居民消費影響因素論文精選(九篇)
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第1篇：居民消費影響因素論文范文
論文關鍵詞：VAR模型，脈沖響應，方差分解
一、引 言
居民消費價格指數（Consumer Price Index，英文縮寫為CPI）是反映一定時期內居民消費價格變動趨勢和變動程度的相對數，是以居民購買并用于消費的一組代表性商品和服務項目價格水平的變化情況來反映居民消費價格變動幅度的國民經濟核算統計指標。從一般理論來看，居民消費價格指數受社會總供給與社會總需求之間差數的影響，也受到貨幣發行量的影響。這一指標影響著政府制定貨幣、財政、消費、價格、工資、社會保障等政策，同時也與居民生活密切相關，因此，長期以來，不僅宏觀政策的制定者密切關注著CPI的高低，而且很多學者也圍繞著CPI進行了大量的理論和實證研究。尤其是自2007年以來，CPI持續地呈高位增長，引起了政府、學者、企業廠商的高度關注，成為目前學界研究領域的一個熱點難點問題。
關于CPI的影響因素分析，學界已有研究。李敬輝、范志勇（2005）將糧食價格波動作為價格指數變動的重要因素[1]，李慶華（2006）認為固定資產投資增長率對消費價格通脹率的反應是相當敏感和強勁的[2]，何維煒等（2007）則認為食品價格和居住價格是決定CPI走勢抬高的兩大主導力量[3]。這些研究都有一定的科學性，但將過多的將視線注意于CPI的構成因素上，即CPI的結果本身是由這些因素如食品、居住等加權計算得來的，這無疑具有較大的自相關性。
筆者認為CPI漲幅的適度規模是由于經濟社會發展、產業結構調整、資源的有限性等諸因素綜合發展的必然結果，屬正常調整。然而，CPI的過高上漲則反映了社會供需之間的矛盾已經明顯，客觀上需要及時調整影響社會供需關系的主導因素以將CPI穩定在一定的變化幅度內。因此，本文試圖從一個比較長的時間跨度內，選取影響社會供需的主導因素的數據，通過VAR模型來測試CPI的影響因素及其程度。
二、VAR模型設置、估計與解釋
（一）數據收集和變量選擇
從宏觀經濟理論看，社會總供給主要有消費、儲蓄、稅收以及進口等構成，社會總需求主要有消費、投資、政府購買以及出口?？蛇M一步將這些因素具體化為城鎮居民人均可支配收入、農村居民人均可支配收入、全社會固定資產投資、貨幣供應量、工業品出廠價格指數、農業生產資料價格指數、出口總額和進口總額。
從宏觀經濟理論來看，物價上漲的原因一般有三種情況：第一種情況是需求拉動式的物價上漲，它是由于需求擴張所引起的；第二種情況是成本推動式的物價上漲，它是由于原料、燃料價格等成本價格的上漲所引起的；第三種情況是物價上漲的國際傳遞，它是由于一個國家的物價上漲或貨幣貶值傳導到他國的現象。為了較準確地分析CPI的影響因素，須對每一種情況進行考察。
從需求來看方差分解，自2007年全國各地區開始出臺了不同程度地提高工資的政策措施。提高工資在短期內會增加居民的購買力，進而有效地刺激需求。一方面，產品會由于需求的增加而漲價，另一方面，這會增加投資者的預期，刺激他們更多的投資。因而，收入的增加在很大程度上拉動了物價上漲。同時，為了盡可能準確客觀地分析收入對CPI的影響程度，在這里采用城鎮居民可支配收入作為變量，因為農村居民可支配收入在對CPI的上漲是滯后的，反應不敏感。其次，貨幣供應量也是影響需求變化的重要因素，根據貨幣數量論，通脹率來自貨幣增長率，所以它在一定程度上具有內生性。再次，固定資產投資規模在很大程度上決定產品價格，固定資產投資由于主要是由政府支撐的，所以它不會因為貨幣政策的變化而發生顯著變化，基于此，將其也作為一個變量進入模型。
從供給來看，農產品價格和工業品價格的增加是物價總水平上漲的外在因素，考察農產品價格波動的指標是農業生產資料價格指數，考察工業品價格波動的指標是工業品出廠價格指數。因此，用農業生產資料價格指數和工業品出廠價格指數來反映供給方的變化，將其作為外生變量進入模型。
從國際傳遞來看，由于我國的經濟總量比較大，經濟結構是復合型的，即不是單一地依賴某一生產要素取得發展，因此，其他國家的物價上漲或貨幣貶值的波及效應是有限的，意即國外通脹率的變化對我國CPI的影響是不顯著的。
（二）VAR模型的建立與估計
根據上述分析，我們選取居民消費價格指數（CPI）、城鎮居民人均可支配收入（Income）、貨幣供應量（Money Providence,簡寫為M）、固定資產投資（Permanent Assets，用PA代替）、農業生產資料價格指數（Agricultural ProductionPrice Index，簡寫為API）、工業品出廠價格指數（IndustrialProduction Price Index，簡寫為IPI），為了量綱的統一，將這些變量通用“率”來考量。
在模型中將貨幣增長率（貨幣供應量）作為內生變量，同時由于固定資產增長率（固定資產投資）決定于利率和貨幣供給兩者的變化，因此將固定資產增長率也作為內生變量進入模型。將來自兩方面的供給沖擊——農業生產資料價格指數API和工業品出廠價格指數IPI作為外生變量?；诖?，根據歷年中國統計年鑒并經計算整理后，得到表1的樣本。
表1 與模型相關的數據表
YEAR
CPI
M
PA
API
IPI
1990
103.1
100.0
102.4
105.5
104.1
1991
103.4
126.5
123.9
102.9
106.2
1992
106.4
131.3
144.4
103.7
106.8
1993
114.7
137.3
161.8
114.1
124.0
1994
124.1
134.5
130.4
121.6
119.5
1995
117.1
129.5
117.5
127.4
114.9
1996
108.3
125.3
114.5
108.4
102.9
1997
102.8
119.6
108.8
99.5
99.7
1998
99.2
114.8
113.9
94.5
95.9
1999
98.6
114.7
105.1
95.8
97.6
2000
100.4
112.3
110.3
99.1
102.8
2001
100.7
117.6
113.1
99.1
98.7
2002
99.2
116.9
116.9
100.5
97.8
2003
101.2
119.6
127.7
101.4
102.3
2004
103.9
114.9
126.8
110.6
106.1
2005
101.8
117.6
126.0
108.3
104.9
2006
101.5
115.7
123.9
第2篇：居民消費影響因素論文范文
論文關鍵詞：消費結構，影響因素，實證分析
1前言
1.1研究背景
消費是社會經濟活動的重要環節，但是近來，外部需求下降，過去對經濟增長貢獻度達20%的出口部門面臨嚴峻的收縮局面，實體經濟運行規模出現萎縮。從數據來看，中國已隨全球經濟進入下行周期，經濟增速放緩。2008年第三季度GDP增速為9%，低于市場預期的9.7%，主要體現在出口與房地產兩架引擎同時放緩。
圖12006年1月-2009年6月GDP走勢圖
為了彌補出口下降對經濟增長的影響以及增強中國經濟發展的內在動力，宏觀政策將著力于擴大內需，而在擴大國內需求的構成中，擴大消費尤其重要。若想增加消費，保持國民經濟穩定、持久的增長，就必須對中國居民消費水平和消費結構的特征、演變規律和發展趨勢進行研究。
1.2消費結構概念的界定
本文中的消費結構是指以貨幣表示的食品、衣著、居住、家庭設備與用品、醫療保健、交通與通訊、文教娛樂、雜項開支在總消費支出中的比例關系。
2消費結構影響因素
2.1社會保障水平（Thelevelofsocialsecurity，SS）
居民消費預期支出的不確定性，不僅減少了即期消費支出，而且會抑制消費結構的升級，致使消費結構中應有的一些消費需求熱點無法顯現。社會保障水平的提高能夠促使居民增加非生活必需品的支出，從而適應不同層次人群的消費需求，推動消費結構升級，啟動多元消費市場。本文以社會保障支出總額占GDP的比重作為社會保障水平的測算。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
2.2受教育水平——普通高等教育人口比重（Generalhighereducationpopulation，GHEP）
居民的消費結構與其消費觀念和消費習慣密切相關。在理論上，一個人受教育程度越高，其消費觀念越科學，消費結構的層次越高。本文用受過普通高等教育的人數占總人數的比重作來衡量中國居民的受教育水平。數據來源：歷年《中國勞動統計年鑒》計算整理得來。
2.3技術進步（Researchanddepartment，RD）
本文用研究與開發的投入量占GDP的比重來表示中國對技術進步的投入力度，作為影響消費結構的一個因素。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
2.4利率（Rate，R）
本文選用金融機構一年期定期存款利率作為影響消費結構的因素。數據來源：《中國金融年鑒》。
2.5人口結構——撫養比率（DependencyRatio，DR）
一般來說，通過人口結構可以反映出一個國家的大體的社會和經濟狀況。當論及這一問題，年齡是最重要的因素。人口的年齡結構是指一個人口集團（或群體）在某一時點上的人口年齡分布狀況、各年齡組人口在總人口中所占比重，它可以表明人口發展類型和速度，反映勞動年齡人口和被撫養人口的比例等。人口年齡結構的動態變化，將對消費結構的變化產生影響。
本文將撫養比包括少年兒童與老年人口的總撫養比，即少年兒童和老年人口總數占總人口數的比重作為重要的指標選入模型。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
2.6城市化水平——城市化率（UrbanizationRate，UR）
城市化率是指市鎮人口占總人口的比重。一般而言，城市率越高伴隨的消費結構層次越高，本文將城市率作為衡量消費結構的一個重要因素。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
3中國居民消費結構的變動分析
表1中國居民人均全年消費性支出構成比單位：%
年份
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
食品
41.67
40.35
42.58
41.94
43.20
33.25
40.05
40.23
衣著
8.94
8.97
7.30
7.29
7.08
8.88
7.59
7.65
居住
10.46
10.18
12.68
12.26
11.43
17.25
12.67
14.95
家庭設備用品及服務
5.90
5.96
5.47
5.44
5.38
5.97
5.48
5.17
醫療保健
7.24
7.85
7.49
7.96
8.22
7.71
11.40
9.09
交通通信
10.81
11.35
10.19
10.82
11.09
12.82
11.97
11.08
教育文化娛樂服務
10.31
10.50
11.07
11.61
10.94
11.40
8.11
9.03
雜項商品與服務
4.66
4.83
3.21
2.66
2.67
2.72
2.73
2.79
資源來源:由《中國統計年鑒》2001-2008計算所得
圖2中國居民人均全年消費性支出構成I圖3中國居民人均全年消費性支出構成II（比重）
由上述圖表可以看出，中國居民的消費支出由2000年的人均6668.13元，上升到2007年的26821.60元，消費水平已得到極大提高，但與世界平均水平相比還很低，亞洲開發銀行(ADB)在近期發表的一份調查報告中指出，中國的人均生活水平排在世界第128位。
從消費結構來說：
年人均食品消費支出由2000年的2778.83元上升到2007年的10790.22，可見中國居民的消費能力已得到極大提高，食品消費比率由2000年41.67%下降到2007年的40.23%。國際上常用恩格爾系數來衡量一個國家和地區人民生活水平的狀況。根據聯合國糧農組織提出的標準，恩格爾系數在59%以上為貧困，50-59%為溫飽，40-50%為小康，30-40%為富裕，低于30%為最富裕?？梢?，中國居民總體上實現了小康目標，這主要是由城鎮居民消費水平快速提升拉動的，但是城鎮居民的恩格爾系數已由1978年的57.5%下降為2008年的37.3%，達到了國際衡量標準中的富裕階段，間接反映出中國的城鄉差距在不斷擴大。
居住消費明顯增加，由2000年人均596.41元上升到2007年的2051.99元，消費比率也由2000年10.46%上升到2007年的14.95%。住戶條件不斷改善，平均每人現有住房使用面積呈現增加趨勢。但由于占絕大比率的低收入與其價格差距較大，短期內還不可能形成較強的購買力。消費正處在從一般水平向高檔水平轉變的孕育階段。
衣著消費支出由2000年的720.95元上升到2007年的2972.35，其消費比重由2000年8.94%下降到2007年的7.65。可以預測，在未來的幾年內，中國居民衣著消費比重將呈平穩下降趨勢。但由于衣著消費的絕對量在增加，人們在衣著消費中更加追趕時髦，更注意質量和款式。這些均表明中國居民消費水平在提高。
2007年人均家庭用品消費支出為4010.59元，約是2000年697.63元的5.7倍，其上升幅度是消費結構組成中最大的，這說明中國居民消費能力已得到極大提高。但其消費比率卻由2000年5.90%下降到2007年5.17%，這說明大部分家庭己經購買彩電、冰箱等耐用電器，基本上處于飽和狀態。隨著科學技術的發展，高科技耐用家電產品的生命周期越來越短，對耐用消費品更新換代的速度必將越來越快。
醫療保健、交通通訊消費增加迅速，分別由2000年7.24%，10.81%上升到2007年9.09%，11.08%。前者說明因為人口結構老齡化、人們的保健意識增強以及城鎮醫療保險制度改革使個人醫療負擔適當增強。后者說明為方便生活，節省時間的現代通訊工具和交通工具迅速進入居民家庭。
娛樂文教消費總量在不斷提高，由2000年人均393.52元上升到2007年1386.08元，這說明中國居民文化娛樂活動更加豐富多彩，用于娛樂消費、旅游支出都有明顯增長。隨著工作強度的加大和生活節奏的加快，城鎮居民越來越注重閑暇時的娛樂，諸如旅游、度假等已成為消費熱點。并且由于獨生子女家庭的增加，父母望子成龍，加大對子女培養教育的投入。還有就是，隨著科技發展和社會進步，人們對自身學歷的提高越來越重視。但從消費比率來看，文教娛樂的消費比重開始逐年下降，2006年僅為8.11%，這與國家提出從2006年開始全部免除西部地區農村義務教育階段學生學雜費，2007年擴大到中部和東部地區的政策有關。
4中國居民消費結構影響因素的實證分析
本章節首先對影響消費結構的變量，包括社會保障水平、受教育水平、技術進步、利率、人口結構、城市化水平，進行單位根檢驗；接著把這些變量與消費結構的變量包括食品、居住、文教娛樂、醫療保健、衣著、交通通訊、雜項，放在一起進行因果檢驗和相關系數分析。
4.1單位根檢驗
表2消費結構影響因素單位：%
年份
SS
GHEP
RD
R
DR
UR
2000
1.53
1.02
1.00
2.25
29.9
36
2001
1.81
1.12
1.07
3.06
30.0
38
2002
2.19
1.27
1.23
3.47
41.7
39
2003
1.96
1.51
1.13
2.52
40.5
41
2004
1.95
4.14
1.23
2.25
38.6
42
2005
2.02
4.53
1.34
2.25
40.1
43
2006
2.06
4.95
1.42
1.98
38.3
44
2007
2.18
5.45
1.49
1.98
37.4
45
注:SS是社會保障支出總額占GDP的比重；GHEP是普通高等教育人口占總人口數的比重；RD是研究與開發的投入量占GDP的比重；R是金融機構一年期定期存款利率；DR是少年兒童與老年人口的總數占總人口數的比重；UR是市鎮人口占總人口的比重。
利用EViews3.1對上述6個變量進行單位根(ADF)檢驗，檢驗結果如下表所示:
表3:變量ADF檢驗
變量名稱
ADF檢驗值
P值
(C，T，N）
臨界值
1%
5%
10%
D(SS(-1)，2)
-2.965013
0.0251
(0，0，0)
-3.0507
-1.9962
-1.6415
D(GHEP(-1))
-1.926497
0.0954
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(RD(-1))
-2.127608
0.0709
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(R(-1))
-2.940666
0.0217
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(DR(-1))
-2.743578
0.0288
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(UR(-1)，2)
-8.660254
0.0001
(0，0，0)
-3.0507
-1.9962
-1.6415
在10%的顯著性水平下，Eviews3.1的檢驗結果表明GHEP、RD、R、DR這些變量都是一階平穩的，而SS、UR是二階平穩的，同時也說明這些變量本身是不平穩的。因此，不能對這些變量直接進行回歸，本文采取因果檢驗與相關系數來進行實證分析。
4.2因果檢驗與相關系數分析
選擇食品、衣著、居住、家庭設備與用品、醫療保健、交通與通訊、文教娛樂、雜項開支在總消費支出中的比例作為中國消費結構的結構變量，分別記為Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6、Y7、Y8。
用Eviews3.1對其進行ADF檢驗，結果見表7。
表4:結構變量ADF檢驗
變量名稱
ADF檢驗值
P值
(C，T，N）
臨界值
1%
5%
10%
D(Y1(-1))
-3.725314
0.0204
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y2(-1))
-3.116793
0.0356
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y3(-1))
-4.947263
0.0078
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y4(-1)，2)
-3.598566
0.0368
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
D(Y5(-1))
-4.353490
0.0073
(0，0，0)
-3.1714
-2.0056
-1.6458
D(Y6(-1)，2)
-3.603050
0.0367
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
D(Y7(-1))
-3.118931
0.0356
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y8(-1)，2)
-6.285693
0.0081
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
在10%的顯著性水平下，結構變量Y1、Y2、Y3、Y5、Y7是一階平穩的，Y4、Y6是二階平穩的，同時說明這些結構變量本身是不平穩的。
4.2.1食品結構變量影響因素
表5:食品結構變量影響因素Granger因果檢驗
變量
零假設
滯后期
F
P
結論
Y1
SS不是Y1的格蘭杰原因
2
0.01579
0.98457
接受
SS
Y1不是SS的格蘭杰原因
2
67.1668
0.08596
拒絕
Y1
GHEP不是Y1的格蘭杰原因
1
4.53328
0.1003
拒絕
GHEP
Y1不是GHEP的格蘭杰原因
1
0.03207
0.86658
接受
Y1
RD不是Y1的格蘭杰原因
1
0.54146
0.50265
接受
RD
Y1不是RD的格蘭杰原因
1
0.42696
0.54914
接受
Y1
R不是Y1的格蘭杰原因
1
1.49549
0.28849
拒絕
R
Y1不是R的格蘭杰原因
1
0.17164
0.69991
接受
Y1
DR不是Y1的格蘭杰原因
1
0.06458
0.81192
接受
DR
Y1不是DR的格蘭杰原因
1
0.01062
0.92288
接受
Y1
UR不是Y1的格蘭杰原因
2
0.92002
0.59339
接受
UR
Y1不是UR的格蘭杰原因
2
0.04539
0.95748
接受
從因果檢驗的結果表明:普通高等教育人口指數是食品支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為89.97%，普通高等教育人口指數是食品消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是食品支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為71.15%，金融機構一年期定期存款利率是食品消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、R兩個因素來進行實證分析。Y1與這兩個變量的相關系數如下所示:
表6:食品結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
R
Y1
-0.4118
0.2729
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y1(總消費中食品消費占的比重)有影響的主要是GHEP(普通高等教育人口指數)，且起到負的作用。這主要是由于高等教育人口指數越大，中國的教育水平越高，人們的總收入水平隨之提高，且消費觀念更加科學化，在保證基本的物質消費條件下，更增加了在精神文化等方面的支出，從而在食品消費絕對量增長的同時其比重呈下降趨勢。
但由于中國人口眾多，平均消費水平還比較低，尤其是廣大農村地區，其消費水平僅達到溫飽，正處于向小康社會奔進的發展階段，食品支出在消費總支出中依然處于主導地位，現階段食品消費結構與教育水平等變量的相關性還不是很顯著。
4.2.2衣著結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:少年兒童與老年人口的撫養比是衣著支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為63.50%，撫養比是食品消費結構的格蘭杰原因。因此，選擇DR來進行實證分析。Y2與其的相關系數如下所示:
表7:衣著結構變量影響因素的相關系數
相關系數
DR
Y2
-0.7059
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y2(總消費中衣著消費占的比重)有影響的主要是DR（少年兒童與老年人口的撫養比）且起到負的作用。這主要是由于少年兒童與老年人都是消費大于當期收入的人群，缺乏收入作為消費的支持和后盾，該類人群所占比越大，人們的消費壓力也越大，用于衣著這類可多消費可少消費的物品來說其在總消費支出中的比重自然隨之減少。另外，少年兒童與老年人對衣著品牌和款式的追求也不是十分強烈。
4.2.3居住結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為97%，普通高等教育人口指數是居住消費結構的格蘭杰原因；技術進步率即研究與開發投入占GDP總值的比重是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為91%，技術進步率是居住消費結構的格蘭杰原因；城市化率是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為71%，城市化率是居住消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、RD、UR三個因素來進行實證分析。Y3與這三個變量的相關系數如下所示:
表8:居住結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
RD
UR
Y3
0.6533
0.7244
0.6907
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y3(總消費中居住消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、RD(技術進步率)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。這主要是由于高等教育人口指數越大，技術進步率越高，人們的生產力水平越高，伴隨的收入越多，對住房這類高消費需求也越大。另外，隨著城市化水平的提高，大量的農村居民進入城市謀求發展，對住房的需求也十分強烈。
4.2.4家庭設備與用品結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:社會保障支出總額占GDP的比重是家庭設備與用品支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是75%，社會保障水平指數是家庭設備與用品結構的格蘭杰原因；研究與開發投入占GDP的比重是家庭設備與用品支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是72%，技術進步率是家庭設備與用品結構的格蘭杰原因。因此，應選擇SS、RD兩個因素來進行實證分析。Y4與這兩個變量的相關系數如下所示:
表9:家庭設備與用品結構變量影響因素的相關系數
相關系數
SS
RD
Y4
-0.6462
-0.5628
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y4(總消費中家庭設備與用品消費占的比重)有影響的主要有SS(社會保障水平指數)、RD(技術進步率)，且都起到負的作用。這可能是因為，社會保障水平越高，國家對居民的相關補助越多，像家電下鄉政策的實施，農村居民購買家庭設備與用品可以減免13%的費用，由當地政府部門給予補償等。另外，技術越進步，家庭設備與用品越先進，其耐用性越高，當人們已經購買了所需家庭設備用品后自然不會再輕易購買此類用品，因此，其受到各方面因素影響的作用有限，以上檢驗出的相關性不是十分顯著。
4.2.5醫療保健結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:受到普通高等教育的人口數占總人口數的比重是醫療保健支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為88%，普通高等教育人口指數是醫療保健消費結構的格蘭杰原因；城市化率是醫療保健支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為83%，城市化率是醫療保健消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、UR兩個因素來進行實證分析。Y5與這兩個變量的相關系數如下所示:
表10:醫療保健結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
UR
Y5
0.6515
0.6639
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y5(總消費中醫療保健消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。這可能是因為普通高等教育人口指數越大，人們受教育水平越高，越注重對身體的健康保養，另外，城市化進程越快，越多的人可以享受到城市里較好的醫療保健水平，但其消費價格也較高。
4.2.6交通與通訊結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是交通與通訊支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為84%，普通高等教育人口指數是交通與通訊消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是交通與通訊支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為73%，金融機構一年期定期存款利率是交通與通訊消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、R兩個因素來進行實證分析。Y6與這兩個變量的相關系數如下所示:
表11:交通與通訊結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
R
Y6
0.5841
-0.5022
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y6(總消費中交通與通訊消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、R(金融機構一年期定期存款利率)，前者起到正的作用，后者起到負的作用。高等教育人口指數越大，中國的教育水平越高，人們更注重信息之間的交流與交通的便利，對交通與通訊的需求越強烈。另外，金融機構一年期定期存款利率越低，人們用于儲蓄的資金越少，消費越旺盛，汽車、手機、電腦等交通與通訊設備已成為消費的熱點，是人們生活的重要組成部分，因此，利率越低在交通與通訊方面的支出越多。
但由于交通與通訊設備的使用期較長，已經購買了的消費者除非特別的愛好與追求不會再輕易購買同類產品，因此受各因素的影響有限，相關性不是十分顯著。
4.2.7文教娛樂結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為82%，普通高等教育人口指數是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；技術進步率是文教娛樂支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是74%，技術進步率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為75%，金融機構一年期定期存款利率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；城市化率是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為77%，城市化率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、RD、R、UR四個因素來進行實證分析。Y7與這四個變量的相關系數如下所示:
表12:文教娛樂結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
RD
R
UR
Y7
-0.5264
-0.5483
0.5009
-0.4149
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y7(總消費中文教娛樂消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、RD(技術進步率)，且起到負的作用。這可能是與近幾年國家實行的教學娛樂改革有關，國家越來越重視教育娛樂事業的發展，在教育娛樂方面的投入越高，居民個人在該方面的投入自然越少，因此，普通高等教育人口指數和技術進步率對文教娛樂結構變量起負的作用。
雖然，現在的家庭更加重視文化培養和生活娛樂，對教育質量和生活樂趣的投入越來越大，但由于家庭人口數的減少，越來越多的是3口之家，文教娛樂消費在總消費中的比重變化不大，且其也具有一定的消費剛性，受到各因素的影響有限，相關性并不十分顯著。
4.2.8雜項開支結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:少年兒童與老年人口的撫養比是雜項支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是57%，少年兒童與老年人口的撫養比是雜項開支消費結構的格蘭杰原因。因此，選擇DR這個因素來進行實證分析。Y8與這個變量的相關系數如下所示:
表13:雜項開支結構變量影響因素的相關系數
相關系數
DR
Y8
-0.9049
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y8(總消費中雜項開支消費占的比重)有影響的主要是DR(少年兒童與老年人口的撫養比)，且起到負的作用。這可能是因為少年兒童與老年人口的撫養比越大，生活壓力越大，將收入來源主要用在必需品上面，用于不十分緊迫的雜項上面的開支自然受到約束，其在消費結構中的比重自然越小。
4.3小結
社會保障指數、普通高等教育人口指數、技術進步率、金融機構一年期定期存款利率、少年兒童與老年人口的撫養比、城市化率，通過這些變量的單根檢驗以及與消費結構變量的因果檢驗及相關系數的分析，結果顯示(下面“+”表示影響因素對結構變量正的影響，“-”表示影響因素對結構變量負的影響)：
（1）影響食品消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(-)；
（2）影響衣著消費結構因素主要是少年兒童與老年人口的撫養比(-)；
（3）影響居住消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、技術進步率(+)、少年兒童與老年人口的撫養比(+)、城市化率(+)；
（4）影響家庭設備與用品消費結構因素主要是社會保障水平指數(-)、技術進步率(-)、少年兒童與老年人口的撫養比(-)；
（5）影響醫療保健消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、城市化率(+)、金融機構一年期定期存款利率(-)；
（6）影響交通與通訊消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、金融機構一年期定期存款利率(-)；
（7）影響文教娛樂消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(-)、技術進步率(-)、金融機構一年期定期存款利率(+)；
（8）影響雜項開支消費結構因素主要是少年兒童與老年人口的撫養比(-)；
5結論及政策建議
本文通過對消費結構變量及影響因素變量的平穩性檢驗、因果關系及相關系數的檢驗分析，得出影響中國居民消費結構各自的主要因素，針對上面分析的結果，給出以下建議：
1、對消費結構的調整要兼顧不同因素的綜合影響
2、推進教育體制改革，提高普通高等教育的深度和寬度
3、進一步實施計劃生育，控制少年兒童與老年人口撫養比的進一步擴大
4、加大科技投入，完善社會保障制度，提高人們的生活品質
5、降低利率，促進消費結構的優化升級
6、加快城市化改革步伐，提高人們的生活檔次
參考文獻1 王芳.城鎮居民消費結構影響因素的典型相關分析.經濟縱橫，2007(2):106-107
2 張黎鷗.我國城鎮居民消費結構的因素分析及預測研究.現代商業，2007(24):230-231
3 晏民春，楊桂元.近十年我國城鎮居民消費結構研究.統計與信息論壇，2004(3):72-76
4 易月輝，孫鳳.地區差異對城鎮居民消費結構的影響分析.預測，2000(1):66-70
第3篇：居民消費影響因素論文范文
1.生產總值構成變動分析。最終消費、資本形成總額、貨物和服務凈出口是經濟增長的拉動力，同時是計算支出法生產總值的三要素,其中最終消費一直在我國生產總值中所占比重最大，在經濟增長中貢獻率最大。1978年甘肅省生產總值為64.73億元，2007年為2702.40億元;消費率1978年為66.62％，2007年為59.78％,說明最終消費是拉動經濟增長的最重要動力，因此實證分析甘肅省居民消費變動及其對經濟影響作用有一定實際意義。
2．最終消費情況分析。最終消費由居民消費和政府消費兩部分組成，甘肅省最終消費支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據《甘肅統計年鑒》數據計算居民消費支出一直占據最終消費支出大部分的比例，穩定在70％以上。
3.甘肅省最終消費對經濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經濟增長率中消費需求拉動所占的份額,計算甘肅省最終消費貢獻率在2002年至2007年間分別為63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最終消費對經濟增長的貢獻率并不穩定，其原因是經濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務凈出口政策要素影響。
二、甘肅省城鄉居民消費結構變動分析
1．農村居民消費支出變動分析。消費結構指各類消費支出在總消費中所占的比例，消費結構能夠反應出居民的生活水平，甘肅農村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費，說明農村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態;從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標志，相關數據變動說明甘肅省農村居民消費結構逐漸優化，農村居民生活水平逐步提高。
2.城鎮居民消費支出變動分析。恩格爾系數從1993年的0.51總體上保持下降趨勢，到2007年的0.36，食品消費支出已不在占據消費支出的一半比例。說明城鎮居民的生活水平的提高，城鎮居民生活水平到達小康階段，醫療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應有所增加，表明城鎮居民的生活質量逐步提高，消費結構不斷優化。
3.城鄉居民消費結構變動度分析。消費結構變動度，是分析消費結構變化程度的指標，計算公式為：
在1996年～2000年期間，甘肅省農村居民消費結構變動度為9.00％，城鎮居民消費結構變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農村居民消費結構變動度為2.22％，城鎮居民消費結構變動度為3.27％。
在1996年～2000年期間，城鄉居民消費結構變動非常顯著，其中食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉居民消費結構經過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大；醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。
三、甘肅省城鄉居民消費函數分析
本文采用持久收入消費函數。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε
其中Ct為現期消費;Yp和Yz表示持久收入和暫時收入。系數α1和α2分別是持久收入和暫時收入的邊際消費傾向。根據《甘肅年鑒》統計資料，對模型進行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉居民消費函數(1）、（2）。
農村居民消費函數Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）
（0.002）（8.237）（2.469）
R2=0.873D.W.=1.212F=34.461
城鎮居民消費函數Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）
（1.095）（40.793）（3.908）
R2=0.997D.W.=1.91F=1878.984
從方程中可看出，農村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消費；每增加1元暫時收入，有1.74元用于消費。既增加了暫時收入，不僅要將暫時收入全部用于消費，同時還要拿出儲蓄來消費。城鎮居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費；每增加1元暫時收入，有0.87元用于消費。
四、簡要結論
1．經濟增長與城鄉居民的收入和消費之間有直接的影響。經濟增長越快，收入增加越高，消費也會隨著增加。但是，在投資、出口和消費等三要素當中,消費對經濟增長的貢獻率最高，一般都在70%左右,說明拉動消費仍然是甘肅省經濟發展的主要動力。
2.隨著經濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結構出現重要變動傾向。在城鄉居民的消費結構變動當中，食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來，城鄉居民的消費結構劇烈變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大。另外，醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。
3.為了鞏固消費對經濟發展的貢獻率，我們建議：一是加快發展城鄉經濟，保證固定資產的投資速度，使投資增長不要出現大起大落;二是進一步開發農民能夠穩定增加收入的就業渠道和途徑，如非農產業收入、轉移性就業收入、農業產業化收入等；三是對于城市居民來講，要把創造更多的就業崗位和機會作為重點，用擴大就業保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉居民的消費結構進行一定的引導，努力改善城鄉居民住房、醫療、教育、保障等關鍵性問題。
參考文獻：
[1]彭勁松:重慶市經濟增長中消費與投資貢獻度分析[J].重慶大學學報（社會科學版），2004，（4）；7～10
第4篇：居民消費影響因素論文范文
關鍵詞：社會消費品零售總額；國內生產總值；居民消費價格指數
一、收集數據
為了對居民消費進行分析，我搜集了從2000年-2014年社會消費品零售總額、國內生產總值、居民消費價格指數的有數據，如下所示：
二、模型建立
（一）設定多元回歸模型
為了分析國內生產總值、居民消費價格指數對于社會消費品零售總額的影響，選擇“社會消費品零售總額”為被解釋變量，用Y表示；選擇“國內生產總值”、“居民消費價格指數”為解釋變量，分別用X1、X2表示；構造模型：Y=F（X1，X2）。
根據數學原理，本文將采用對數的形式作為具體的出口回歸方程：LnY=C1+C2LnX1+C3LnX2+u。
（二）OLS估計
1、打開EViews軟件，新建工作文件，選擇數據類型，在EViews命令欄中直接輸入data Y X1 X2，并輸入向相應的數據。
2、在命令欄中輸入genr LNY=LOG（Y）genr LNX1=LOG（X1）genr LNX2=LOG（X2）
同時，在命令欄中輸入LS LNY C LNX1 LNX2進行最小二乘估計。
模型估計的結果如下：
lnY=-2.731981+1.051989lnX1-1.765421lnX2
（2.876922）（0.021425）（0.646206）
T=（2.282456）（49.10137）（-2.731981）
R2=0.996249 F=1460.587 n=15
由此可見，該模型R2=0.996249，F=1460.587，F檢驗顯著，該模型的擬合程度較高。但是，t檢驗不顯著，說明國內生產總值GDP與居民消費價格指數CPI之間有可能存在線性關系，需要進行進一步的多重共線性檢驗。
（三）多重共線性檢驗與修正
1、簡單相關系數檢驗
在命令欄鍵入：COR LNY LNX1 LNX2，結果如下：
Lnx1 0.996847，故，國內生產總值與社會消費品零售總額之間的相關系數為0.996847，二者高度相關，居民消費價格指數與社會消費品零售總額的相關系數為0.417146，二者的相關度比較低，同時國內生產總值與居民消費價格指數的相關系數為0.463318，二者相關系數也較低。
在命令欄中輸入LS LNX1 C LNX2，結果表明，lnX1與lnX2 存在線性關系，即國內生產總值GDP與居民消費價格指數CPI之間有存在線性關系。
2、利用逐步回歸方法修正多重共線性
（1）建立基本的一元回歸方程
根據相關系數和理論分析，我國國內生產總值與社會消費品零售總額關聯程度最大。所以，設建立的一元回歸方程為：LOG（Y）=α1+β1LOG（GDP）+u1
在命令欄中輸入 LS LNY C LNX1
（2）逐步引入其它變量，確定最適合的回歸方程LOG（Y）=α2+β2LOG（CPI）+U2
在命令欄中輸入LS LNY C LNX2，故由圖可知，LOG（Y）=α2+β2LOG（CPI）+U2的=0.108386小于LOG（Y）=α1+β1LOG（GDP）+u1的R2=0.214663。故應建立的回歸方程為：LNY=10.98932+0.098186LNX2，即LOG（Y）=10.98932+0.098186 LOG（GDP）
（四）異方差性的檢驗
利用White檢驗得到如下信息：
White Heteroskedasticity Test：
F-statistic0.872791Probability0.442699
Obs*R-squared1.904884Probability0.385798
取顯著水平α=0.05，由于20.05（2）=5.99>nR2=1.905所以不存在異方差性。
（五）自相關性檢驗及修正
1、DW檢驗
因為n=15 k=1 取顯著性水平α=0.05時，查表得dL=1.077，dU=1.361，而0.308=DW
2、調整自相關性
在LS命令中加上AR項，使用迭代估計法估計模型。在命令欄中輸入：
LS LNY C LNX1 AR（1）
調整后的模型DW=1.425，n=15，k=1取顯著性水平α=0.05時，查表得DL=1.077，DU=1.361
所以DU
三、模型的不足及改進方向
（一）模型存在的缺陷
1、研究未能對社會消費品零售總額做長時間的考察，所選取的樣本數據量較少，導致模型的代表性降低。
2、模型建立過程中有諸多影響因素尚未考慮，如：國內居民收入水平、稅收因素等。在這樣的情況下，模型的可靠性與穩健性降低，建立的模型與實際情況存在差距。
（二）改進方向
1、增加數據容量，延長時間序列，力求使得模型更具權威性。
2、增加影響因素的個數，擴大分析范圍。
四、結論與建議
中國社會消費品零售總額受到很多因素的影響，其中主要的影響因素是國內生產總值GDP。零售業與國內生產總值的關系，從實證角度來看，二者是相互影響的。
（一）零售業對國內生產總值的影響
一般來說，零售業對國民經濟的發展有積極效應和消極效應兩方面的影響。從積極效應方面來看，零售業有兩個突出的作用，促進經濟發展和增加就業。零售業是一個關聯性極大的產業，零售業的發展可以帶動國民經濟其他行業的共同發展；零售業對國民經濟發展的消極效應主要來源于零售業的產業鏈過長，涉及范圍廣，以及零售產品本身的特點。
（二）國內生產總值對零售業的影響
從GDP按收入法進行核算的公式（GDP=工資+利息+利潤+租金+間接稅和企業轉移支付+折舊）來看，影響GDP的因素有工資、利息、利潤、租金、間接稅和企轉移支付等，因而這些因素對零售業的發展作出了貢獻。
從居民個人角度來說，隨著個人工資的增長從而能夠帶動經濟的發展，但是需要說明的是，這里的工資增長應該為實際工資增長，需要剔除通貨膨脹及消費品價格上漲的因素，若僅看工資增長速度而不考慮物價水平，則有可能歪曲工資水平對零售業的貢獻。
從企業角度來說，企業的收入主要來自商品銷售收入、勞務收入等，扣除必要的成本費用后，再向國家繳納企業所得稅，形成企業的留存收益，而留存收益的增加又是一個企業做大做強的關鍵性因素。
從政府角度來說，過高的稅收水平會導致企業利潤的下降、居民收入水平的減少，不利于經濟發展，從而抑制了零售業的發展，而過低的稅收水平又會使政府的宏觀調控能力下降，因此政府需要權衡稅收水平。
（三）零售業的問題
雖然零售業取得了長足發展，各種零售業態幾乎都在中國出現，但零售業態的現狀仍不容樂觀，存在諸多問題。（1）百貨商店在零售業中不再占有絕對優勢與大型百貨商店盲目發展的傾向同時存在。但是由于90年代初的市場疲軟，給人們造成了“大型商場不為市場疲軟所動”的印象。近幾年，各城市大型商店的增長速度遠遠超出了社會商品零售總額與城市居民生活費用支出的快速增長，大型百貨商店相對過剩。（2）零售業態布局在某些地區存在不合理的狀況。比如鄭州市二七塔商業區，單是營業面積超過1.5萬m2的大型商場就有9家，單一業態過度集中，亞細亞集團已倒閉，許多大商場都難以為繼；其它城市也不同程度地存在類似問題。（3）我國零售業的探索首先是從超級市場開始。它們這些位于繁華商業區的“超級市場”的價格明顯高于一般商店，我國第一次超市熱以失敗而告終。究其原因，賀名侖教授曾形象地概括道：“在不適當的時機，采用不適當的手段，推行不適當的營銷方式，最后只能是失敗?！?/p>
（四）對中國零售業發展的建議
為了促進我國零售事業的快速發展，有以下幾點建議：
1、實施政府主導型零售發展戰略
政府主導型零售發展戰略是按照零售業自身的特點，在以市場為主，合理配置資源的基礎上，充分發揮政府的主導作用，促進零售業更快發展。
2、零售市場創新
零售經濟是特色經濟，而特色就需要充分地發揚創新意識，對于零售市場的開拓，各地零售開發和建設模式大同小異。
（作者單位：安徽財經大學）
參考文獻：
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[3] 張曉峒.計量經濟學軟件EViews使用指南.南開大學出版社，2004
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[5] J.M.伍德里奇.計量經濟學導論.中國人民大學出版社，2003
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第5篇：居民消費影響因素論文范文
兩種方法相互印證，互為補充。本研究認為：地域和時間影響經濟增長，中央和各省應因地制宜、因時而異地采取措施；在各類支出中，居民消費對各省經濟增長率具有普遍影響；各地方政府支出對經濟增長影響不同，中央應該對地方政府的消費和投資進行合理調控。
關鍵詞：國內生產總值；政府消費；政府投資；居民消費；私人投資
中圖分類號：F123.16文獻標識碼：A文章編號：1000-176X（2009）05-0012-06
一、引 言
保證中國的經濟增長是當前工作的重點和難點，如果能協調好各類支出關系，將會達到事半功倍的效果。對經濟增長的研究可以從生產、分配和支出三個角度，分別討論這“三駕馬車”與經濟增長之間的關系。通常人們關注某種支出對經濟增長的影響，如投資與經濟增長關系，但是，在建設和諧社會和可持續發展過程中，思考各類支出之間的協同作用將更有意義。
科學合理地進行宏觀調控是中央政府面臨的一個現實問題。做好宏觀調控工作必須在綜合各方面情況的基礎上，在紛繁的矛盾中發現并解決主要問題。目前，中央政府在穩定國內外經濟主體對中國經濟增長的信心方面成績斐然，如果中央能保證在財政投資和貨幣政策決策上科學合理，政策效果將更加顯著。目前中國各地情況千差萬別，財政貨幣政策效果不一，如何了解實際情況，發現經濟增長和經濟發展中的主要矛盾，是中央政府進行宏觀調控的首要工作。中央政府在經濟增長問題上的困難是如何因地制宜采取措施。本文旨在從消費、投資及其內部構成之間關系上理解經濟增長，為政府決策進言獻策。
分別研究各類支出項目與經濟增長之間關系的文獻比較多，但是綜合討論各類支出項目對經濟影響的文獻仍然比較少。王小利（2005）研究了政府支出與經濟增長的關系，并指出政府公共投資在短期內對經濟增長影響不顯著、政府消費支出對經濟增長短期效應為正，從長期看，政府消費和投資支出對經濟增長有一定的解釋力［1］。其他有關研究也肯定兩者之間的正向關系，如繆仕國、馬軍偉（2006）和張海星（2004），并且認為投資效率受地域影響，如李禎業、金銀花（2006）［2］和胡琨、張維（2006）［3］。但這些研究仍然存在局限性：（1）只是證明地域是影響經濟增長的一個因素，對政府決策的指導作用不明確。（2）各文獻的研究通常采用一種方法，但是真正科學的研究可以殊途同歸，不受研究方法限制。（3）沒有綜合研究政府消費、政府投資、居民消費、私人投資對經濟增長的影響。（4）缺少對政府全部消費和投資支出與經濟增長之間關系的比較研究。
本文依據中國31個?。ㄊ小^）1986―2005年的面板數據，運用面板數據分析和協整分析，從相對數變動和絕對數變動兩個角度分析全國和各省的政府投資、私人投資、政府消費、居民消費與經濟增長之間的關系。
二、指標、數據和變量的選擇
我們選擇按照支出法計算的國內生產總值反映經濟增長。政府消費、居民消費來自國民經濟核算中最終消費及構成。政府投資、私人投資根據相關指標計算得出。
政府消費是政府部門為全社會提供的公共服務的消費支出和免費或以較低的價格向居民住戶提供的貨物和服務的凈支出。居民消費指常住住戶在一定時期內對于貨物和服務的全部最終消費支出。私人投資在此僅指私人固定資產投資，不包括存貨投資。由于在法律上按照經濟類型進行分類的對象只適用于企業，因此本文將政府投資分兩部分計算。
本文選擇的數據期間為1986―2005年度。數據主要來自中國經濟信息網。由于獲得的數據均以當年價格計算，考慮到地區之間通貨膨脹差異，本文對所用數據縮減為1986年價格，國內生產總值用各地區國內生產總值指數縮減，對政府消費和居民消費分別用商品零售價格指數和居民消費價格指數調整，對政府投資和私人投資均用各地區固定資產投資價格指數縮減。對各個省份國內生產總值分別用各個地區支出法國內生產總值指數進行調整，對政府消費用商品零售價格指數進行調整，對居民消費用居民消費價格指數進行調整。
本文選擇變量包括：
國內生產總值（GDP），政府消費（GC），政府投資（GI），居民消費（JC），非政府投資（PI），國內生產總值對數的一階差分（DLGDP），政府消費對數的一階差分（DLGC），居民消費對數的一階差分（DLJC），政府投資對數的一階差分（DLGI），私人投資對數的一階差分（DLPI），地區因素固定效應（Ii，其中i=1，2，……31，表示31個不同地區），時間因素固定效應（Tt，其中t=1986，1987，……2005）。
三、模型Ⅰ――對經濟增長率影響分析
1.區域面版數據模型的構建
本文首先進行區域層面的面板數據分析，構建包括31個省（市、區）的面板數據集，合計31組。每個面板數據集都包含變量GDP、GC、GI、JC和PI，橫截面為31個地區，時間跨度為1986―2005年，共計20期，557個樣本數據。
為了避免時間序列的非平穩性對模型的影響，有必要對數據進行單位根檢驗。在面板數據結構下，由于時間跨度較小，常規單位根檢驗的功效受到很大影響（Pierse and Shell，1995），本文使用了Levin，Lin & Chu t檢驗、Breitung t統計量檢驗、ADF-Fisher卡方檢驗以及PP- Fisher卡方檢驗等面板單位根檢驗方法，從多個角度對全部31個面板數據集中的5組變量及其對數差分變量進行Panel單位根檢驗。檢驗結果表明，DLGDP、DLGC、DLJC、DLGI、DLPI均拒絕了存在單位根的原假設，因此本文認為它們是平穩數列。根據數據特點我們建立如下模型：
DLGDPit=C0+C1i+C2iDLGCi+C3iDLGIi
+C4iDLJCi+C5iDLPIi+C6i（1）
即：
GDPGDP(-1)it=eC0×eC1i×GCGC(-1)C2i×GIGI(-1)C3i×JCJC(-1)C4i×PIPI（-1）C5i×et（2）
2.實證結果
上述模型考慮了地域、時間等固定因素對經濟增長的影響，以下從全國和不同省份兩個層面運用Pannel Data模型，以DLGDP為被解釋變量進行分析，分析結果如表1和表2所示。
表1全國層面面板數據分析表
解釋變量系 數標準誤差t統計量概 率
C0.0124***0.00304.07590.0001
D(LGC)0.0669***0.01414.73780.0000
D(LGI)0.0473***0.00984.83350.0000
D(LJC)0.2968***0.026411.2240.0000
D(LPI)0.0439***0.00735.99190.0000
注：***、**和*分別表示系數在1%、5%和10%水平上顯著；**表明系數在5%的水平下顯著；*表明系數在10%的水平下顯著，下表同。
表2 省級層面面板數據分析表
地 區DLGCDLGIDLJCDLPI
北 京0.1892**0.1178*0.2750***0.1051***
天 津-0.00660.05740.3493*0.0525
河 北0.04390.01740.2574*0.0378
山 西0.03860.1942***0.2930***0.0170
內蒙古0.2413**0.10470.3035-0.1001
遼 寧0.1907*0.03680.3294*0.0690*
吉 林0.10860.05030.20780.0201
黑龍江-0.11070.1836**0.4721***0.0653*
上 海0.15500.04910.1990-0.0079
江 蘇0.16560.08030.4920**0.0084
浙 江0.01490.01030.10290.1128
安 徽-0.05670.01390.29150.0408
福 建0.1736*0.0614-0.28490.1153**
江 西0.09080.02740.3150**0.0419
山 東0.1763**0.05890.3649**0.0261
河 南-0.01200.02570.29760.0485
湖 北-0.05390.07230.5743***-0.0310
湖 南0.05430.0342-0.00160.1169
廣 東-0.01950.02930.3213***0.0606
廣 西0.3010***-0.1275**0.17980.0413
海 南0.0984-0.03270.25010.0353
重 慶0.0769-0.0716-0.16850.3085
四 川0.2673**0.0886**0.4337***-0.0121
貴 州0.01940.01540.1495**0.0486*
云 南-0.00090.02410.15730.0144
西 藏0.08480.1232***-0.10160.1116***
陜 西0.05330.08550.20930.1128*
甘 肅0.06810.10110.23550.1392**
青 海0.03550.10130.03400.0201
寧 夏-0.05150.10910.4480***0.0410
新 疆0.2045***0.0834-0.03360.0251
（1）全國層面分析
模型檢驗的F統計量值為24.78，在1%的顯著性水平上我們拒絕所有系數同時為零的假設。Durbin-Watson檢驗統計量值為2.22，表明模型不存在序列相關問題。調整的決定系數為0.69，擬合程度比較好，被解釋變量和解釋變量之間存在結構影響關系。
所有變量顯著性水平均在1%水平之上，變量系數均為正，因此從全國來看，提高政府消費、政府投資、居民消費和私人投資增長率都有利于提高經濟增長率。政府投資彈性為0.047，私人投資彈性為0.044，居民消費彈性為0.297，政府消費彈性為0.067。政府投資彈性和私人投資彈性比較，兩者相差不大，但由于中國現階段政府投資基數大于私人投資基數，從絕對量對經濟增長貢獻角度考慮，如果相對增加私人投資，則效果更好。居民消費彈性是政府消費彈性的4倍，是政府投資彈性和私人投資彈性的7倍，因此，采取措施增加居民消費仍然是政府在經濟增長決策方面的首要任務，在政府投資和私人投資沖突的地方，政府投資應讓位于私人投資。
（2）省級層面分析
省級層面分析結果顯示，F統計量值為10.28，所有系數同時為0的概率為0.00，DW檢驗統計量值為2.04，模型不存在序列相關問題。調整的決定系數為0.74，與前述全國層面模型比較，省級層面的模型擬合程度更好。進一步地，我們分地區說明各變量的彈性系數、地區固定影響系數和時間固定影響系數。
表2給出了系數在1%、5%、10%水平上顯著的省份名單及變量回歸系數。我們發現，北京的4個變量系數都顯著，并且大于10%，北京任何類型支出對經濟增長促進作用都非常顯著；黑龍江、四川和遼寧有3個變量的系數顯著，黑龍江提高政府消費增長率對經濟增長率影響不顯著，遼寧政府投資增長率對經濟增長率影響不顯著，四川私人投資增長率對經濟增長率影響不顯著。另外，遼寧政府消費、居民消費和私人投資變量系數的顯著性水平比較高。
分析各省變量的彈性系數可知：湖北、江蘇、四川、寧夏和黑龍江的居民消費彈性系數顯著，并且均在0.4之上，北京、天津、河北、山西、遼寧、江西、山東、廣東和貴州的居民消費彈性系數也顯著，因此，在這些省份刺激居民消費有利于提高當地經濟增長率；政府消費增長率變動對經濟增長影響顯著的地區包括北京、內蒙古、遼寧、福建、山東、廣西、四川和新疆；政府投資增長率變動對經濟影響顯著的地區包括北京、山西、黑龍江、廣西、四川和，其他地區政府投資變動對經濟增長影響不顯著；私人投資增長率對經濟影響顯著的地區包括北京、遼寧和黑龍江、福建、貴州、、陜西和甘肅。
地域因素影響經濟增長率，影響結果如表3所示。影響最突出的省份是江蘇和云南，其次是貴州、青海、新疆、北京、遼寧、山東；對其他省份而言，地域對經濟增長影響差別很小。
時間也是影響經濟增長率的一個因素，影響結果如表4所示。自1996年之后系數都小于1，而之前的年份系數都大于1；在近10年，2004年和2005年是經濟增長最快時期。
表3 經濟增長率的地域因素固定影響系數表
地 區系 數地 區系 數地 區系 數地 區系 數
北 京-0.0236上 海-0.0025湖 北-0.0017云 南0.0357
天 津-0.0019江 蘇-0.0383湖 南0.0164西 藏-0.0028
河 北0.0085浙 江0.0109廣 東-0.0004陜 西0.0051
山 西0.0034安 徽0.0096廣 西0.0080甘 肅-0.0138
內蒙古0.0078福 建0.0126海 南-0.0051青 海0.0267
遼 寧-0.0233江 西-0.0038重 慶-0.0046寧 夏0.0047
吉 林0.0067山 東-0.0220四 川-0.0181新 疆0.0225
黑龍江0.0109河 南0.0119貴 州0.0212
表4經濟增長率的時間因素固定影響系數表
時 間系 數時 間系 數時 間系 數時 間系 數
19870.017319920.00721997-0.03532002-0.0636
19880.092519930.06431998-0.06222003-0.0441
19890.089719940.09311999-0.07822004-0.0117
19900.015119950.06542000-0.05102005-0.0127
1991-0.00651996-0.02272001-0.0566
四、模型Ⅱ――對經濟增長總量影響分析
前述建立的面板數據模型以經濟增長率為被解釋變量，僅僅進行了相對分析，為了彌補其不足，了解各變量水平值之間關系，我們在此嘗試協整分析并建立誤差修正模型。
1.協整分析
誤差修正模型要求變量必須是同階單整，我們對GDP、GC、GI、JC、PI分別進行了單位根檢驗，發現GDP、GC、GI是1階單整，JC、PI是2階單整，因此本文采用Engle-Granger兩步法對變量GDP、GC、GI進行協整分析。如果它們之間是協整的，他們之間的協整關系就可以表示為：
GDPt=α+βGI+γGC+υt（3）
對上述模型殘差進行單位根檢驗，我們發現υt構成I(0)過程，我們判斷GDP、GC、GI之間存在協整關系。
2.誤差修正模型
假設相對于理論均衡的非均衡偏離ECMt滿足以下等式：
ECMt=GDPt-α-βGIt-γGCt（4）
則誤差修正模型如下：
D(GDP)t=β1D(GC)+β2D(GI)+β3ECMt-1+εt（5）
對（4）式做參數變換為：
GDPt=-β3•α+β1GCt+β2GIt+(1+β3)GDPt-1-(β1+β3•γ)GCt-1-(β2+β3•β)GIt-1 （6）
3.實證結果
根據（4）式所列模型進行分析，結果如表5所示。檢驗結果顯示，F統計量值為8.16，在1%的顯著性水平下，我們拒絕所有系數同時為零的假設。調整的決定系數為0.64，被解釋變量和解釋變量之間存在結構影響關系，擬合程度也比較好。由于模型Ⅰ的分析表明江蘇情況特殊，我們在此不研究江蘇省情況?？紤]到β3符號問題，以下分析不涉及湖北、江蘇、江西、河南、重慶、貴州、、陜西和青海。
其他地區政府消費總量對經濟增長總量影響情況是：北京、山東、海南和四川的政府消費系數β1為正，這些省份增加政府消費將增加國內生產總值，這一點與模型Ⅰ結論一致；在模型Ⅱ中湖北和廣東兩個省份政府消費量的回歸系數均為負，說明增加其政府消費無益于國內生產總值總量增長，比前述經濟增長率模型分析更進一步，在前述模型中，我們只發現廣東政府消費增長率對其經濟增長率影響不顯著。
其他地區政府投資總量對經濟增長總量影響情況是：北京、廣東和四川政府投資系數β2為正，說明在這些地區增加政府投資總量將有利于增加當地經濟增長總量，這也與模型Ⅰ分析結果一致。結合前述模型可知，廣東政府投資總量增長有利于提高經濟增長總量，不過廣東政府投資增長率最好不要超過上年數；四川則應加大政府投資力度，以比往年更大的政府投資增長率進行投資。模型Ⅱ顯示，山西、黑龍江和廣西的政府投資總量對經濟增長總量的作用效果不顯著，與模型Ⅰ的結論不一致，對這些省份政府投資和經濟增長之間的關系有待進一步分析。
表5 誤差修正模型估計表
地 區
β1β2β3地 區β1β2β3
北 京1.116***
1.035***-0.839***湖 北-1.428**-0.5790.395
天 津0.797-0.003-0.071湖 南-0.1480.185-0.183
河 北0.0910.239-0.235廣 東-0.236*0.558**-0.554***
山 西0.6850.593-0.058廣 西0.912-0.097-0.073
內 蒙1.066-0.077-0.340海 南9.789*-0.193-0.261*
遼 寧-0.0510.059-0.086重 慶0.968-0.0180.039吉 林1.2160.001-0.216四 川1.066**1.823***-0.608***
黑龍江-0.1440.442-0.505貴 州1.2791.0760.127
上 海0.4020.271-0.154云 南0.4230.853-0.281
江 蘇0.153-0.482**0.189*西 藏2.367-3.9230.082
浙 江-0.0450.227-0.167陜 西1.3120.4870.017
安 徽-0.4840.217-0.281甘 肅0.6860.648-0.331
福 建0.418-0.330-0.023青 海1.8923.4760.080
江 西1.2650.4120.112寧 夏5.1941.152-0.072
山 東0.333*-0.004-0.254新 疆1.1000.003-0.058
河 南0.267-0.2980.069
五、結論及建議
本文對政府投資、政府消費和居民消費、私人投資對經濟增長的影響進行比較分析，通過構建全國和省級二個層面的面板數據，可以得到如下結論：
第一，全國層面分析表明，在中國無論是加大政府投資增長率、政府消費增長率、居民消費增長率還是提高私人投資增長率都有利于中國經濟增長。本文的結論是私人投資增加1%，產出提高0.043%；政府投資增加1%，產出提高0.047%；居民消費增加1%，產出提高0.296%；政府消費增加1%，產出提高0.066%。
全國居民消費彈性遠遠高于政府消費彈性、政府投資彈性和私人投資彈性。在全球金融危機中中國要實現經濟增長，從投資和出口導向的增長模式向私人消費拉動增長模式轉變是合理的選擇。
第二，地域因素影響經濟增長率，尤其是江蘇和云南。另外，除了北京、遼寧、山東、貴州、青海和新疆外，其他省份的地理因素對經濟增長率的影響區別不大。時間因素也影響經濟增長，2004年和2005年是近10年來經濟增長的最快時期。
第三，省級層面研究政府消費與經濟增長關系問題，兩個研究模型都肯定了北京、山東和四川政府消費對經濟增長的促進作用；內蒙古、廣西和新疆僅是政府消費增長量對經濟增長量有顯著正向影響，他們的政府消費增長率對經濟增長率沒有顯著影響；湖北政府消費增長率對經濟增長率沒有顯著影響，但是其消費增長量對經濟增長量卻有顯著的負向影響。除前述地區外，其他地區政府消費對經濟增長都沒有顯著影響。
第四，省級層面研究政府投資對經濟增長的影響表明，對北京和四川而言，無論是政府投資增長率對當地經濟增長率的影響，還是政府投資增長量對當地經濟增長量的影響都是顯著的；廣東政府投資增長率對當地經濟增長率影響不顯著，政府投資增長量對當地經濟增長量影響顯著。在山西、黑龍江、廣西、的政府投資對經濟增長的作用問題上，我們還沒有得出確定的結論；除前述地區外，其他地區的政府投資對經濟增長的影響都不顯著。
第五，各地區居民消費增長率和私人投資增長率對經濟增長率影響不同，湖北、江蘇、四川、寧夏、黑龍江、北京、天津、河北、山西、遼寧、江西、山東、廣東和貴州的居民消費增長率對當地經濟增長率影響顯著；其他地區影響不顯著。在影響顯著的地區，各地區的影響程度和顯著性水平不同。私人投資增長率對經濟增長影響顯著的地區包括北京、遼寧、黑龍江、福建、貴州、、陜西和甘肅；其他地區私人投資增長率對經濟增長影響不顯著。
針對以上分析，本文提出如下建議：
第一，將增加居民消費作為實現經濟增長的長效機制。居民消費對經濟增長的貢獻遠遠超過政府消費、政府投資和私人投資，制定有利于居民消費的政策措施，通過居民消費水平提高來實現經濟增長是中國政府的明智選擇，只有這樣，中國居民才能從經濟增長中獲益，最終實現經濟增長和居民消費增長之間的良性循環。北京、天津、河北、山西、遼寧、黑龍江、江蘇、江西、山東、湖北、廣東、四川、貴州和寧夏的居民消費對經濟增長影響顯著，影響程度排在前五位的地區是黑龍江、江蘇、湖北、四川和寧夏。因此，政府的刺激消費政策應該至少要區分影響顯著地區和不顯著地區
兩類情況制定，對影響顯著的地區還要分別情況制定不同政策。
第二，在政府投資方面，大力增加北京和四川的政府投資，穩步增加廣東政府投資；對山西和黑龍江、廣西和的政府投資效率展開研究；對除北京、四川、廣東、山西、黑龍江、廣西和外的其他地區投資進行合理調控，因為這些地區政府投資對經濟增長影響并不顯著。在政府消費方面，大力增加北京、山東和四川的政府消費；穩定增加內蒙古、廣西和新疆的政府消費；穩定或適當降低湖北政府消費增長率；對黑龍江，需要深入研究其政府消費和經濟增長之間關系之后，再做決策。其他地區政府消費增長率可維持相對穩定。
第三，從實現經濟增長的目的出發，各省可采取不同的措施。遼寧政府投資增長率可以維持不變或減少，政府消費增長率、居民消費增長率和私人投資增長率應當加大；黑龍江居民消費增長率和私人投資增長率可以增大，目前還不能對政府投資和政府消費增長率提出明確意見；四川在提高私人投資增長率上無須費時費力，政府消費增長率、政府投資增長率和居民消費增長率可以增加，并且政府投資增長率提高更有利于當地經濟增長；山西應當增加居民消費；內蒙古應繼續增加政府消費；江蘇應增加居民消費，對增加政府投資，我們持懷疑態度，不應當增加政府投資；福建一方面應加大政府消費增長率，另一方面應采取措施增大私人投資規模；山東在政府消費和居民消費增長方面仍然大有可為，政府投資增長率和私人投資增長率則無需提高；廣西應增加政府消費增長率，對政府投資變動，還沒有明確的建議；貴州應采取措施擴大居民消費，提高私人投資增長率，而政府消費增長率和政府投資增長率則無需提高；工作重點是加大私人投資增長率；陜西和甘肅應增加私人投資增長率；新疆應增加政府消費增長率；天津、河北、江蘇、江西、湖北和寧夏應努力提高居民消費增長率，政府消費、政府投資和私人投資增長率無需提高；廣東應提高居民消費增長率，無需提高政府消費、政府投資和私人投資增長率，但政府投資總量卻可以適當增加，其政府消費增長量若能減少將更有利于提高經濟增長總量；湖北應提高居民消費增長率，不增加政府消費增長率。
第四，從私人投資對經濟增長的作用看，中央可以引導私人更多地向北京、遼寧、黑龍江、福建、貴州、、陜西和甘肅投資，這些地區私人投資對經濟增長影響顯著。
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第6篇：居民消費影響因素論文范文
第一節 選題意義 1
第二節 本文的研究結構 2
第三節 本文的研究方法 3
第四節 本文的創新點和不足點 3
第二章 文獻綜述 4
第一節 西方古典消費經濟理論 4
第二節 西方當代消費經濟理論發展 5
第三節 當代中國居民消費行為理論研究成果 6
第三章 浙江省城鄉居民的實際收入和消費水平狀況 7
第一節 浙江省城鄉居民消費總體發展情況 7
第二節 用恩格爾定律分析浙江省城鄉居民消費情況 9
第三節 用ELES模型分析浙江省城鄉居民消費情況 10
一、擴展線性支出系統（ELES）模型的引入 10
二、ELES模型的運用及相關數據的處理 11
三、浙江省城鄉居民消費需求分析 13
第四章 浙江省城鄉居民消費行為特征的比較分析 15
第一節 影響城鄉居民消費行為的因素分析 15
一、影響居民消費行為的外部環境因素 15
二、影響消費者行為的內在因素 16
第二節 浙江城鄉居民消費情況差異分析 17
一、浙江城鄉居民在不同歷史時期表現出不同的消費行為 17
二、浙江城鄉居民消費者所處的外部環境具有較大差異性 17
三、浙江城鄉居民消費者行為有顯著差異 18
第五章 研究結論及建議 19
第一節 研究結論 19
第二節 政策建議 21
一、加強宏觀調控，引導城鄉居民投資和消費行為 21
二、采取有效的收入分配調節機制，抑制收入差距的無序擴大，提高整體消費傾向 21
三、調整產業結構和產品結構，理順供需關系，適應居民消費結構升級換代 22
四、完善社會保障制度，減小居民消費的不確定因素，釋放居民儲蓄，促進消費增長 22
五、分層次引導居民消費行為 23
【參考文獻】 25
第一章 引言
第一節 選題意義
居民消費行為是在一定的社會條件下，居民消費需求、消費能力、消費偏好的綜合體現。
眾所周知，居民消費是拉動一個國家或地區經濟增長的源動力，而居民的消費行為是影響消費的內部因素。近幾年來，國內消費需求一直疲軟。據調查發現，我國居民消費傾向出現長期下降趨勢，居民消費需求呈現明顯不足消費結構也發生了很大的變化。這些變化不僅關系到城鎮的發展，也關系到農村，甚至全社會的發展。因此我國的當務之急，是如何通過刺激消費，拉動國內消費需求，促進社會擴大再生產良性循環，促進經濟良性增長。
與此同時我們應該注意到，城鄉居民消費的差異變動也在很大程度上影響著經濟發展的持續性和穩定性。由于長期二元經濟結構的影響，我國城鄉之間在很大程度上一直處于相對封閉狀態，城鎮較發達而農村比較落后，城鄉之間存在著較大的差別。城鄉居民生活水平的差別是一項反映城鄉差別的重要指標，其集中體現為城鄉居民在消費水平和消費結構方面的差異。過大的城鄉居民消費差異不僅會對經濟的發展產生負面影響，而且也會影響到社會的穩定。如何采取有效的政策措施努力縮小城鄉之間的差異不僅是建設小康社會中一個非常重要的現實問題，而且也關系到全社會的長治久安和經濟的持續穩定增長。
對于從貧窮逐漸走向富裕的國家和地區，消費水平的提高，是生活條件改善與生活質量提高的首要標志。改革開放以來，浙江省經濟一直保持持續穩定快速增長的良好勢頭，人民的生活水平也不斷提高，但是與此同時，消費的增長特別是邊際消費逐年遞減；“十一五”期間擴大消費需求將成為我國經濟發展的重點而消費需求不足、消費率低下的問題將是當前一個時期必須直面的嚴峻問題。因此如何擴大居民消費、增強消費對整個經濟增長的帶動作用，是目前各方面普迫關注的問題。
由以上幾方面原因可以得出，研究消費以及城鄉居民消費差異確實有著十分重要的理論和現實意義。但是，目前國內此方面的研究并不多，很多研究只是單方面的分析城鎮居民或者農民的消費狀況，并沒有把二者進行比較研究，把城鄉消費差異問題作為研究重點的并不多見，對浙江省的城鄉消費情況的比較研究就更是幾乎沒有。因此，本文希望在這方面進行一些小小的探索。
第二節 本文的研究結構
本文以微觀層面的居民消費者為分析對象，運用Excel等軟件，收集1978-2006浙江省的實際數據(數據來源《浙江統計年鑒2007》等)，通過對恩格爾系數、居民消費支出和收入的初步統計分析，來分析浙江省城鄉居民的消費行為特征、消費環境，再針對城鎮和鄉村居民的消費與收入的關系，分別建立回歸模型，簡單分析城鄉居民消費行為的差異。最后，對分析數據得出的結論進行總結并提出相關建議與意見。
文章的主要內容主要由以下幾個方面組成：
第三節 本文的研究方法
本文是基于一般理論基礎上的實證性分析。因此，總的研究方法為基礎理論文獻研究和實證分析相結合。具體的來說，將采用以下的方法：
1、 文獻分析法：主要通過查閱大量文獻資料來支持論文的研究，包括學校圖書館和浙江圖書館的藏書和期刊、電子期刊的全文檢索、英特網的搜索引擎、各大專業網站等等；
2、 數據處理法：運用統計學原理進行系統調查，確定統計對象，進行數據采集，數據處理分析，本文主要采取了比較恩格爾系數和建立ELES擴展線性支出系統模型的方法對浙江省城鄉居民消費結構及其影響因素進行分析；
3、 列表法與圖示法：將整理好的數據列入表格，或作出相關圖示，有助于直觀、明了地進行分析處理；
4、 數理分析法：將整理好的數據與理論結合起來分析，以期得出結論；
5、 綜合實證分析法：將數據理論結合得出的結論與實際情況比較分析。
第四節 本文的創新點和不足點
正如本文的選題意義中所述，研究消費以及城鄉居民消費差異確實有著十分重要的理論和現實意義。但是，目前國內此方面的研究并不多，尤其是很多研究只是單方面的分析城鎮居民或者農村居民單邊的消費狀況，并沒有把二者進行比較研究，把城鄉消費差異問題作為研究重點的并不多見，對浙江省的城鄉消費情況的比較研究就更是幾乎沒有。因此，本文希望在這方面進行一些小小的探索。
而本文最大的不足就是題目攝取范圍偏大，以我本科四年學習的理論學習和研究水平較難在有限的篇幅內用精練的文字表述全部的研究結果。這也是我論文前期準備工作沒有做足而留下的遺憾。因此只得選取重點，即從城鄉居民消費結構差異方面下手，根據建立模型計算得出的結果做出結論分析和提出建議。
第二章 文獻綜述
第一節 西方古典消費經濟理論
威廉•配第（1623-1687）的消費經濟思想的核心是主張節制和不必要的 消費，以保證資本和財富的積累。他把消費區分為必要消費和不必要消費，他認為最不利于生產的是用于大吃大喝的消費，其次是用于購買衣料的消費。同時，他提出通過稅收調節消費，主張通過征稅的辦法來控制資金的支出及用途，
亞當•斯密（1723-1790）也主張把資本積累放在首位，節制消費。他認為勤勞和節儉是國民財富增長的必要條件，并區分了目前消費與未來消費、生產性消費與非生產性消費，以及它們不同的經濟效果，主張以增加消費來促進國民財富增長，還首次提出了生產的唯一目的是為了消費，繼承了配第節制消費，保證財富積累的思想。
大衛•李嘉圖（1772-1823）主張的消費經濟理論仍舊是強調資本及財富的積累，節制非生產性的消費。比斯密的消費思想更為深刻的是，他始終把工人及消費者的利益放在首位，在生產與消費、政府稅收與人民消費水平等關系上，更多地強調限制政府的非生產性，以維護人民的利益。他分析了消費欲望、消費需求和消費水平的問題，認為一個人只要有沒有得到滿足的欲望，他就需要更多的商品；只要他有任何新的價值可以提供出來交換這些商品，那對社會是一種有效需求。
魁奈（1694-1774）是重農主義思想體系的創建者。他的消費經濟思想表現在：第一，特別重視消費對財富增長的影響作用。他認為消費是再生產的不可缺少的條件。第二，抨擊了法國重商主義的消費政策，提出了重農主義的消費政策。他認為有必要讓農民富裕起來，以便讓他們消費更多的產品，從而促進經濟的發展和社會的繁榮。第三，提出了“純產品”學說，主張必需品的供應要得到保證。
西斯蒙第（1773-1842）的消費觀點主要有：第一，第一個明確提出了消費決定積累、消費決定生產的基本觀點。第二，提出了消費不足的經濟危機理論。第三，強調政府對人們的消費行為、消費習慣的指導。他認為，政府應當指導人們消費，并采取措施發展消費品生產和便利消費品的銷售，制定合理、公平的消費稅制度，切實關心消費者的利益。
第二節 西方當代消費經濟理論發展
凱恩斯（1883-1946）在《就業、利息和貨幣通論》中認為，消費支出與實際收入之間保持著穩定的函數關系，每個消費者都是根據其現期絕對收入個人可支配收入來決定其消費支出和儲蓄所占的比例。隨著收入的增長，人們的消費支出固然也會增長，但消費支出在收入中所占的比例卻在不斷減少。他的絕對收入理論是假定消費者的消費支出只受當期絕對收入影響，不受其過去收入和其他人消費行為的影響。
杜森貝里（1918- )在《收入、儲蓄和消費者行為》中提出的相對收入從動態角度分析消費函數，是對凱恩斯絕對收入假說的一種修訂和補充。他認為消費者的消費支出不僅受其自身收入的影響，而且也受周圍人的消費行為及收入與消費之間相互關系的影響。杜森貝里從消費的示范效應和棘輪效應兩方面解釋了長期消費函數與短期消費函數的矛盾。他認為，在短期內消費函數受經濟周期波動的影響，而使消費與收入偏離長期固定比例，但在長期過程中，人們的消費要受示范性和棘輪效應的影響，使收入與消費保持一個穩定關系。
弗里德曼（1912- ）消費函數在假定消費者行為的目的是效用最大化的前提下，認為在比較長的時間盡管收入在人的一生中是不穩定的，但消費卻是平穩的并從持久收入、持久消費、暫時收入、暫時消費的角度重新解釋了收入消費的長期均衡和短期波動的關系。
莫迪里安尼（1918-2003）提出的生命周期假說認為，個人消費或儲蓄行為并不僅與現期收入有關，他總是試圖把自己一生的全部收入在消費和投資（即當前消費和計劃消費）之間做最佳分配，從而獲得最大效用。
羅伯特•E•霍爾(1978)在持久收入假說的基礎上引入了理性預期，提出了隨機游走假說。該假說認為，如果財富或永久性收入的估計和今后的消費都以理性預期為基礎，那么，由消費或收入過去的變化反映出來的過時信息對現期的消費變化不應有任何影響。
戴維森等人（1978）提出的誤差修正機制模型（ECM）。其最顯著的特點是區分了收入與消費之間的長期均衡關系和短期動態調整過程。它首先假定消費C與收入Y之間存在長期均衡關系，即C=KY，消費者將依據前期消費與收入的關系對均衡比例K的偏離程度不斷調整消費。因此， ECM 描述的是消費者利用控制變量C逼近或維持均衡比例K的過程。該模型的優點在于把解釋消費變量的長期與短期作用分離出來，并特別把長期作用的動態均衡機制顯示出來
利蘭德（1968）在《儲蓄和不確定性》一文中，首次分析了產生預防性儲蓄達到必要條件。預防性儲蓄是指風險厭惡的消費者為預防未來不確定性導致的消費水平的急劇下降而進行的儲蓄。利蘭德認為在引入不確定性之后，消費者不再只是將財富平均分配于整個生命周期，還有另一個防范不確定性事件發生的重要作用，其邊際效用函數不再為線性函數。由于存在不確定性因素，使得消費者選擇當期少消費而多儲蓄。
第三節 當代中國居民消費行為理論研究成果
袁志剛和朱國林（2002）指出必須在消費理論框架內研究收入分配和總消費的關系，并總結了不同消費理論對收入分配與消費行為的看法，認為收入分配確實會影響總消費，但該文并未用這些理論解釋中國經濟。
范建勇、朱國林和嚴燕（2002）在前者研究的基礎上根據我國經濟特征，把我國消費者按照不同收入水平分類，研究了他們不同的消費傾向，證明了我國低收入者和高收入者儲蓄傾向偏高，中間收入水平的消費者是消費需求的主力軍，他們的研究完善了我國經濟轉型期收入分配與總消費的理論框架。
王玉華和孫鳳(2001)利用1991-1998年的時間序列資料分析了我國城市居民的預防性儲蓄動機，得出不確定性對即期消費有負影響的結論，我國居民儲蓄行為中存在預防性儲蓄動機。
施建淮、朱海婷（2004）利用1999-2003年35個大中城市居民儲蓄樣本數據進行分析，他們認為居民的儲蓄行為中的確存在預防性動機，然而并沒有預期的那么強烈，并且指出我國儲蓄占有結構不平衡問題才是儲蓄居高不下的主要原因。
葉海云（2000）從理論上證明伴隨著消費變化而產生的流動性約束使我國居民不得不確立短期儲蓄目標，其現期消費水平不是由現期流動性資產和收入水平而是由短期收入流和短期儲蓄目標決定，因而現期消費低于最優水平，但是他并沒有為此結論提供實證證明。
劉建 民、歐陽俊、秦宛順（2003）通過相關性檢驗得出我國居民總體消費增長與流動性變量的一階滯后項顯著正相關的結論，因此我國居民總體消費不存在流動性約束他們對不同收入組的城鄉居民消費特征數據與借貸數據的分析也表明城鄉居民家庭的消費特征與面臨有效流動性約束的消費行為特征不符合，從而得出我國居民消費決策并未面臨有效流動性約束的結論。
第三章 浙江省城鄉居民的實際收入和消費水平狀況
第一節 浙江省城鄉居民消費總體發展情況
1978年改革開放以來，隨著經濟的發展，浙江作為沿海開放省市中的佼佼者，無論城鎮還是農村居民的生活都發生了翻天覆地的變化，伴隨著收入水平的不斷升高，居民消費支出也不斷躍上新臺階，從表3-1可以清楚地看到1978年以來浙江省城鄉居民生活水平的發展情況（除恩格爾系數外，單位均為元）。
表3-1 歷年浙江城鄉居民生活水平總表（1978-2006年）
年份 人均可支配收入
/人均純收入 人均消費性/
生活消費支出 食品支出 恩格爾系數
城鎮 農村 城鎮 農村 城鎮 農村 城鎮 農村
1978 332 165 301 157 — 93 — 59.1
1979 — 195 — 175 — 100 — 57.1
1980 488 219 428 192 — 109 — 56.8
1981 523 286 476 267 264 147 55.6 55.2
1982 530 346 471 302 270 170 57.3 56.3
1983 551 359 484 326 288 183 59.5 56.2
1984 669 446 795 369 407 202 51.3 54.6
1985 904 549 795 474 407 247 51.3 52.1
1986 1104 609 969 561 492 282 50.8 50.3
1987 1228 725 1100 659 570 320 51.8 48.6
1988 1589 902 1453 839 741 389 51.0 46.4
1989 1797 1011 1556 927 851 445 54.7 48.0
1990 1932 1099 1604 946 885 436 55.1 46.1
1991 2143 1211 1806 1027 992 518 55.0 50.5
1992 2619 1359 2154 1112 1111 548 51.6 49.2
1993 3626 1746 2856 1263 1417 633 49.4 50.2
1994 5066 2225 4079 1680 1945 800 47.4 47.6
1995 6221 2966 5263 2378 2489 1198 47.0 50.4
1996 6956 3463 5764 2702 2714 1367 46.9 50.6
1997 7359 3684 6170 2839 2723 1378 43.9 48.5
1998 7837 3815 6218 2891 2644 1362 42.5 47.1
1999 8428 3948 6522 2806 2629 1293 40.3 46.1
2000 9279 4254 7020 3231 2752 1406 39.2 43.5
2001 10465 4582 7952 3479 2888 1449 36.3 41.6
2002 11716 4940 8713 3693 3474 1508 37.9 40.8
2003 13180 5431 9713 4287 3558 1637 36.6 38.2
2004 14546 6096 10636 4659 3851 1839 36.2 39.5
2005 16294 6660 12254 5215 4140 2011 33.8 38.6
2006 18625 7335 13349 5762 4393 2141 32.9 37.2
本表格數據來源：《浙江統計年鑒2007》
表3-1中幾項專有名詞解釋如下：
城鎮居民家庭可支配收入是指被調查城鎮居民家庭在支付個人所得稅之后，所余下的實際收入。
農村居民家庭純收入是指農村常住居民家庭總收入中，扣除從事生產和非生產經營費用支出，繳納稅款和上繳承包集體任務金額以后所剩余的，可直接用于進行生產性、非生產性建設投資、生活消費和積蓄的那一部分收入。
城鎮居民家庭消費性支出是指被調查城鎮居民家庭用于日常生活的全部支出，包括購買商品支出和文化生活等非商品支出，不包括罰沒、丟失款和繳納的各種稅款，也不包括個體勞動者生產經營過程中發生的各項費用。
農村居民家庭生活消費支出是指農村常住居民家庭用于日常生活的全部開支，是反映和研究農民家庭實際生活水平高低的重要指標。
若將表3-1中的數據制成曲線圖，我們可以更明顯地看出，1978年以來浙江省居民的收入和消費水平，無論城鎮還是農村，一直穩步上升，特別是進入上世紀九十年代中期以后，增幅更是逐年變大。同時，城鎮居民收入和消費水平總是明顯高于農村，且增長曲線斜率明顯大于農村，說明上世紀九十年代以來，城鎮居民消費發展速度和程度大于農村。
圖3-1 浙江省城鄉居民收入/支出曲線
第二節 用恩格爾定律分析浙江省城鄉居民消費情況
消費結構是指各類消費支出在總消費中的比重，是實現了的消費需求。對消費結構的研究是當代西方經濟學中的重要組成部分。消費結構的研究將宏觀經濟中的消費理論與消費實際聯系起來，為宏觀消費問題提供了實證研究的角度、方法以及應用。當代西方經濟學研究普遍認為，分析消費結構，對于了解消費者行為，研究產業結構及其變動方向，研究社會消費水平以及消費趨勢，有著重要的意義。
在消費結構的研究成果中，最重要且有廣泛影響力的是恩格爾定律和恩格爾系數。
1857年，德國統計學家恩格爾在研究英、法、德等國家不同階層的家庭調查資料時發現了一個定律：一個家庭或個人收入越低，其食品支出在收入中所占的比重越大；反之比重則越小。隨著家庭和個人收入增加，收入中用于食品方面的消費支出比例將逐漸減小。對于國家而言，越窮的國家，每個國民平均支出中購買食品的比例越大。這一定律被稱為恩格爾定律（Engel's Law），反映這一定律的系數被稱為恩格爾系數。用公式表示為：
思格爾系數(%) = 食品支出總額 / 家庭或個人消費支出總額 * 100%
聯合國糧農組織在世紀年代根據恩格爾系數確定了劃分貧富的標準，恩格爾系數與居民生活、消費水平關系如下：
EC＞60，居民生活消費水平處于絕對貧困狀態；
50＜EC≤60，居民生活消費水平處于溫飽階段；
40＜EC≤50，居民生活消費實現小康水平；
EC≤40，居民生活消費趨向富裕。
我們可以通過計算浙江城鄉居民的恩格爾系數，來分析我省城鄉居民生活、消費水平狀況及其變化情況。將表3-1中的1978年以來反映我省城鄉居民消費情況的恩格爾數據繪制成折線圖（見圖3-2）。
從圖3-2中我們可以看出，按照聯合國規定的標準，浙江城鎮居民恩格爾系數在1981-1992年處于50到60之間，說明這一時期浙江城鎮居民生活消費水平處于溫飽階段，1993年以后浙江城鎮居民恩格爾系數基本在40－50之間并逐年呈下降趨勢，城鎮居民生活消費達到小康水平，2003年以后浙江城鎮居民的恩格爾系數開始小于40，城鎮居民生活消費趨向富裕；浙江農村居民恩格爾系數一直處于50-60之間，除了七十年代末期接近60，之后逐年下降并于1990年達到46.1，從這個數據說明八十年代末浙江農村居民比城鎮居民先進入小康，但九十年代初期三年，農村居民恩格爾系數重新回到50以上，直到1997年這個數值才回落并在以后繼續下降。
圖3-2 浙江省城鄉居民恩格爾系數折線圖
總的看來,浙江省二十多年來恩格爾系數的總體趨勢是下降的，農村的恩格爾系數從1978年的59.1%，到2006年的37.2%，城 鎮的恩格爾系數從1981年的55.6%到2006年的32.9%,無論城鎮農村,人民的平均生活水平都日益提高.且進入九十年代后，浙江城鎮居民的恩格爾系數平均一直比農村的要低，消費水平較農村居民高。
第三節 用ELES模型分析浙江省城鄉居民消費情況
一、擴展線性支出系統（ELES）模型的引入
擴展線性支出系統模型(ELES，Extended Linear Expenditure System)是在線性支出系統模型(ELS，Extended Linear Expenditure System)的基礎上發展起來的，彌補了LES模型理論邏輯上的不足，是近年來研究居民消費的重要工具。ELES需求支出函數為：
piqi = piγi + βi ( I – pjγj ) i,j = 1,2,……,n （1）
定義域：pi＞0, 0≤βi＜1, Σβi≤1
在(1)式中，pi 為商品i的價格，為商品i的實際需求量，γi為維持生活的基本需求量，I為消費者總收入，βi 為消費者對于商品i的邊際消費傾向。其模型的解釋是：消費者對商品i的需求支出額為兩部分之和，第一部分為該商品的基本需求支出；第二部分是總收入減去所有商品的基本需求支出后剩余部分中用于商品i的部分，其邊際消費傾向份額為βi 。
又有V = piqi，V為消費者進行各種消費的總支出，是由消費者購買行為內生地確定?？梢詫ⅲ?）式寫成計量模型形式：
Vi = piqi = (piγi – βi pjγj ) + βiI + ui = bi + βiI + ui （2）
其中ui為隨即誤差項，利用常用的最小二乘法可求出（2）式中的參數bi和βi的估計值。然后利用bi和βi的估計值可以求得商品i的基本需求支出piγi；
pjγj = bi + βi bi /（1 - βi） （3）
同時可以求出商品i的需求收入彈性ηi為：
ηi = （ӘVi / ӘI）* (I / Vi) = βi (I / Vi) （4）
二、ELES模型的運用及相關數據的處理
按照國家統計局的分類標準，居民消費性支出分為8大類：食品類、衣著類、家庭設備用品及服務類、醫療保健類、交通和通訊類、娛樂教育文化類、居住類、雜項商品和服務類。以下部分的計算將運用ELES模型，利用時間序列和截面兩種不同類型的數據，對浙江省城鄉居民的消費進行分析。
1、按時間序列數據分析
不同年份的居民各類消費支出就可以構成時間序列數據。利用1996-2007年浙江統計年鑒資料，可以綜合整理得到時間序列數據，再利用EXCEL軟件的“數據分析”功能，得出ELES模型中(2)式的參數bi和βi的估計值(見表3-2)。參數估計值下面括號中的數據為該參數的T檢驗值，R2為判定系數(R2<1, T、R2值越大，表明該線性越顯著,通常T>2即可,表3-3同表3-2)。
表3-2 ELFS參數估計表(時間序列數據)
支出項目 城鎮居民 農村居民
bi βi R2 bi βi R2
食品 1380.566
（11.75） 0.166
（16.25） 0.964 529.253
（7.64） 0.214
（15.27） 0.959
衣著 79.460
（0.82） 0.065
（7.70） 0.856 -5.398
（-0.21） 0.046
（8.79） 0.885
家庭用品設備、服務 731.237
（8.43） -0.007
（-0.95） 0.082 37.648
（2.04） 0.031
（8.45） 0.877
醫療保健 -87.925
（-1.39） 0.058
（10.57） 0.918 -156.642
（-9.29） 0.083
（24.38） 0.983
交通和
通訊 -1017.920
（-7.24） 0.180
（14.78） 0.956 -355.451
（-8.81） 0.142
（17.33） 0.968
娛樂、教育文化 -304.778
（-3.96） 0.132
（19.71） 0.975 -246.865
（-6.81） 0.139
（18.89） 0.973
居住 -20.429
（-0.59） 0.068
（22.93） 0.981 12.892
（0.261） 0.132
（13.23） 0.946
雜項商品和服務 191.804
（3.94） 0.013
（2.99） 0.472 58.563
（3.23） 0.008
（2.27） 0.339
合計
消費支出 991.517
（5.41） 0.671
（39.14） 0.994 -125.951
（-1.14） 0.795
（35.48） 0.992
資料來源：根據《浙江統計年鑒》1996-2007年有關數據整理計算
從表3-2中可以看出，各支出項目參數估計值中，不考慮雜項商品和服務項目后，城鎮居民家庭設備用品及服務項目對應參數βi的估計值T過低，不能通過檢驗，城鎮居民和農村居民衣著項目對應參數bi偏低，R2也相對其他項目的判定系數偏低，而其余各項對應參數βi的估計值都能通過檢驗，并且判定系數R2都很高，線性顯著。
2、按橫截面數據分析
在對居民消費商品和勞務的種類進行分類的同時，為研究居民消費能力的層次性，還可按家庭的年收入不同進行等級分組，由低到高依次分為最低收入戶、低收入戶、中等偏下戶、中等收入戶、中等偏上戶、高收入戶和最高收入戶。同一年份不同等級收入戶的消費各類支出就可以構成截面數據。
利用2007年浙江統計年鑒資料，綜合整理不同層次收入戶各項消費支出得到2006年城鄉居民消費的截面數據，同樣利用EXCEL軟件可以得到ELES模型中(2)式的參數bi和βi的估計值(見表3-3)。
表3-3 ELES參數估計表(橫截面數據)
支出項目 城鎮居民 農村居民
bi βi R2 bi βi R2
食品 1046.579
（13.20） 0.149
（16.71） 0.989 2483.836
（8.91） 0.105
（8.19） 0.931
衣著 94.269
（5.77） 0.036
（19.83） 0.992 135.467
（1.62） 0.067
（18.44） 0.986
家庭用品設備、服務 45.068
（3.51） 0.031
（21.61） 0.994 -66.943
（-2.77） 0.038
（35.73） 0.996
醫療保健 218.547
（8.94） 0.032
（11.69） 0.979 343.019
（2.96） 0.027
（5.35） 0.851
交通和
通訊 32.798
（0.72） 0.082
（16.06） 0.989 -1312.030
（-3.04） 0.214
（11.34） 0.963
娛樂、教育文化 195.298
（4.09） 0.072
（13.36） 0.983 332.046
（7.23） 0.088
（44.06） 0.997
居住 -85.127
（-1.48） 0.109
（16.78） 0.989 238.624
（4.19） 0.055
（22.143） 0.990
雜項商品和服務 22.035
（1.28） 0.014
（7.19） 0.328 -85.207
（-5.68） 0.0288
（43.95） 0.997
合計
消費支出 2068.815
（18.35） 0.618
（125.42） 0.9997 1555.963
（30.45） 0.573
（99.67） 0.9997
資料來源：根據《浙江統計年鑒2007》有關數據整理計算
從表3-3中可以看出，城鎮居民和農村居民各支出項目參數估計值中，除去雜項商品和服務項目外的其他所有項目對應參數βi估計值都能通過檢驗，并且判定系數R2都很高。
三 、浙江省城鄉居民消費需求分析
由表3-2和表3-3可知，2006 年浙江省城鎮居民邊際消費傾向為61.8%，1995-2006年的邊際消費傾向為67.1%；2006年農村居民邊際消費傾向為57.3%，1995-2006年邊際消費傾向為79.5%。2006年城鄉居民邊際消費傾向比長期邊際消費傾向都有所下降，城鎮居民邊際消費傾向下降了5個百分點，而農村居民則下降了超過20個百分點。這個數據一方面驗證了國外學者通過實證研究得出的居民長期邊際消費傾向大于短期邊際消費傾向的結論，另一方面也說明浙江省城鄉居民由于受到醫療、養老、教育、住房等各項社會制度改革和收入預期的影響，他們通過減少消費支出、增加儲蓄來應對未來的不確定性。
另一方面，對比城鄉居民的邊際消費傾向還可以看出，城鎮居民的長期邊際消費傾向顯著低于農村居民，但短期邊際消費傾向，特別是2006年這一年的邊際消費傾向卻比農村居民高。這種現象值得引起關注，說明近年來，農村居民的生活水平和消費水平已經大幅上升，而相對于農村居民來說，城鎮居民對未來收入和支出的預期更不確定，不得不放棄更大比例的現期消費支出，以更高的儲蓄率來應對未來可能增加的支出。因此，穩定城鄉居民對未來收入和支出的預期，進一步提升邊際消費傾向對促進浙江省經濟持續發展具有重要意義。
對比各類消費支出的邊際消費傾向可以看出：浙江省城鄉居民的消費重點主要集中在食品、交通和通訊、娛樂教育文化幾個方面，其邊際消費傾向都較高；而衣著、家庭設備用品及服務、醫療保健的邊際消費傾向較低。浙江省城鄉居民食品支出邊際消費傾向很高，特別是在時間序列數據中農村居民食品支出的邊際消費傾向高達21.4%，雖然2006年城鄉居民食品邊際消費傾向有所減少，分別為 14.9%和 10.5%，但這還是表明目前浙江省城鄉居民的消費結構仍然處于相對較低的階段，食品支出還是消費支出最為重要的構成之一，且作為沿海經濟開放較為高度的浙江省，農村居民的消費結構并不如人們想象中的落后于城市，而是已經開始趕超城鎮居民。
城鄉居民交通和通訊、娛樂教育文化兩項支出具有較高的邊際消費傾向，特別是2006年農村居民交通和通訊支出的邊際消費傾向占據了首位(21.4%)，這說明經濟發展強化了農村居民的時間和信息觀念，特別是像發展民營、私營企業的鄉鎮中，人們的工作和生活方式有了巨大的變化；也說明教育制度改革對城鄉居民支出的影響不容忽視，它們反映了城鄉居民對生活質量的追求和對教育的重視，對消費結構的改善和經濟的健康發展具有重要意義。
家庭設備用品及服務、醫療保健項目支出的邊際消費傾向不高，這說明城鄉居民對家庭高檔耐用消費品及家庭勞務、醫療保健服務等較高檔次的消費水平有待進一步提高。
浙江省城鄉居民居住項目支出的邊際消費傾向有較大的差別：長期邊際消費傾向方面，城鎮居民較農村居民低，是因為上世紀九十年代住房體制改革前，城鎮居民可以享受分房和相關住房保障，雖然1998年我國進行住房體制改革，但由于各種因素的影響和限制，在一段時間內城鎮居民仍然不用為住房擔心，其邊際消費傾向并不高；而本世紀以來，由于不再享受單位分房等相關福利，買房成為城鎮居民生活的一個重要部分，而日益飆升的房價也使城鎮居民身上的負擔加重，消費支出大幅增長。相比較而言，浙江省農村居民的住房消費支出增長很快，其住房需求卻比城鎮居民得到了更好的滿足。因此2006年數據表明，浙江省城鄉居民在居住項目上的短期消費邊際傾向為城鎮（10.9%）高于農村（5.5%）。因此進一步完善房地產市場，消除各種影響城鎮居民住房消費的因素日益重要。
第四章 浙江省城鄉居民消費行為特征的比較分析
由于我國的特殊國情，在政治、經濟七存在著多重城鄉“二元結構”，這一局面至今尚未得到根本改變，城鄉差別是這種二元結構的產物。幾十年來，中國發生了根本性的改變，居民的生活也從貧窮經過溫飽逐漸走向小康和富裕，在這一變化過程中，城市居民和農村居民作為較抽象的“消費者”的不同具體形態主體，其消費行為的外部環境和內在設定具有相當多和相當大程度的共性。但是，城市和農村的差別依然存在，造成城鎮居民和農村居民所處的外部環境和內部條件有很大的差別，這一差別影響了我國城鄉居民消費行為。只有把城鎮居民和農村屠民的消費行為分開研究，才能符合中國的實際情況，才能有針對性地對居民的消費行為進行研究。
第一節 影響城鄉居民消費行為的因素分析
消費行為的過程既是消費者的思維、心理過程，也是不斷采取行動、產生方案、解決問題的過程。影響消費者行為的因素包括社會的、歷史的、經濟的等各個方面。但其中最主要的是經濟方面和制度方面的因素，新古典經濟理論將這些方面的因素分為外部環境因素和內在行為因素。
一、影響居民消費行為的外部環境因素
關于影響消費者行為的內在因素主要體現為五方面：
1.消費選擇自由
消費選擇自由是指消費者在購買消費品和勞務時基本上不受限量、配額和短缺的約束。消費者在不同商品和勞務之間的選擇，主要取決于消費者對消費品和勞務的主觀偏好，以及其收入水平，即預算約束大小。
2.價格充分彈性
價格彈性是指當其它條件不變的情況下，消費者購買商品和勞務的數量或支出對價格變化的反應敏感程度。如果價格下降，消費者對其消費數量增加；相反，消費數量減小。這種增加和減小的幅度受商品和勞務價格彈性的影響，如果價格彈性較大，則購買數量的變化幅度就較大，相反幅度較小。
3.預算約束
預算約束是指消費者購買消費品受到其實際收入的限制。
4.沒有流動性約束
流動性約束可以一般地定義為某些個人沒有能力用未來收入作擔保而獲得貸款。流動性約束大小，反映消費者能夠用未來收入實現現時消費的可行程度大小，或者是其消費在不同時期的轉換能力大小。不能借入而又缺乏金融財富存量的家庭就是流動性受約束的家庭，因為他們所能做的最大消費就是當期所掙得的收入。如果居民消費的流動性約束程度越高，消費在不同時期的轉換能力就越差，反之則說明消費在各時期的轉化能力越大，即可以用未來收入實現現時消費可行性程度越高。
5.不確定性
不確定性是指消費者在消費的整個過程中，外部環境存在的一些風險性或不可預期性。包括收入不確定性和將來各種消費支出的不確定性。不確定性對消費者行為的影響很大，是消費者選擇消費與儲蓄 的主要因素之一，由于不確定性的存在，要求并培植了消費者的風險意識，增強了消費者預期的困難，居民在消費安排上更加理性和謹慎，預防性儲蓄增加，邊際消費傾向下降加快。
二、影響消費者行為的內在因素
關于影響消費者行為的內在因素主要體現為四方面：
1、理性主體
即西方新古典經濟理論中認為的 “經濟人”，特點即其所追求的唯一目標是自身經濟利益的最大化。如消費者所追求的是最大限度的自身滿足——效用最大化；生產者所追求的是最大限度的自身利潤——利潤最大化；生產要素所追求的是最大限度的自身報酬。同時，“經紀人”的經濟行為都是有意識的和理性的，不存在經驗的或隨機的決策，因此又被稱為理性人。
2、追求效用最大化
依據新古典理性“經濟人”假設，消費者行為最基本、最主要的假定為追求效用最大化，在消費過程中，理性主體——消費者是通過對消費品的合理組合來達到最大限度的滿足，實現效用最大化。
3、規避風險
消費者規避風險與外部環境設定的不確定性相關，由于存在外部環境的不確定性，作為理性主體的消費者存在著規避風險行為，即消費者在購買消費品或進行勞務消費中力求風險最小。
4、時間偏好
由于存有不確定性和風險，在消費的時間選擇上，即對現在消費和未來消費的選擇上，消費者較看重現在消費，這就是時間偏好設定的基本點。
第二節 浙江城鄉居民消費情況差異分析
在考察不同的歷史時期居民消費行為所處的外部環境和內在設定差異的基礎上，分析城鄉居民消費行為的差異，結果表明：
一、浙江城鄉居民在不同歷史時期表現出不同的消費行為
在不同的歷史時期，我國居民消費行為所處的外部環境差異明顯，社會經濟制度的不同，導致居民消費行為不同。
改革開放以前，居民是在嚴格的計劃經濟體制下，在先生產后消費的觀念和政策中進行消費的。其消費行為是被束縛的，是近視的；其預算約束是一期的。所以決定居民消費支出的主要因素是現期收入，近似于凱恩斯的絕對收入理論假說。
改革開放后，浙江城鄉居民收入快速增長，收入差距進一步拉大，同時，城鄉消費市場逐漸放開，城鄉居民消費選擇性增強。幾十年的消費欲望被釋放后，居民消費熱情快速升溫，產生了炫耀和攀比思想，同時，預算約束和流動約束有所放松，為居民實現跨期消費提供了條件，因此，這一時期浙江城鄉居民的消費行為更近似于杜森貝利的相對收入理論假說。
實行社會主義市場經濟后，經濟體制改革對居民的消費行為沖擊很大。一方面，居民的收入大幅度提高，預算約束和流動約束大為減小另一方面，由于制度變遷所增加的各種預期消費支出大大提高，于是居民不得不為將來巨額的預期支出進行預防性儲蓄，跨期消費時間拉長，甚至是一生或隔代消費，其消費行為更符合弗里德曼的持久收入理論假說。
二、浙江城鄉居民消費者所處的外部環境具有較大差異性
城市居民和農村居民作為較抽象的“消費者”的不同具體形態主體，其消費行為的外部環境和內在設定具有相當多和相當大程度的共性。但由于我國的特殊國情，在政治、經濟上存在著多重城鄉“二元結構”，造成城鎮居民和農村居民所處的外部環境有很大的差別，這一差別具體表現在：
1.消費品分配方式的差異性
城鎮居民享受低價供給，福利分配的消費品和各種補貼，農村居民自給性消費占有較大比重。
2.工農業產品比價不同
農村居民的實際收入受工農產品比價變動的影響，工農業產品比價的變化對農村居民消費影響顯著，改革后工農業產品的“剪刀差”逐漸縮小，這一變化促進了農村居民的消費。
3.消費者單位經濟功能上的差異
大多數城鎮居民家庭僅僅是消費活動的基本單位，而改革后，農村居民家庭一方面是消費活動的基本單位，另一方面又是生產活動的基本單位。農村居民消費者的雙重經濟功能使其消費行為和投資行為摻雜在一起，并使其消費者行為增加了一個特定的外部環境設定，即生產經營投入和收入風險的約束。
4.福利制度不同
城鎮居民享受包括保證就業和退休、福利性住房、各種補貼、公費醫療和勞保在內的各種福利制度，而農村居民手身份約束，不能享受這些待遇，福利制度的不同對城鄉居民消費行為的影響是明顯的。
5.消費環境和消費觀念的不同
城鄉分割的歷史形成農村居民在消費環境和消費觀念上遠遠落后于城鎮，拉開了城鄉居民消費的差距。
三、浙江城鄉居民消費者行為有顯著差異
由于城鄉居民所處的外部環境的不同變化，浙江城鄉居民消費者行為表現出不同的特征，研究表明，浙江城鄉居民消費行為特征差異具體表現為：
1.浙江城鄉居民收入和收入取得方式具有明顯差異
改革開放后，農民有了經營自主權，生產力得到了釋放，農民收入迅速提高。而城鎮經濟體制改革使城鎮居民工資增加，補貼增加，其收入也提高了。從城鄉對比來看，自計劃經濟時代延續下來的城鄉居民這間的收入差距不僅得以保留，在上世紀90年代后期，這一差距有進一步擴大的趨勢。同時，城鄉居民在收入的取得方式上有明顯差異，浙江城鎮居民收入以貨幣形式為主，而農村居民收入有一定的比例實物收入。
2.浙江城鄉居民資產存量形式和流動性約束存在一定差別
城鎮居民資產存量中，金融資產所占比重穩定上升，流動性增強相對而言，農村消費者實物資產比重較大，資產的流動性較差。城鎮居民跨期消費的路徑比農村居民要拉長和平坦些。
3.浙江城鄉居民消費支出構成差異明顯
這一差異首先表現在自給性和商品性消費支出構成的差異，城鎮居民實際收入的主要部分是以貨幣形式獲得的可支配收入，其消費支出的貨幣化程度相應較高。而農村居民由于農業生產經營方式和產品特點，決定了農村居民的實物收入在其總收入中占有很大比重，因此，自給性消費在其消費支出中占有較大的比重。隨著改革的不斷深入，使農村居民生活的貨幣性收入增加，農村居民生活的商品化、貨幣化消費程度提高，自給性消費在其消費支出中的比重將不斷下降，但由于受農村產品特點和消費習慣的影響，自給性消費在農村居民消費支出中仍占有相當大的比重。其次，浙江城鄉居民消費性支出和生產性支出構成有顯著差異。城鎮居民是單純的消費活動主體，其支出以消費性支出為主，而農村居民消費者具有生 產活動和消費活動為一體的雙重身份。由于農村經濟采取的形式，農村居民的收入——支出結構中生產性支出占有突出位置。農村居民的個人消費行為不僅取決于上期的純收入水平和商品市場的供給與價格，還取決于生產的需要。
第五章 研究結論及建議
第一節 研究結論
綜上所述，由于城鄉居民收入水平、消費觀念與消費習慣的差別，表現在購買行為與消費結構等方面還存在不少的差異。
1、恩格爾系數
總的看來,浙江省二十多年來恩格爾系數的總體趨勢是下降的，農村的恩格爾系數從1978年的57.1%，到2006年的37.2%，城鎮的恩格爾系數從1981年的55.6%到2006年的32.9%,無論城鎮農村,人民的平均生活水平都日益提高.且進入九十年代后，浙江城鎮居民的恩格爾系數平均一直比農村的要低，消費水平較農村居民高。更進一步分析：
（1）在外用餐因素。隨著經濟發展，城市居民生活節奏加快，同時洋快餐、中餐店遍布大街小巷，為了得到較多的休閑時間，上班族在外用餐比例提高，據一份調查顯示，自1995年以來城鎮居民在外用餐率每年平均以近20%的速度增長，而農村居民在外用餐率增長速度很慢。
（2）購買加工食品增加。加工食品（尤其是深加工食品）的價值是原料食品的兩倍至十幾倍，而且近幾年城市的超市快速發展也為居民購買食品（尤其是加工食品）提供了方便，所以城鎮居民購買加工食品成倍增長，這也是增加食品性支出的原因之一；而農村居民除農忙外，平時空余時間較多，因而通常更多的是購買低值的原料食品，自行加工食用，特別是在近幾年現金收入增長較快的情況下，食品性支出占總消費支出的比例反而下降了。
2、購買行為
盡管城鄉居民存在許多消費熱點，但是其購買具體產品的熱點及其購買的時間都存在某些差異。
（1）出現的消費熱點不同。目前城鎮居民出現旅游熱，浙江農村居民卻表現得很冷清。據調查，浙江城鎮居民目前有外出旅游者的家庭達86.9%，未來五年計劃外出旅游的高達96%，計劃跨省旅游的為73%，計劃出國旅游的為33%，旅游消費逐漸升溫；而農村居民對“未來五年內最大的支出項目”用于旅游的只有1.47%。
（2）出現購買熱的時間不同。從市場產品普及率分析，浙江城鎮居民出現家電（四大件）購買熱是在上世紀80年代中期，90年代中期出現飽和期，而農村居民出現這些產品購買熱是90年代中期，飽和期則是90年代末，產生購買熱的時間差城鄉為十年，產生飽和期的時間差為五年。
3、影響因素
影響城鄉居民購買行為因素很多，但從影響其購買行為的因素差異角度分析，主要有以下幾方面：
（1）消費意識的超前性與滯后性。影響城鄉居民購買行為的差異，除了收入水平的差異因素之外，還與居民的消費意識有直接關系，城鎮居民由于溝通信息比較方便，所以容易受現代消費價值觀的影響，消費意識容易超前；農村居民則相反，容易受傳統價值觀念的影響，所以消費意識較滯后。因此，通常要以城市消費行為來影響與帶動農村的消費行為。
（2）品牌與價格的關注程度不同。由于收入水平和消費意識的差異，城鄉居民對品牌與價格的關注程度不同。城鎮與農村居民在購買動機方面，雖然都把產品“性能”放在首位，但是對品牌與價格的關注程度就不同了，前者對“品牌”關注度居第二位，而“價格”居第三位，后者則恰好相反，“價格”居第二位，“品牌”則居五個因素中的第四位。
（3）影響購買行為信息來源不同。據小天鵝集團一份調查表明，城鎮居民選擇與購買產品的信息來源首先是廣告（包括傳統媒體廣告與網絡媒體廣告），其次是親戚朋友介紹。調查顯示，農村居民購買家電的信息來源首先是“看外觀與性能”（占48.27%），其次是親戚朋友介紹與推薦（占36.67%），其三是廣告（占14.67%）。這也充分體現農村居民“眼見為實”的消費習慣。
另外，城鄉居民購買行為還受消費價值取向、消費環境、消費政策、銷售渠道等因素的不同程度的影響，因此，有關企業在開拓城鄉消費市場方面都應認真地研究并制定相應的營銷策略。
第二節 政策建議
一、加強宏觀調控，引導城鄉居民投資和消費行為
當然其前提必須是保持經濟持續、穩定增長，給居民消費提供寬松和健康的外部環境。國家的社會、政治、經濟狀況決定了居民消費狀況。改革開放引起了我國居民消費行為發生實質性變化。改革開放后，特別是社會市場經濟體制的實施，人民生活總體上進入小康社會，居民消費水平、消費結構等消費行為發生了根本性變化，這是國家富強，社會經濟持續、健康、穩定發展給人民帶來的最直接的利益。
除了經濟增長的外部環境保證外，引導居民健康消費也很重要。隨著居民需求結構的轉換與升級，居民新的消費熱點己形成。居民消費行為在經歷了“填飽肚子”—“老三大件”—“新三大件”的消費后，隨著市場經濟制度改革的深入，發展到“住”和“行”高層次消費上。商品化住宅，高檔服裝和居室文化商品的消費日益多樣，同時，交通通訊，文化教育消費支出增加較快。中國未來的消費熱點會集中在住房、文化教育人力資本投資、家用電器的升級換代和家庭轎車等方面。為此，為了引導浙江居民消費行為，相關政府和機構應加強宏觀經濟調控中，為熱點消費品的生產開發和消費提供各方面的支持和服務，滿足有經濟支付能力消費者高水平消費需求，拉動國民經濟持續、健康、快速發展。
二、采取有效的收入分配調節機制，抑制收入差距的無序擴大，提高整體消費傾向
在保證居民收入穩定增長的前提下，采取有效的收入分配調節機制，抑制收入差距的無序擴大，提高整體消費傾向。收入是影響居民消費的重要因素，浙江省城鄉居民收入還有較大的增長空間，政府要通過加大投資，擴大就業機會，解決目前較突出的下崗、失業問題，改善企業體制，放開國有企業工資，形成與市場經濟相適應的企業家和企業員工的激勵機制等措施在較大范圍提高一般居民的收入水平。對于城鎮居民除了職工工資的穩定增長外，還要鼓勵各類人力資本的充分發揮和利用，允許人們取得各種合法收入，保護私有財產。
與此同時，還需采取措施改善目前的收入分配狀況，盡可能地縮小不同收入階層之間的收入差距， 特別是保證中低收入階層的收入水平不再降低。從邊際傾向遞減的規律可見，高收入戶居民收入的提高帶來的消費要遠低于低收入戶，收入差距的進一步擴大成為制約浙江省城鄉居民消費水平和消費結構增長的障礙。因為，無論是消費結構的轉換還是消費梯度的形成，不能僅僅依靠少數富裕階層，要提高整體的消費傾向，使占人口大多數的中等以上收入水平的消費者具備相應的消費能力?？梢酝ㄟ^增加對高收入階層的征稅，開征遺產稅、贈與稅等，同時加大扶貧力度，建立最低生活保障制度等措施縮小收入差距，啟動消費。
三、調整產業結構和產品結構，理順供需關系，適應居民消費結構升級換代
浙江省目前出現的消費需求不旺盛、消費結構層次相對處于較低階段，原因不僅僅是居民支付能力不夠，供需脫節、產業結構的調整不能適應消費需求的變化也是其中非常重要的原因之一。研究表明，浙江省城鎮居民生活水平基本完成由溫飽型向小康型的過渡，并向富裕型邁進，消費結構也由生存型向享受型和發展型轉化，對消費品的需求己從“數量擴張型”向“質量提高型”轉變同時，城鎮還有少數貧困居民，農村大部分居民消費還處于“生存型”和“數量擴張型”階段。城鎮居民新的消費熱點將集中在住房、汽車、通訊旅游和文化娛樂等方面，而農村居民新的消費熱點主要在于耐用消費品和子女教育。因此，在調整產業結構方面，應穩定發展第一產業、重點調整第二產業、加快發展第三產業，滿足居民消費結構的變化另外，在產品結構調整中，既要大力開發高科技含量的“高、精、尖”產品，也不能忽視物美價廉、經濟實用產品的生產開發，多層次產品結構是適應不同居民消費層次的客觀要求。
四、完善社會保障制度，減小居民消費的不確定因素，釋放居民儲蓄，促進消費增長
研究發現，上世紀年代末期，浙江城鄉居民消費增長趨緩，有效需求不足表現突出，其重要原因是社會福利制度變化。市場經濟體制改革的不斷深入，一方面造成居民工作不穩定，如下崗失業使人們降低未來收入的預期，另一方面住房、養老、醫療、就業和教育等方面的改革觸及到消費者的福利待遇，居民支出的不確定程度的提高。未來收入和支出的不確定性增加了居民的風險預期，居民消費變得謹慎，這就促使居民增加預防性儲蓄，降低消費傾向。因此要加快改革步伐，增加改革的透明度，減少居民對未來預期的不確定性。只有盡快使教育、醫療、養老、勞保等方面的改革措施明晰化，讓居民切實了解到未來的各項支出多大成分由自己負擔，多大成分由國家和集體負擔，才能增加居民對未來各項支出的理性預期，從而保證其在儲蓄與消費中理性地作出選擇。相反，如果各項改革措施遲遲不能到位，居民對未來支出的預期充滿了不確定性，那么，必然會導致居民增加儲蓄，減少現期消費，以應付未來風險，從而對解決當前國內需求不足的問題產生一系列不利的影響。針對社會保障覆蓋面狹窄，保障資金來源不足等缺陷，完善社會保障制度改革，應建立多種形式、多種資金籌措渠道、法定報銷和自愿保險相結合的社會保障體系，應在醫療保險，人身保險，失業救濟等方面增加扶持力度，讓居民解除后顧之憂，對自己未來的消費支出有穩定的預期，從而提高居民的消費傾向，促進居民消費的穩定增長。
五、分層次引導居民消費行為
我國城鄉居民之間的消費狀況的差異，決定了要分收入層次促進消費，這將比針對總體的消費促進手段更為有效。
1、從城市居民看，應分三個層次促進消費：
（1）高層次消費——引導大額消費
對于這一層次的消費群體而言，因其消費的收入彈性和價格彈性都比較小，收入增加或者是市場價格下降對其消費都沒有很大的促進作用。因此要盡量促進他們在旅游、文化以及大件物品上的消費，關鍵是豐富其消費內容、提升消費品位、引導其消費方向。比如開發適合這一群體的文化和旅游消費項目，減少對汽車和住房等消費的行政性干預，同時積極改善這些商品和服務的供給質量，最終達到促進消費的目的。
（2）中等收入消費——促進即期消費
主要以穩定收入增加和改變其心理預期為主。其一是要給他們以收入將會持續穩定增長的信心。其二是要盡快出臺醫療，住房，社會保障等改革的明確方案，讓老百姓對未來的支出狀況更加明朗，從而改善心理預期，從而增加當期消費。第三是改變居民對于我國價格走勢的不正確認識。雖然我國已經開始進入買方市場，但并不意味著價格水平一直下降。而且在加入WTO后也不是所有商品和服務都會大幅降價，像高級轎車和金融服務等有降價可能的商品是當前我國中等收入水平的消費者還消費不著的。國家應給與消費者正確的引導，讓居民充分認識到價格上升的可能性和變化趨勢并合理安排即期消費。
當前，一方面要防止居民對未來消費升級換代進行大量的儲蓄而不利于目前的消費啟動，同時也要防止未來升級換代過于集中。當前應當細分消費群體的消費層次，維持消費升級的漸進性，使消費升級成為一個分層次、有步驟的穩定過程。對于中等偏上收入者可以以消費信貸等方式引導一部分中高收入者首先購房買車，對于中等收入者可以增加其文化娛樂消費，對于中等偏下收入者可以增加其耐用消費品的消費與換代。
（3）低收入消費——刺激日常消費
增加低收入水平居民的收入將對促進整體消費帶來較大效用。政府可以考慮以稅收和補貼方式調整收入分配增加對低收入水平居民的補貼，如加強社會保障建設，增加對失業(下崗)工人的補貼，完善最低生活保障體系等等。
2、從農村居民看，主要從兩方面啟動消費：
（1）對于部分已經富裕起來的農村居民
他們的消費還存在一定的盲目性并且正受到各種障礙的制約。這些農民并不缺錢，但是在消費上缺乏和城鎮居民一樣的平等待遇，比如進城買房受到限制，子女進城上學受到一定的歧視；再加上農村市場消費環境的惡劣在很大程度上限制了農民的消費，使得很多富裕農民的消費水平與其收入狀況不相一致。對于這部分消費者，主要是對其消費進行科學的引導并且切實改善其消費環境。
（2）對于大部分農民
收入水平低是制約其消費的主要原因。所以要增加這部分農民的消費，增加收入是關鍵。在當前的情況下，最有效的方法就是通過其他產業吸收第一產業的 剩余勞動力，使農民在農副業之外的收入有比較大的增長。具體措施包括：加快戶籍制度改革，鼓勵和保障農民進城從事各種經濟活動；促進農村工業和服務業的發展，重新振興鄉鎮企業，大量吸收農村勞動力；加快小城鎮建設等，通過這些措施來改善農民的收入狀況，從而使居民的各種需求轉變為現實的消費以帶動經濟發展。
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第7篇：居民消費影響因素論文范文
區位理論來源于經濟學，后在地理學領域得到一定發展。因而早期區位研究深受經濟學方法論的影響，多采用抽象、演繹的思維方式，通過一定的合理假設，探求事物的最佳區位和空間的最優組合。微區位是區位在微觀尺度上的研究。該尺度上，距離意義明顯淡化，區位周邊生態環境、人文環境、交通環境、產業環境等成為微區位選擇的重要影響因素。
從另一角度看，微區位研究涉及共性和個性研究兩方面。前者主要涉及城市空間、環境結構、區域場勢等背景基礎研究，后者則結合區位主體的自身性質，上海師范大學碩士學位論文城市商業微區位關聯效應研究探討不同主體的區位選擇特征。本文以商業區位研究碩士論文為切入點，探討區位關聯問題；其中既包括區位關聯本質、形成機理等共性的探討，也對商業區位中的關聯類型及其特征、不同關聯類型間的相互聯系等個性問題進行分析。
首先，從邏輯實證主義角度入手，應用地理信息系統手段，利用MapInfo制圖功能，對商業研究樣本進行空間定位，直觀反映出不同商業行業的空間分布特征；并結合Excel、SPSS10.0等通用統計軟件，對數據進行整理，從中觀層面對各商業行業研究樣本進行系統、高效的研究分析。
其次，以結構主義方法論為指導，從城市空間結構、商業網絡結構的背景入手，通過對微區位共性研究的背景影響因素探討，研究分析在城市空間，這一差異場勢平臺下，商業區位的空間分布特征。并引入經濟學中的外部經濟理論，對區位關聯的本質及形成機理進行理論分析。
再次，在共性研究的基礎上，同樣注重個性研究。不同區位主體，其區位選擇特征也不同，不存在超脫于主體的共同區位理論。盡管本文僅以商業為研究對象，但不同商業行業間，在經營門檻限制、店鋪規模、行業自身空間結構等內容上依然存在較大差異。研究注重案例收集，在對微區位關聯類型進行劃分時，通過對同類案例的分析，歸納總結不同關聯類型的特征表現，探討各關聯類型間的發展聯系。避免與實踐脫節、實用性差等研究缺陷，進一步加強本研究的實際指導意義。
最后，關注現代居民消費行為特征，從人本主義角度，研究不同亞文化人群消費行為差異所引起的商業微區位關聯現象。一方面，對亞文化人群密集區域周邊的不同商業區位關聯進行分析；另一方面，對已具備一定規模的商業中心（街），因主體消費群的社會文化類型不同，所引起商業中心（街）購物消費文化差異，而最終導致新入駐商家文化定位的關聯效應也進行了探討。
商業區位研究，相對于其他區位主體研究，較為成熟。但以往商業區位相關研究多為對傳統區位理論的驗證與補充，或利用商業經營理論，對商鋪區位選址過程進行探討。其中較注重碩士論文商業集聚效應對區位選擇的影響分析，對于城市微觀環境下各商業經營單位由于經營內容、行業性質、銷售特征等引起的相互聯系及其空間區位效應尚缺乏深入研究。
本文以人本主義方法論為指導，從消費者購物行為偏好入手，借鑒近年來城市地理學及區位論研究中科學、有效的研究方法，結合不同商業行業區位選擇特征，試圖較為深入、全面地探討商業區位關聯效應這一論題。
三、具體研究手段
第8篇：居民消費影響因素論文范文
關鍵詞：房地產市場；發展現狀；影響因素
我國自古就有安居樂業的古話，先安居才能樂業。因此，在中國對住房的需求自古就有，而且對人們來說，住房一直都是剛需需求。在十報告中，住房問題一直是熱議的焦點，近年來，我國經濟的快速發展與房地產經濟的飛速增長密不可分?！胺孔印币呀洸粌H僅是用于自住的必需品，也成為能夠保值增值的投資對象[1]。沈陽作為東北三省中經濟發展最強的城市，其房地產經濟也十分活躍。研究沈陽房地產市場的發展現狀是為了更充分地認識沈陽房地產市場存在的一些問題，使房地產經濟的發展與地區經濟發展相適應，也為購房者提供一定的參考。本文通過搜房網數據，對沈陽市2015年10—11月份房地產現狀進行實證分析，然后以此分析了影響房價的主要因素。
一、發展現狀
根據遼寧省統計資料來看，2015年10月沈陽市商品住宅銷售均價為6528/m2，與2014年10月相比，是呈下降趨勢的，但是與同年9月份比，同比增長0.61%。根據搜房網沈陽信息數據可以看出，沈河區、和平區、皇姑區商品住宅10月份交易均價排在前三名，這三個區基本都在二環內，地理位置極佳，因而房價也較高。而沈北新區、蘇家屯由于在三環之外，距離市中心較遠，商品房均價也偏低[2]。11月份，中國指數研究院的報告中顯示沈陽截至11月末，商品住宅均價達到7222/m2，大約每平方米較10月份上漲了15元，環比增長了0.21%?？偝山幻娣e達到百萬平以上，但環比跌7.8%，成交套數為14524套，總體比上個月多了41套。從整體銷售情況來看，渾南新城成為熱點區域，這與市政府南遷有密切關系。
二、影響因素分析
影響商品房價格的因素，一般認為與國家宏觀調控、地方政府政策、地區地價高低，人口遷移、城鎮化水平以及居民工資水平有著密切的聯系。從沈陽市10—11月份房價變動情況來看，其原因可以總結為以下幾點：
（一）國家政策是影響房價的主導因素
房地產及其產業鏈已經成為國民經濟命脈中不可缺少的部分，房地產經濟的發展將直接關系到國家經濟的發展情況。國家通過調整稅收、實行貨幣政策，適當調整匯率，加以控制房價。其中，房地產稅是政府干預房地產經濟活動，通過引導房地產資源合理配置對社會財富進行公平分配[3]。此外，政府所在地遷移情況也影響房價，渾南新城在11月份成為沈陽房地產市場中銷售最火熱的地區，這與政府南遷、南站即將開始運營有必然聯系。而且，地鐵四號線的建設以及部分公交線的開通等基礎配套設施的修建[4]，也促使渾南新城房價走高。
（二）經濟發展水平直接影響房價
國內許多學者的研究表明，國民生產總值與房地產市場存在高度的正相關性，房地產業的發展隨著經濟的發展而發展[5]，房地產經濟促進國民經濟的發展，特別是三、四線城市，城市發展活力不足，產業發展落后，城市造血功能較弱，便通過加大房地產投資力度，加快發展房地產經濟從而帶動城市經濟的發展。
（三）居民消費水平提高
隨著社會經濟的發展，人均收入水平有大幅度提高，人們的購買能力也隨著提升。根據遼寧省統計年鑒獲知，沈陽市和平區、沈河、大東、皇姑以及鐵西區的城鎮居民可支配收入都達到3萬元以上，蘇家屯、沈北地區的城鄉居民儲蓄存款余額都達到160億元以上。
（四）城鎮化進程間接影響房價
城鎮化進程的加快，必定使更多的人口轉為城鎮人口，對住宅的需求增大。根據六普資料，沈陽市非農人口比重都比較高，尤其是沈河、大東、皇姑其非農人口比重都達到了90%以上。人口城鎮化會加強居民對住宅的剛性需求。此外，人口城鄉之間的流動也能促進城市房地產的發展。本市遷入人口最多的區是沈北新區，截至2010年第六次人口普查期間，沈北新區遷入人口高達30萬。
三、總結與建議
（一）沈陽市各區房價變化情況與政府政策息息相關
由于政府宣布南遷以及地鐵等基礎設施的增加，使渾南區房價有小幅上漲，而且成為銷售熱點區。此外，國家宏觀調控房價最重要的手段是調整貨幣政策。
（二）居民收入水平直接影響房價
居民收入提高，其購買力也隨之提高，而且這樣使得居民的享受意識增強，對住房的剛性需求增大。這種炒房方式勢必太高房價，不利于房地產經濟持續健康發展。
（三）城鎮化中人口的遷移間接影響商品房價
人口規模是決定住宅最大的市場需求容量的關鍵因素之一，城市化水平決定了區域房地產市場發展潛力[6]。在城市化過程中，農業人口不斷進入城市變為非農人口，這導致人口規模增加。
作者:劉鴻雁 單位:遼寧師范大學
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第9篇：居民消費影響因素論文范文
文化產業作為一種“朝陽產業”，已成為推動經濟增長，增強地區和城市綜合競爭力的重要因素。文章使用灰色關聯模型，運用重慶市2006-2010年相關數據，分析了文化產業增加值與其影響因素的關聯度大小，并對各關聯度進行排序，然后依據各關聯度大小進行原因分析。結果表明：產業環境、政府政策以及社會文化環境與文化產業的發展最為密切。同時也發現，城市居民自身需求及人力資源要素在文化產業發展中沒有發揮十分重要的作用，其發展更多的是依賴文化產業主體――企業以及政府政策的推動。
關鍵詞：
文化產業；灰色關聯；影響因素
中圖分類號：F062.9 文獻標志碼：A 文章編號：
1008-5831（2013）06-0050-06
自黨的“十六大”提出大力發展文化產業的戰略決策后，全國掀起了加快文化產業發展的熱潮。在許多發達國家和地區，文化已經成為支柱產業之一。在中國，文化產業作為一種“朝陽產業”，已成為推動經濟增長，開辟就業領域，增強國家、地區和城市綜合競爭力的重要因素。
一、文獻綜述
文化產業在各個國家或地區的概念有所不同，比如在美國叫版權產業，在英國叫創意產業，在西班牙叫文化休閑產業，在中國、日本、德國、荷蘭、韓國等許多國家叫文化產業，而在臺灣地區被稱為創意文化產業。為了改進和完善文化產業統計工作，規范文化及相關產業的口徑、范圍，國家統計局于2004年4月1號正式《文化及相關產業分類》標準，將文化產業的內涵界定為：為社會公眾提供文化、娛樂產品和服務的活動，以及與這些活動有關聯的活動的集合。
要想促進文化產業的發展，那么對影響其發展的因素的研究分析就很重要。國內外很多學者對此做了多方面的研究。Pratt認為，新媒介產業所形成的社會氛圍作為特殊的社會―空間網絡，實際上是決定新媒介活動區位的最重要因素，強調了信息技術對文化產業的影響[1]。Shahid Yusuf等強調了城市外部環境六要素機制對文化產業的發展[2]。Deborah Leslie等人則認為，文化區的發展最主要是以密集的社會組織為主，政府只起到了間接的介入作用[3]。
中國很多學者也對文化產業發展的影響因素從不同角度進行了分析與研究。從單個因素角度研究方面，彭南林強調文化體制的重要性，指出要完善產業促進政策，建立有序、開放與法治相結合的文化體制，按現代企業制度構建文化產業組織，促進文化產業發展[4]。吳忠澤指出要依靠科技創新作為支撐和引領中國現代文化產業蓬勃發展的引擎[5]。楊國蓉則強調社會文化環境對文化產業發展的重要性[6]。肖川強調了政府制度支撐對文化產業發展的重要性[7]。而林東升則突出強調了文化消費的重要性，指出文化消費的增長和不斷發展將成為拉動文化產業發展的主要動力[8]。雷宏振、宋立森則強調文化產業發展的本質在于創意，知識創新是文化產業集群發展的持續動力[9]。
從多個影響因素研究方面，袁維海總結出發展文化產業的堅實基礎是文化消費，源頭活水是資金投入，有力保障是政策法規，根本動力是體制改革[10]。楊緒忠等指出文化產業發展水平統計指標包括通過人、財、物、技術多個方面的投入，以及增加值和增加值的增長率在第三產業中的比率等[11]。厲無畏、王慧敏認為文化要素和人的創造力的變遷會帶動文化創意產業的興盛[12]。王志成等則運用實證研究論證了城市發展創意產業存在兩類主要影響因素：創意經營環境和創意資本基礎[13]。王婧認為文化產業經濟貢獻的主要影響因素有經濟基礎、基礎設施水平、政府扶持[14]。袁?？偨Y出文化消費需求、文化企業數量、人力資本水平、政府的財政支持與城市化對文化產業集聚有正向影響[15]。王安琪則指出一個國家或地區的生產力發展水平、各種生產要素、文化需求、文化市場發育程度、企業治理結構、政府政策和法律狀況、文化傳統等多種因素都對文化產業的發展產生影響[16]。
縱觀已有文獻發現：第一，對文化產業影響因素的分析方法都局限在定性分析的基礎上，缺少對影響因子的定量分析。有些分析甚至僅僅集中于單個影響因素。隨著文化產業的不斷發展以及政府和企業對文化產業的大力支持與密切關注，定量研究方法的引入也顯得越加迫切。第二，對中國文化產業的研究多是以宏觀見長，基本集中在對中國整體文化產業發展的研究。而對具體區域尤其是西部地區城市的實證研究幾乎沒有。鑒于此，本文將采用實證分析的方法對影響重慶市文化產業發展的因素進行研究。
二、理論分析
由于影響文化產業發展的因素很多且復雜，而不同因素的實質性作用又存在差異，有一定的主次之分，因此需要對其進行甄別。灰色關聯分析主要是對態勢發展變化的分析，根據各指標因素之間發展態勢的程度來衡量因素間接近的程度。且灰色系統對樣本數量的多少沒有特別的要求，分析時也不需要典型的分布規律，分析的結果一般都與定性分析吻合。所以為了更準確地研究影響重慶市文化產業發展的因素，本文將首先運用灰色關聯度分析方法，根據代表性、可獲得性和可比性原則，選取相應的數據指標對其進行系統的量化分析并對其關聯度大小進行排序。在此基礎之上，針對各個指標因素對文化產業發展影響的大小，對其結果進行原因分析與說明。具體過程如下。
第一，選擇一變量作為量度指標并設為模型的參考數列，而與參考數列相比較的就是選取的小指標所構成的比較數列，分別記為
X0={X0（K），K=1，2，3...}
Xi={Xi（K），K=1，2，3...}（i=1，2，3...）
第二，考慮到選取的指標數據單位不一致以及數量差異也比較大，所以數據很難進行直接比較，鑒于此，本文采用初值法對數據進行無量綱化處理，即每個數列均除以該數列的第一個數，記為Xi′（i=1，2，3…）。
第三，在對數據進行無量綱化后分別對每個比較序列與參考序列作差，然后運用灰色關聯系數計算公式：
（二）影響因素的灰色關聯分析
文化產業增加值在一定程度上可以代表重慶市文化產業的發展水平，因此本模型將其作為量度指標設為模型的參考數列，而選取的11項小指標構成比較數列。然后對相關數據無量綱化處理，記為Xi′（i=0，1，…，11），并計算重慶市文化產業影響因素關聯系數和關聯度。最后對關聯度排序。結果分別如表2、表3和表4所示。
從總體上可以看出，參考序列的各個指標與重慶市文化產業發展的關聯程度很高，都超過了0.6，說明本文指標的選取是合適的，并且其對文化產業發展的影響也都是顯著的。
產業發展拉動經濟發展，消費需求決定生產，這就使得文化消費成為文化產業形成和發展的動力和源泉。從以上分析可以看出，重慶市城市居民消費對文化產業的發展并沒有發揮很大的作用。但是截至2010年底重慶市常住人口2 884.62萬，北京市和上海市分別為1 961.2萬和2 302.66萬，遠超過了中國文化產業發展迅速的這2個直轄市，這本身就意味著其擁有一個巨大的消費市場（表5）。目前，重慶市城市居民可支配收入雖然與其他直轄市有著很大的差距，但是在文化消費方面已經取得了進步。
從表5可以看出，由于重慶市城市居民可支配收入及相應的消費支出都較低，重慶市城市居民從2006年至2010年文化消費支出總量上也都低于北京和上海這2個直轄市，但是文化娛樂服務支出占消費支出總額的比重增加額的均值卻高于文化產業發展迅速的北京市，這在一定程度上也反映了重慶市文化消費的潛力還是巨大的，這也為重慶市文化產業發展提供了一個穩定的市場支撐。
四、結論
企業每年的研發經費投入、政府每年的研發經費投入、文化機構數與文化產業增加值的關聯度排在了前四位，且都超過了0.8。這說明產業環境、政府政策以及社會文化環境與文化產業的發展最為密切，也意味著它們是目前提高重慶市文化產業發展水平的重要因素。
而重慶市文化產業從業人員、城市人均文化娛樂服務支出、城市居民人均可支配收入、財政收入占地區生產總值的比重、普通高等學校在校學生數等是關聯度相對較低的因素。其中城市人均文化娛樂服務支出和城市居民人均可支配收入是關聯度分別排在了第七和第八，這反映出目前重慶市文化產業的發展還不是主要依靠居民自身對文化消費的需求帶動的，這可能與當地居民的消費觀念和消費結構有關。同樣發現文化產業從業人員的關聯度位于第六，尤其是普通高校在校學生與文化產業增加值的關聯度排在了倒數第二，這在一定程度上也反映了人力資源要素在文化產業發展中發揮的作用也不大，其發展更多的是依賴文化產業主體――企業以及政府政策的推動。
消費作為產業發展的源泉，雖然重慶市城市居民在文化消費方面與文化產業發展迅速的北京和上海這2個直轄市存在較大的差距，但是重慶市近年來文化娛樂服務消費占消費支出比重的平均增加額卻超過了北京市，加上重慶市2 884.62萬龐大的常住人口，這說明了重慶市文化產業有著發展潛力和巨大的消費需求市場，消費將來能為重慶市文化產業的發展提供足夠的動力支持。
五、對策建議
通過上述分析結果并結合其發展現狀，要實現重慶文化產業更好更快地發展，就必須充分調動各個影響文化產業發展的因素。對此可從以下幾個方面進行加強。
第一，支持和培養文化企業。產業環境對重慶市文化產業發展起著非常重要的作用，而企業作為文化產業的主體，企業的發展水平直接影響著整個產業的發展形勢。對于文化產業而言，要努力整合有活力有潛力的大規模文化企業，形成文化產業發展的新格局。進一步完善對企業的科技創新激勵機制，鼓勵企業加大研發投入，同時為企業營造良好的創新環境，只有不斷創新，提高文化產品的科技含量，才能在競爭中處于有利地位。
第二，加大對文化產業的扶持力度。努力培育良好的社會文化環境，整合各種文化資源，將其與經濟相融合，并且完善當地文化基礎設施建設，充分開發利用豐富深厚的歷史文化資源，使其轉化為文化資本，從而將其打造為文化產業品牌。同時也要繼續加大研發經費投入，對文化產業的主體提供優惠政策和營造公平、開放、自由的競爭環境，包括軟環境和硬環境兩方面，為其發展釋放更廣闊的空間，從而刺激企業不斷創新。
第三，引導居民文化消費意識。重慶市人均文化娛樂服務支出處于相對較低的水平，向文化產業的發展與消費息息相關。這意味著需要引導居民增強文化消費意識，提升消費水平。通過對消費者進行有效的引導以及提供健康和諧的文化消費環境，使更多居民參與文化消費很有必要。
第四，加強文化產業人才的吸收和培養。人才是文化產業發展的關鍵，而當前重慶市人才資源發揮的作用相對不大，因此要努力開發人力資源，積極引進和培育優秀的文化產業人才，并支持高校、科研院所與企業合作，推進產學研一體化，以及采取一系列有力的優惠政策吸引文化產業人才，全面加快重慶市文化產業的發展。
第五，優化文化產業結構。擴大層和相關層的比重，形成傳統文化產業帶動新興文化產業，新興文化產業又推動傳統文化產業發展的互動局面。因為文化產業核心層發展相對成熟，增值業務的開發和增長空間比較有限；而以新興文化產業為主的層以及相關層，增值業務開發空間大、市場潛力大，具有明顯的優勢。
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The Empirical Analysis of Influence Factors about the Development of Cultural Industry
WAN Lijuana，ZHANG Bianlingb
（a. School of Economics and Business Administration； b. School of Public Administration，Chongqing University，Chongqing 400044，P. R. China）
Abstract：
