居民消費水平發展現狀
1.1農一師城鎮居民消費結構概況
居民消費結構是指居民各種具體消費內容和形式及其互相配合、互相作用的方式。消費結構包括消費主體結構、消費支出結構、消費形態結構、消費層次結構等多方面內容。其中,消費支出結構是基于居民吃、穿、行、用等消費形式所表現的對食品、衣著、住房、用品、交通工具、娛樂設施(服務)等商品和服務消費的支出結構。我國目前的統計年鑒就將居民消費分為食品、衣著、家庭設備用品及服務、醫療保健、交通通訊、文教娛樂用品及服務、居住和其他商品與服務類。
從表1的數據看出：從整體上，各年總消費支出由1997年的4508.68元增長到2006年的7589.20元，后者為前者的1.683倍，而同期人均可支配收入由5408.76元增長到10023.40元[2]，后者為前者的1.853倍。
在農一師城鎮居民人均可支配收入中，消費支出占有絕大比重，均在73%以上，其中食品支出所占比重最大，第二是衣著消費支出，其余消費支出按所占比重大小依次排列為：娛樂教育文化支出，居住消費支出，交通費用支出，醫療衛生消費支出，家庭設備消費支出，其他消費支出。
從而我們得出：衣、食、住、行四方面的消費支出仍是農一師城鎮居民消費的主要方面；娛樂教育文化方面的消費支出大于居民住、行兩方面消費支出額，說明農一師城鎮居民在物質生活水平提高的同時，精神需求水平也同步提高；在各項消費支出中，農一師城鎮居民的交通費用支出占有較大比重，這與農一師所處的地理位置以及當地的交通運輸條件欠發達有關。
表11997年―2006年農一師城鎮居民人均年可支配收入及消費支出
注：表中數據根據1998至2007年《新疆生產建設兵團統計年鑒》和《農一師阿拉爾市統計年鑒》計算整理而得。
表21997年―2006年農一師城鎮居民人均年各項支出所占總消費支出比例
表2是根據表1數據計算出的農一師城鎮居民人均年各項支出所占總消費支出比例。
從表中數據看出，各年娛樂教育文化方面的消費支出額基本保持穩定，食品、服裝、交通、雜項等方面的支出占消費總支出的比重從總體趨勢上來說穩中有降，家庭設備、醫療、居住等方面的消費支出占消費總支出的比重逐漸上升。說明人們解決了基本生活問題后，最關注的就是生活的質量以及身體狀況。
1.2影響農一師城鎮居民消費水平因素分析
1.2.1 居民消費價格指數
通過圖1可以看出：農一師城鎮居民消費價格指數在過去10年里呈上升的趨勢，但幅度不大。但居民消費價格指數與居民生活的方方面面都有直接的關系：1）影響物價，對居民購買力造成影響；2）影響居民的收入，居民消費價格指數上升，購買力下降，與過去相比，同等收入水平縮水。因此，過去10年里，農一師城鎮居民消費水平逐漸上升，與居民消費價格指數上升即表現出的物價上漲有密切關系。
1.2.2 貨幣購買力指數
通過圖2可以看出：農一師城鎮居民貨幣購買力基本保持平穩上升狀態，增幅不大。因為居民消費水平與貨幣購買力的變化成正比，所以，在農一師在過去的10年里，物價較穩定，居民消費水平也基本保持平穩上升趨勢。
1.2.3 人均可支配收入
農一師城鎮居民消費水平的高低很大程度上取決于城鎮居民的人均可支配收入，從表1當中的數據可以看出，隨著農一師城鎮居民人均可支配收入的提高，居民消費水平是不斷上升的。
圖1農一師城鎮居民消費價格指數
注：圖中灰色線為趨勢線
圖2 農一師城鎮居民貨幣購買力指數
注：圖中黑色線為趨勢線
1.2.4 恩格爾系數
農一師城鎮居民消費水平中存在恩格爾系數假象。從表2中的數據看出農一師城鎮居民生活的恩格爾系數從1997年的0.3792下降至2006年的0.3162。在一定程度上說明了居民生活水平的提高。
但是值得注意的是從1997年至2006年恩格爾系數在29%―38%之間，按照聯合國糧農組織提出的標準，恩格爾系數在30%―40%為富裕，低于30%為最富裕。農一師人民消費水平出現了恩格爾系數假象，因此，在農一師運用這一標準同其他地區乃至全國進行對比時，要考慮到一些不可比因素，如消費品價格比價不同、居民生活習慣的差異、以及由社會經濟制度不同所產生的特殊因素。在表中具體表現為農一師居民在交通和娛樂教育文化方面的消費支出大，這與農一師當地的交通運輸條件欠發達以及當地城鎮居民重視教育以及追求精神文化生活有關。這兩方面的消費支出增加了總消費支出，食品消費支出所占比重就會相對下降，即恩格爾系數下降，進而造成農一師城鎮居民消費水平中的恩格爾系數假象。
圖3農一師城鎮居民人均可支配收入
注：圖中黑色線為趨勢線
2.城鎮居民消費水平模型分析
2.1 居民消費水平預測模型
二元線性回歸模型：
若因變量Y受自變量X1、X2的影響，則因變量Y依自變量變化的線性回歸模型為：
Y =β0+β1X1+β2X2 （1）
式中，Y為因變量，X1、X2為可控并測量的自變量，β0、β1、β2為待定參數，稱為回歸系數[4]。
其可通過下面的聯立方程得到：
∑Y=nβ0+β1∑X1+β2∑X2
∑X1 Y=β0∑X1+β1∑X21+β2∑X1X2 （2）
∑X2 Y=β0∑X2+β1∑X1X2+β2∑X22
2.2 居民消費價格指數、人均可支配收入預測模型
三點預測法（五項加權平均法）：
Xt=a+bt（3）
其中：
b=(T-R)/(n-5)（4）
a=R-(11/3)b（5）
式中，R為數列首部5項加權平均數，T為數列尾部5項加權平均數，n為項數[5]。
注：五項加權平均法中的參數a、b值在直線方程中的解法如公式（4）、（5），因本文所用方程為二元線性回歸方程，故解法如上所述。
3.城鎮居民消費水平模型在農一師的運用
3.1農一師城鎮居民消費水平二元線性回歸模型
影響農一師城鎮居民消費水平的因素有居民消費價格指數、人均可支配收入、貨幣購買力指數、恩格爾系數等幾項，其中居民消費價格指數和人均可支配收入這兩個因素對農一師城鎮居民消費水平的發展起決定性作用，因此本文選取這兩項因素作為因變量，把城鎮居民消費水平作為因變量,則1997年――2006年農一師城鎮居民消費水平二元線性回歸樣本資料計算如下：
將表中有關資料數據代入公式（2）的三個方程式中：
59.6=10β0+1001.3β1 +74.4β2
5984.4=1001.3β0 +100316β1 +7465.1β2
458=74.4β0 +7465.1β1 +573.6β2
解上述聯立方程可得：
β0 =-11.7 ， β1 =0.13 ， β2=0.63
將參數值代入回歸方程式（1）：
Y =-11.7+0.13X1+0.63X2（6）
表31997年――2006年農一師城鎮居民消費水平二元線性回歸樣本資料計算表
3.2運用三點預測法預測農一師城鎮居民消費價格指數和人均可支配收入
在曲線方程中，一般有三個參數，我們可以按照配合趨勢曲線分析中的參數個數將時間序列分為相應的組，求各點的加權平均數，即將農一師城鎮居民1997――2006年的居民消費價格指數和人均可支配收入作為時間序列值，將其劃為兩組，求各點的加權平均值，再將所得的數值作為趨勢線上的坐標點，據以計算趨勢方程中的參數值。據此，得表4：
根據表4中的數據,得出n=10,T1=101.4,T2=9,R1=99.4,R2=6.6，將其代入公式（4）、（5）得：a1=97.9,b1=0.4, a2=4.84,b2=0.48；
表4農一師1997――2006年城鎮居民消費價格指數和人均可支配收入表
將a1 、b1、a2、b2的值分別代入公式（3）得2007――2011年農一師城鎮居民消費價格指數和人均可支配收入的預測值，見表5：
表5農一師2007――2011年城鎮居民消費價格指數和人均可支配收入預測表
3.3 2007―2011年農一師城鎮居民消費水平數量預測
居民消費價格指數、人均可支配收入與居民消費水平是影響與被影響的關系，三者之間存在線性回歸關系，因此，根據農一師2007――2011年城鎮居民消費價格指數和人均可支配收入的預測值，將這兩項指標值的預測值代入公式（6）：
Y =-11.7+0.13X1+0.63X2
則得出如下農一師城鎮居民未來五年消費水平預測值(圖3)。
3.4農一師城鎮居民消費水平發展趨勢預測結論
通過圖3的數量預測結果可以看出：在未來5年內，農一師城鎮居民消費水平是呈上升趨勢發展的，居民消費水平從2007年的6.09上升到2011年的9.39。其中2008年較2007年城鎮居民的消費水平增幅較大，這是因為受到2007年、2008年兩年里全國消費品市場物價迅速上漲因素的影響，2008年后增幅相對較穩定；同時受現行市場物價上漲因素所造成的直接影響是居民消費價格指數上漲，居民消費價格指數的高低直接反映通貨膨脹水平的高低，所以在未來5年內，由于受通貨膨脹的影響，農一師城鎮居民消費水平呈不斷上升趨勢。
如前所述，居民消費價格指數直接關系到居民生活的各個方面，在未來5年內，農一師消費市場物價會繼續上漲，從而對居民的購買力造成影響，居民的貨幣購買力降低；居民的收入不變的情況下，居民消費價格指數上升，表象上居民的消費水平也在不斷的上升，但是實質上伴隨著通貨膨脹的影響，與過去相比，農一師城鎮居民同等收入的水平就會縮水[6]。
圖32007――2011年農一師城鎮居民消費水平趨勢預測圖
注：圖中黑色線為趨勢線
4.提升農一師城鎮居民消費水平對策
通過以上預測結果，得知農一師城鎮居民消費水平的發展受居民消費價格指數和人均可支配收入的影響最大，因此，控制城鎮居民消費價格指數和提高城鎮居民人均可支配收入成為提升農一師城鎮居民消費水平的重要突破口。
4.1提高收入水平，提升消費能力
首先是通過增加師城鎮就業崗位，提高城鎮居民收入。其次是提高師城鎮職工工資水平。要通過完善工會制度，尊重職工權利，建立工資談判機制，完善勞動法規來建立正常的工資機制。三是完善收入分配制度，縮小收入差距，擴大中等收入群體。四是通過加強教育普及率和加大職業技能培訓力度，提高一師居民文化素質，促進一師城鎮居民就業。
4.2完善公共服務，提高消費意愿
一是完善社保體系。通過加大城鎮居民社保力度，改善社保征繳方式，建立健全社保體系。二是加大公共產品供給。調整財政支出結構，加大對教育、醫療、住房保障等領域的公共投入力度，減輕城鎮居民的負擔。三是加強市場調控。完善市場物價監測體系，完善重要商品的儲備、投放及期貨交易制度，加強金融、財政、稅收、行政等綜合調控力度，穩定市場物價。
4.3改善消費環境，釋放消費潛力
一是完善基礎設施建設。繼續加大對農一師城鎮的水、電、路、氣和通訊等基礎設施建設，完善師商業體系，發展現代物流業。二是擴大消費信貸規模。通過完善師社會信用體系，改善消費信貸的管理和考核方法，加大金融創新，降低信貸門檻來擴大消費信貸規模。三是加強市場監管。從行政執法、行業自律、輿論監督、群眾參與等方面完善市場監管體系，加大整頓和規范市場秩序。四是建立健全師城鎮居民社區服務中心。每3―5個居民點應建立一個社區服務中心，為城鎮居民集中提供計生、公安、民政、社保、農技、醫療、文化、商業服務，改善城鎮的消費環境，方便城鎮居民的生產生活[7]。
4.4突出重點領域，增加消費亮點
要重點突出發展師交通通訊、汽車、住房、旅游、文化娛樂、保健休閑等消費領域，促進農一師城鎮居民消費的健康快速增長。
4.5加強科學引導，提倡合理消費
農一師師政府可以通過政策鼓勵、教育宣傳、輿論導向等措施，逐步引導城鎮居民向節約、環保、健康的消費模式轉化。
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篇12
一、新疆農村居民收入結構分析
西部大開發以來，新疆各個鄰域都取得了很大的發展，有了很大的成效。中央在政府的大力支持下新疆的農民在近幾年來的收入都有了上升的趨勢，并且在結構上的工資性收入和財產性收入的變化也不大但家庭經營收入的變化很大。新疆農村居民的生活得到了很大程度的改善，收入也得到了提高，但在某些方面上，新疆農村居民收入結構上也存在著一些問題，如收入結構的單一，人均收入水平較低等?？偟膩碚f，新疆乃至世界的居民收入的變化將會直接影響著居民的消費水平和居民的消費結構。
伴隨著國家對新疆經濟的重視，對市場經濟的穩定繁榮和改革開放有了更加深入的發展，新疆人均的生活水平有了很大幅度的提高，其中主要表現在人均可支配收入的不斷增長與提高。農民的人口的比重正在逐年的減少，到2011年的56.46%比2004年的64.85%減少了8.39%左右。年末的總人口數，2004年的1963.11增長到2011年的2208.71增加了約89%，這就在表明了城市化水平的提高，在改革開放以來，經濟不穩定的現象，短缺的現象在新疆基本消失，經濟在不斷的發展，價格機制在資源配置中開始發揮基礎性的調節作用，市場發揮著越來越重要的作用，對于整體的發展不容小覷，目前市場供不應求的商品已很少見，然而供過于求的商品不斷的增加，價格開始出現直線式的下降。新疆城鎮居民收入高，消費量比較大，商品化程度也較高，其消費對農村居民有一定的示范作用，城鎮居民的收入帶動了農村居民的收入，在消費結構的研究與發展中占有及其重要的地位，從而我們要研究分析城鎮居民消費結構對消費水平的影響，這對于拓寬消費品市場渠道，完善與確定經濟發展戰略，促進經濟增長具有重大意義。
新疆作為我國西部大開發的重點發展地區，國家對其十分的重視，改革開放以來特別是1995以來，經濟社會取得了飛一般的發展，居民收入的不斷提高和消費水平的不斷提高，至此新疆城鄉面貌發生了翻天覆地的變化與改變。2008年新疆城鎮居民人均可支配收入平均為12478.61元，城鎮居民家庭平均總支出為11363.63元，分別比2007年增長了9.67%和8.07%。2008年新疆城鎮人口為844.65萬人占總人口的39.64%，1999年以來，隨著新疆農村居民人均純收入的不斷增加，農村居民消費水平也有了很大的提高，2008年新疆農村居民人均生活消費水平支出是1999年的2.09倍，國際上經常用恩格爾系數來衡量一個國家或地區人民生活水平的狀況。從來自聯合國的糧農的組織提出的標準上來看，恩格爾系數在59%的上面為貧困，5O%～59%為溫飽，40%～50%可以作為小康來看，30%～40%可以當做富裕來看，比30%少的是最最富裕。從新疆的現狀我們可以分析到，新疆農村居民恩格爾系數從1995年的50.1%下降到2007年的39.9%，下降了10.2個百分點，達到了最近幾年的最低點，2008年恩格爾系數又回升到了2個百分點，數據為42.5%，從1978年到2008年上來說，農村居民的恩格爾系數也在不停地的呈現下降的趨勢，這就表明了農村居民消費結構也隨著收入水平的提高而在經歷著由不斷追求從數量再到注重消費質量的轉變，人民生活水平也在不斷地進步，新疆農村居民生活消費支出低于全國平均水平。與全國的農村居民相對比，新疆農村居民人均生活消費支出依舊偏低。1985、1990、1995、及2000-2008年12年期間里，新疆農村居民生活性消費支出全部都低于全國農村居民的平均水平。
在2007年召開的新疆農村工作會議上，會議上所討論的《關于促進農民收入持續快速增長若干問題的意見》中，提到2010年全區農民人均純收入基本上達到了4000元以上，基本上力爭能夠趕上全國的平均水平。這就意味著在今后的幾年新疆農民要增收的以每年300元以上的飛速度增長，這是新疆自治區歷史上從來沒有過的增長速度。對于此，有必要對新疆農民的收入結構的狀況來進行分析，從而找出農民增收的增長點，以便為農民的增收提出一些建設性的意見合建議。新疆農民收入的現狀是農民收入的不斷增長，但一般都低于全國的水平，新疆農民人均純收入多年來一直都在不斷的增長，1990年農民人均純收入683.元，2000年達1618.08元，累計增加934.61元，年均遞增9.34%?？缛胄率兰o期間，新疆自治區黨委和政府進一步的重視農民增收問題，出臺了促進農民增收的措施，2006年農民人均收入已達2737元。這些數據都在表明我國新疆的經濟在不斷的發展與進步，消費水平在不斷的提高，生活在不斷的改善。
二、新疆農村居民收入結構及其對消費水平的影響分析
在上文中也提到了關于收入是決定居民消費需求的基本因素的這一論述，居民收入的變化將會直接影響到居民的消費水平及其居民的消費結構。新疆在經歷了消除貧困、解決溫飽的發展階段后，目前新疆各族人民生活正在向小康邁進，生活的質量與水平較以前相比也有了很大的提高。因此在新疆地區應該不斷的擴大新疆地區的內需，啟動消費應根據不同消費群體的特點，制定相應的消費政策和稅收政策，調節收入分配的關系，從而以達到預想的目標，以促進新疆地區的經濟發展和提高人民的生活消費水平。
（一）農民收入結構比較
以下的數據我們可以分析得到，如在收入結構上進行的比較，如果按照統計的標準分類，農民的收入可以分為三類，工資性收入，家庭經營收入和轉移財產收入，90年代以來，在工資性收入的比重上，全國的比重從1990年20%提高到2007年的38%，將近于翻了一倍，新疆的這個指標的比重，從1990年的8.27%，僅僅只增加到了2007年的10.39%，兩個百分點增長很小。第二個指標家庭經營收入的指標，全國指標同期從75%降低到52%，降低了三分之一，家庭收入的比重在新疆從1990年89%到2007年是82%，我們看到的都降低了很少。但在第三個指標轉移和財產收入比重上，新疆和全國的情況比較相近，情況都是比較低?？梢詮慕^對量上到相對量的比較，得到的結論就是：新疆的農民的收入相對與全國還是較低的，它的收入來源仍然以家庭經營為主，新疆人民的生活水平也就不是很高，但總體上來說，新疆的生活水平較改革開放以來還是有很大的提高的，因此新疆的經濟建設還是有待提高的。
（二）農民收入結構對消費水平的影響
國民收入在各個宏觀經濟的分析中是一個極為重要的指標，那么對于新疆地區來說也不例外了，農村居民的收入在整體的收入中占了很重要的比重，又加之新疆的地理優勢及光熱豐富、降水稀少等氣候環境特點，對新疆的經濟發展及新疆農民的消費水平的提高都有很大的促進作用。根據這些影響的分析，新疆地區可以大力啟動農村消費，因為新疆農村地區在消費層次和消費時間上存在了一些的滯后性，因此可以使同一種商品在城市滯銷時可以再在農村銷量。但是由于城鄉居民在消費時間上的階段性，和在商品種類、性能等方面的一些消費的差異性，不等于說在城市質量好，商品價高的商品在農村就有一定會有銷路，在城市一些冷、次、呆、背的商品，在農村同樣也很難能夠找到農村的市場。農民的收入較低并且來之不易，購買行為比城市居民的行為更加的精明，細心和慎重，經常是貨比三家，分厘必爭。
三、總結
在現階段，新疆的農村市場有潛在的巨大商機和難以啟動的種種現實，這些都可以說明，要想迅速啟動新疆的農村消費市場，就必須貼近農民、貼近實際，提高農村居民的收入，這些要有的放矢。應該要克服“一切從城市出發的毛病”，深入新疆農村搞好市場調研，結合農民消費特點以及農村的收入結構，采取適當的方法和措施來提高居民的消費水平，從而促進新疆的經濟發展。
參考文獻：
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一、河南省農村居民消費結構的現狀
消費結構是指在一定的社會經濟條件下，人們在消費過程中所消費的各種不同類型的消費資料的比例關系。消費結構有實物和價值兩種表現形式。實物形式是指人們在消費中，消費各類不同種類的消費資料的數量。價值形式是指以貨幣表示的人們消費的各種不同類型的消費資料的比例關系。以價值形式為例，2011年，河南省農村居民人均純收入為6604元，食品是第一大消費支出項目，消費額為1560元，占 36.1%；居住是第二大消費支出項目，消費額為847元，所占比重為19.6%；交通通訊是第三大消費支出項目，消費額428元，所占比重為9.9%；醫療保健消費支出居第四位，消費額為400元，所占比重為9.3%；衣著消費支出居第五位，消費額為363元，所占比重為8.4%；家庭設備消費支出居第六位，消費額為328元，所占比重為7.6%；文教娛樂消費支出居第七位，消費額為278元，所占比重為6.4%；其他消費支出居最后，消費額為117元，所占比重為2.7%。
二、河南省農村居民消費結構的變動趨勢
盡管食品支出占農村居民的消費總支出的最大比例，但從動態數據來看，這一比例是日趨下降的，說明農村居民的生活水平正日益得到改善。
數據來源《河南省統計年鑒2012》
首先，從總體來看，食品支出所占比例下降、衣著支出比重趨于穩定、住房消費支出比重呈現周期性波動但總體是上升的，家庭設備及服務支出、交通通信支出和醫療保健支出比重上升，教育文化消費但所占比重下降。從上表可以看出，2000年以來，河南省農村居民各項消費支出的變動表現出不同的特點：恩格爾系數逐年走低，從2000 年的49.7%下降到2011年的36.1%；居住是食品消費之外的最大消費項目，過高的居住消費支出則會擠占其他消費支出；衣著消費額自2000年以來基本上逐年增加，但是其支出比重卻呈現下降趨勢；家庭設備、用品及服務消費支出呈現出總體上升趨勢；文教娛樂用品及服務消費支出表現出顯著的穩步增長態勢，該消費屬于發展型消費，其高速增長是居民生活水平提高的體現；交通和和通訊項目是增長最快的消費項目之一；醫療保健消費支出占消費總支出的比重也呈現出穩步增長的趨勢；其它商品和服務消費比重在考察期內有波動，但整體呈現出上升趨勢，該項目所包含的消費內容大部分屬于享受資料，其消費比重的不斷提高正是農村居民生活水平提高的又一體現。
其次，從消費支出的層次來看，消費結構由生存型逐步轉向發展型和享受型。按滿足居民消費需要的不同層次來分類，可以形成生存資料、享受資料和發展資料的消費結構。根據消費結構劃分的定義，我們可以粗略地將吃、穿、住定義為生存型消費，將家庭設備、交通通訊、文教娛樂、醫療保健等支出定義為發展和享受型消費。數據顯示，2000年河南省農村居民生存型消費的比例為72%，發展和享受型的比例為24.5%。到2011年，這兩個比例分別為64.1%和33.2%?？梢钥吹?，隨著農村居民消費水平的提升，消費結構逐漸升級，人們用于生存型消費的比重逐漸降低，用于發展和享受型消費的比重有較大幅度的提升。
最后，從消費支出的形態方面來看，消費結構由實物消費轉向勞務消費。根據消費結構劃分的定義，我們可以粗略地將食品、衣著、居住、家庭設備劃分為實物消費，將交通通訊、文教娛樂、醫療保健劃分為勞務消費?？傮w來說，在消費之中實物消費的比重會呈下降趨勢，勞務消費的比重會逐步呈上升趨勢。數據顯示，2000年，河南省農村居民實物消費的比例為72%，勞務消費為19.2%，到2011年，這兩個比例分別為64.1%、25.6%。
三、河南省農村居民消費結構存在的問題
通過前面的分析，我們可以看出，隨著農村居民收入水平不斷提高，其消費結構也在不斷升級。盡管如此，與城市居民消費結構相比，農村居民消費結構仍存在一些問題，主要表現在消費水平依然偏低、消費結構的城鄉差距繼續拉大、“輕吃重住”現象較嚴重。
河南省城鄉居民消費二元結構明顯，2011年城鎮居民人均消費支出為12336元是農村居民的近3倍，2011年河南省農村居民用于吃、穿、住的消費占生活消費的64.1%，用于服務型消費的比例為33.2%。而城市居民用于吃、穿、住的消費占生活消費的56.8%，用于服務型消費的比例為39.3%。城鎮居民在家庭設備用品及服務、耐用品擁有量、文教娛樂、醫療保健等方面的支出總量和比例都明顯超過農村居民。由此可以看出河南省農村居民生活消費仍以滿足基本生存需要為主，服務型消費支出比重偏低，消費水平偏低。不論是實際消費支出額還是基本消費需求估計值，2011年河南省農村居民與城鎮居民之間都存在很大的差距，這樣大的消費差距的存在不利于建設公平正義、誠信友愛、充滿活力、安定有序的和諧社會。2000 年，城鄉居民消費水平2.91∶1；2010年則提高到2.94∶1，可見城鄉居民消費差距的問題并沒有得到緩解，而是差距繼續拉大。
2011年，河南省農村居民恩格爾系數為36.1%，全國為 40.4%，明顯低于全國水平；居住占消費總支出的比重為19.6%，高于全國18.4%的水平。2011年河南省農村居民人均純收入為6604元，低于全國農村居民人均純收入6977元的水平。通常情況下，恩格爾系數越低，表明生活水平越高，而河南農村居民的恩格爾系數低于全國農村的平均值，卻不能說明河南省農村居民生活水平比全國農村居民平均水平高。長期以來河南省農村居民在食品消費上相比較其他省份不太舍得花錢，也就是說輕吃重住房的觀念在河南農村很多地方比較盛行。
四、河南省農村居民消費結構的影響因素分析
影響居民消費結構的因素是復雜的、多樣的。從宏觀角度上看，影響居民消費結構的因素包括：居民消費水平、國民經濟水平、收入分配結構、人口結構、價格水平、宏觀經濟政策、制度供給、流動性約束等等。從微觀角度上看，影響居民個體消費結構的因素包括：個人及家庭收入、生活消費習慣及觀念，家庭消費的生命周期、預防性儲蓄等等。
1.居民收入
居民收入是影響消費結構最重要、最基本的因素。收入水平對消費結構的影響，首先表現在消費結構的層次性方面。表2反映了改革開放以來我省城鄉居民收入的變化對消費結構的影響。高收入者在滿足其基本消費支出后，有大量剩余資金在其他消費項目中消費，而且由于資金充足，高收入者在消費項目中更注重消費品及其服務的質量和品質，并追求享受。而低收入者的消費主要面向基本生活資料。因此在這組農村居民消費結構中食品、衣著、住房消費比重比高收入在這方面的消費比重高的多。
2.消費觀念和消費心理
農村居民的消費觀念和習慣比較陳舊和單一，信貸消費意識不強。農村消費存在著“跨代消費”，絕大農村居民的消費支出都發生在婚嫁和蓋房上，使住房支出比重一直是居高不下。從而使消費支出過度集中，使農村居民整體消費結構趨同。與城鎮相比，農村更加講究人情往來，請客送禮之風十分盛行，造成有限財力物力的大量浪費，嚴重的影響了農民正常合理的消費支出，造成合理消費需求的弱化。此外，文化水平的高低也制約著居民的消費觀念。
3.消費環境
消費環境的約束主要表現在基礎設施、養老保障制度以及市場環境方面?，F有的基礎設施在數量、規模、質量方面都不能滿足農民的消費要求；農村社會保障體系不健全。在農村人口日益老齡化的條件下，年輕人口負擔加重，儲蓄意向趨高，消費意向趨低；同時隨著教育體制改革的深化，教育費用成倍增長，教育費用負擔大，醫藥費居高不下等問題弱化了農村居民的收入預期，降低了居民的消費意愿；消費品市場不成熟，農村市場流通體系不健全，流通秩序不規范，農村商品市場少，規模小，假冒偽劣商品盛行，嚴重影響了農村消費市場的發展。
五、優化河南省農村居民消費結構的對策及建議
通過以上分析可以看出河南省農村居民的生活水平總體向好，消費結構日趨合理，但仍存在一些問題，如生存型消費比重過高、發展型消費和享受型消費比重偏低，說明河南省農村居民的消費水平還處于較低的發展階段。為了提高農村居民的消費質量，使其消費結構更加合理，并逐步升級，需要采取多種途徑。
1.增加農村居民收入，健全農村社會保障體系
增加收入是擴大消費、促進消費結構升級的根本措施。消費是收入的函數，農村居民收入水平的高低直接影響其消費支出的大小。改革開放以來，雖然河南省農村居民收入增長較大，但與城鎮居民相比仍然差距較大，而且也達不到全國農村居民的平均水平，這說明河南省農村居民收入水平仍然處于較低水平，這樣的收入水平直接阻礙著農村居民消費結構升級。因此，必須采取有有效措施增加農民收入。鞏固聯產承包責任制“耕者有其田”的農村居民根本的生存保障制度，降低農民失業風險；逐步完善對貧困人口和災民的社會救濟政策；推進新型農村合作醫療制度；逐步解決農民工社會保險問題等等。通過以上措施可以改善農村居民的消費預期，增強其經濟安全感和消費信心，解除農村居民后顧之憂，從而促進其消費水平的提高和消費結構的改善。
2.引導農民樹立正確消費理念
通過消費的引導，使農村居民增長消費技能、樹立正確的消費觀念和健康的消費意識。這種正確的消費觀念和健康的消費意識就是要改變農村居民重物質消費，而精神文化等方面的消費卻比較少的現狀。要引導農村居民在滿足適當的物質消費需求的基礎上逐步增加精神文化的消費，逐步提高農村居民的文化品位和文化素質。此外，在引導農村居民合理消費的過程中要注意不能過度消費，農村居民的消費水平要與我國的生產力發展水平相適應。在改變農村居民消費觀念，引導其正確消費的過程中還要注意農村居民內部不同收入水平之間的消費結構的差別化。要逐步引導農村居民中高收入者的消費觀念的轉變，增加其娛樂教育文化服務等方面的消費。這樣不但可以促進農村居民素質的提高和全面發展，而且可以促進農村第三產業的發展。
3.加強農村基礎設施建設，改善消費環境
首先，完善基礎設施，為農村文化環境和消費環境的改善創造基礎條件。其次，加強農村市場開拓，構建適合農村市場特點和農村居民購買習慣的新型流通體系；最后，凈化消費環境，維護消費者合法權益。農村地區低檔甚至假冒偽劣商品充斥的消費環境，會影響到消費者的消費習慣和消費水平。消費環境的好轉將會解除農村居民消費的后顧之憂。要加強市場監督和管理，改善消費的社會環境，通過構建行政執法監督、社會群眾監督和新聞輿論監督相結合的市場監管體系，來監督失信、欺詐等行為，使農村居民放心消費、樂于消費。
參考文獻：
[1]河南省統計局.河南統計年鑒[M].北京：中國統計出版社，1978-2011.
