居民消費水平論文范文

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篇1

一、我國居民體育消費的現(xiàn)狀

體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展綱要（1995年～2010年）中指出我國體育產(chǎn)業(yè)包括三大類別。第一為體育主體產(chǎn)業(yè)類，指發(fā)揮體育自身的經(jīng)濟功能和價值的體育經(jīng)營活動內(nèi)容，如對體育競賽表演、訓練、健身、娛樂、咨詢、培訓等方面的經(jīng)營；第二指為體育活動提供服務的體育相關產(chǎn)業(yè)類，如體育器械及體育用品的生產(chǎn)經(jīng)營等；第三類指體育部門開展的旨在補助體育事業(yè)發(fā)展的其他各類產(chǎn)業(yè)活動。根據(jù)以上可以得知體育消費是指人們參與體育活動與觀賞運動競賽而對消費資料的使用與消耗。從狹義上講即是直接的體育消費是指參與體育活動與觀賞運動競賽過程中對體育服務產(chǎn)品及與體育消費直接有關的實物產(chǎn)品、精神產(chǎn)品的消費。廣義的體育消費指一切與體育活動有關系（聯(lián)系）的個人消費行為。比如在觀看體育比賽過程中購買飲料，去外地觀看體育比賽的交通費、食宿費等等。歸納為兩點就是實物消費和精神消費兩大類。

1.實物消費

我國居民的體育消費中主要以實物消費為主，主要有運動服裝鞋帽、健身器材設備、體育書刊雜志、食品飲料等。經(jīng)調(diào)查表明以運動服裝鞋帽等體育實物消費資料的比重占體育消費支出的81.5％，而用于觀看比賽，參加娛樂活動的勞務性消費比重僅占體育消費支出的10％左右，體育書刊磁帶占7.1％；其他消費品占2.4％。運動服裝鞋帽等體育實物消費占到這么大的比重主要還是人們的消費心理沒有改變，因為大部分人的經(jīng)濟水平?jīng)Q定了他們的消費結構還沒有脫離傳統(tǒng)，運動服裝鞋帽兼具運動和日常穿著，是生活中的必需品。人們在進行體育消費的同時首先想到的就是對生活的改變，所以這種比例分成也就正好表明了現(xiàn)在我國居民體育消費的結構層次。停留在外表上的消費，因為去買這種運動服裝鞋帽的人民未必會投入到真正的體育運動或鍛煉中，那后續(xù)的一些帶動消費就不存在。其次就是少數(shù)人購買小型的健身器材，為什么會選擇這些小型健身器材，是因為這些器材占用地方小，人們在家中就可以進行鍛煉，達到健身的目的，而省去了一些去場館的費用。當然后者會比前者在體育消費上面的力度大。但是這些都只是前段消費層次。

2.精神消費

體育消費中的精神消費支出主要是指：觀看體育比賽、表演、展覽，體育文化資訊等，2008年北京奧運會的勝利召開，足以體現(xiàn)人民觀賞體育賽事的熱情，因為以往我們對于體育運動盛會的認識大部分人還是健身，為國爭光的一種理念，但是通過這次的召開，人們發(fā)現(xiàn)了體育運動中給人們帶來的不光是健身，為國爭光，還有一種協(xié)作、高興、放松的心情。這類消費相對實物消費而言層次較高，在物質(zhì)生活水平日益提高的情況下，人們會追求精神享受，這類消費的增長于是發(fā)展比較快，在廣州，人們用在觀看體育消費占整個體育消費支出的12.4%。隨著經(jīng)濟的發(fā)展，運動水平的提高，觀賞型消費支出會增大。

上述外還有相關的延伸消費如體育彩票和體育勞務消費，體育彩票就不用論述了，體育勞務消費是指人們用貨幣購買各種與體育活動有關的體育勞務或服裝的體育消費資料的消費，也稱參與型體育消費，如為參加各種各樣的體育活動、健身訓練、體育健康醫(yī)療等所支付的各項費用，隨著我國工作制度的不斷改變，人們的閑暇時間相對增加，伴隨著生活節(jié)奏的加快，人們?yōu)榱俗非蟾训纳钯|(zhì)量，必將更加積極地投入到體育運動的實踐中來，這類體育消費也具有很大的市場潛力。

二、影響體育消費的因素分析

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

1.收入水平直接影響著人們對體育消費的投入

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

我國體育場館和設施數(shù)量少，20世紀90年代初期，國家規(guī)定單位的體育場所要向社會開放，雖然這個規(guī)定給人們的健身提供了很多方便，但是，因為這些體育場所歸各單位管理，場館的管理維護、運轉等投入由各單位負擔，所以，為了場館能正常運營，場館的管理者就必須考慮到利益和效益，健身的價格又不能定得過高，會對人們的健身活動有影響，又不能解決場館的日常開銷問題，所以，有的場館出租場地經(jīng)營非健身項目以達到收支平衡，實際上用于健身的場地縮小了。現(xiàn)在我國在場館建設和管理方面也加大了投入力度，在大的城市和地區(qū)設立比較大的健身中心和文體娛樂中心，從而彌補一些體育場館不足的問題。那么，隨著體育產(chǎn)業(yè)的不斷發(fā)展，以及經(jīng)營觀念和經(jīng)營模式的轉變，體育消費市場存在著的問題會逐漸得到改善。

3.傳統(tǒng)消費觀念的根本改變及對體育功能的重新認識

長期以來，我國一直把體育當做社會主義的一項福利事業(yè)來認識，體育與文化、教育、衛(wèi)生等都屬于上層建筑的范疇，受國家經(jīng)濟發(fā)展水平所制約，體育的發(fā)展主要依靠國家財政撥款，而對于體育本身的經(jīng)濟功能，即：體育的產(chǎn)業(yè)性質(zhì)缺乏足夠的認識。這種體制帶來但就是們對體育的認識始終局限在鍛煉身體、培養(yǎng)意志、為國爭光的觀念中，而體育運動,以及賽事中的娛樂性沒有體現(xiàn)。隨著人們生活水平的提高，對精神生活追求的日益迫切，在體育消費過程所帶來的快樂、成功與協(xié)作的感受會對人們傳統(tǒng)的消費結構造成一定的沖擊。體育消費結構以實物消費資料為主逐漸轉向體育賽事及資訊等無形消費。

除了上述因素以外，影響我國居民體育消費的因素還有多方面的，其中有地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的不平衡、是否有閑暇時間等影響體育消費，因此，在人們生活水平達到一定程度時，進行全民體育教育，加強全民健身意識是擴大體育消費的主要措施。隨著人們對健康和體育需求的提高，加上體育消費市場管理的不斷完善，體育消費市場必將擴大和發(fā)展起來。

三、總結

全面建設小康社會的現(xiàn)實，要求我國居民的健康素質(zhì)明顯提高。建設和發(fā)展體育市場，引導和激勵居民的體育消費需求，是發(fā)展我國體育事業(yè)的重要任務。研究認為，今后我國居民的體育消費需求將遵循需求上升規(guī)律，發(fā)生實質(zhì)性的趨優(yōu)變化。特別是北京2008年奧運會為標志的各類大型體育賽事近年來紛紛涌進中國，我們的生活已經(jīng)自覺不自覺地和體育、特別是市場行為的競技體育走的很近。因此迫切需要我們在進行這類體育消費的同時，有理性消費觀的指導，避免出現(xiàn)盲目消費和超支消費等問題。而目前的國內(nèi)賽事和體育機構，應該從培養(yǎng)國內(nèi)賽事的體育消費群體開始，真正把公眾作為賽事成功與否重要組成部分，使公眾具備體育消費的習慣，從而面對來勢洶涌的國際高水平賽事的時候，能夠理性消費、正確消費，從而通過合理的體育消費形成蓬勃發(fā)展的體育市場和體育消費系，使體育消費成為我們提升生活質(zhì)量、實現(xiàn)小康社會的一部分。

篇2

論文關鍵詞：協(xié)整，居民收入，消費，誤差修正模型

 

一．引言

上海作為中國的國際化大都市，在變革中得到了長足的發(fā)展，取得了驕人的成績，居民收入與消費水平不斷提高。目前國際金融危機雖然有所好轉，但還處于逐步恢復階段誤差修正模型，擴大內(nèi)需還是保持經(jīng)濟增長是根本之策，然而較低的居民消費水平限制了市場的開發(fā)。改革開放以來,上海城鎮(zhèn)居民的平均消費傾向總體上呈波動下降的趨勢。其影響因素很多,但收入是影響消費的最主要的因素。消費水平?jīng)]有充分開發(fā)直接影響上海經(jīng)濟的健康穩(wěn)定發(fā)展。因此，研究收入和消費的關系有利于進一步了解國內(nèi)消費市場，從而制定準確的收入分配政策和消費政策。本文根據(jù)凱恩斯的絕對收入假說，以上海為例，對居民收入與消費之間關系進行分析與建模，最后得出相應的政策建議。

二．樣本數(shù)據(jù)

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

圖1 lnYt和lnCt 走勢圖圖2 lnYt和lnCt 走勢圖

三．實證分析

（一）平穩(wěn)---單位根檢驗

從原始序列變量圖，可直觀看出其不平穩(wěn)的態(tài)勢。時間序列計量分析需要樣本是平穩(wěn)的單位根過程，否則就存在“偽回歸”問題。對兩者進行一階差分后, lnYt 和lnCt 相應序列圖如圖2 所示。由圖看出,經(jīng)過一階差分后,兩者圖形漸趨平穩(wěn)。進一步對各變量進行單位根檢驗以確定其是否為I（1）過程。單位根檢驗采用ADF檢驗法，單位根檢驗最佳滯后階數(shù)按照AIC（Akaike Information Criterion）準則確定，AIC值越小，則滯后階數(shù)越佳。ADF單位根檢驗結果見表1。

表1 lnYtt、lnCt 及其一階差分的單位根檢驗結果

 

變量

檢驗形式（c,t,*)

ADF值

5%臨界值

結論

lnYt

(c,t,1)

-3.07131

-3.574244

不平穩(wěn)

lnCt

(c,t,1)

-2.972389

-3.574244

不平穩(wěn)

lnYt

(c,0,1)

-4.561073

-2.967767

平穩(wěn)

lnCt

(c,0,1)

-4.254837

篇3

關鍵詞：狀態(tài)空間模型 流通業(yè) 消費 動態(tài)影響

隨著國民經(jīng)濟體制的不斷改革和經(jīng)濟水平的不斷提高，我國消費市場規(guī)模日趨擴大，城鎮(zhèn)和農(nóng)村的消費經(jīng)濟都得到了一定發(fā)展。消費市場必然涉及商品流通，而流通業(yè)作為生產(chǎn)和消費的橋梁和紐帶，無疑是引導消費經(jīng)濟發(fā)展的先導力量。我國各級政府也越來越重視流通業(yè)的發(fā)展，充分認識到流通業(yè)增長對拉動內(nèi)需的重要作用。“十”明確指出，流通發(fā)展能夠?qū)崿F(xiàn)消費、引導消費和創(chuàng)造消費，要把發(fā)展現(xiàn)代流通業(yè)作為現(xiàn)階段擴大國內(nèi)消費市場的一個重要抓手。部分地區(qū)以“滿意消費惠萬家”活動貫徹落實“十”精神，不斷推進流通業(yè)轉型升級。

學者們采用不同方法實證檢驗流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟的影響，如李駿陽、包偉、夏禹鋮（2011）采用偏最小二乘法檢驗了我國流通業(yè)對農(nóng)村居民消費的影響，丁凡凡（2012）則運用協(xié)整、因果檢驗、回歸分析等一系列計量方法檢驗了我國流通業(yè)發(fā)展與居民消費的關系。但縱觀研究發(fā)現(xiàn)，大部分學者的研究以流通業(yè)對居民消費的影響系數(shù)固定為前提，能夠分析流通業(yè)對居民消費動態(tài)影響的文獻非常罕見。本文實證分析流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟的動態(tài)影響。同時，考慮到我國二元經(jīng)濟的發(fā)展模式依然存在，故分城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個層面分別進行探討。

研究方法、變量選取及數(shù)據(jù)處理

（一）研究方法

為了定量研究流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟的動態(tài)影響，本文采用Akaike在1976年提出的狀態(tài)空間模型進行實證。狀態(tài)空間模型屬于動態(tài)時域模型，是一類將隱含的時間作為自變量的計量模型，它多用于多變量時間序列的估計和預測。狀態(tài)空間模型包括兩個參數(shù)方程，分別為量測方程（measurement equation）和狀態(tài)方程（state equation）。設yt表示含有k個變量的k維向量，該變量向量與m維的狀態(tài)向量αt存在相關性，該狀態(tài)空間模型可寫為：

（1）

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

（2）

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

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

yt = xtβt + zt γ+ ut （3）

其中，βt表示隨時間變化而發(fā)生變化的變系數(shù)向量，反映解釋變量xt對被解釋變量yt影響的動態(tài)性，γ為固定參數(shù)變量。假設變系數(shù)向量βt的變化滿足一階向量自相關過程，即有：

βt = φ βt-1 + εt （4）

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

（5）

對于式（4）而言，由于參數(shù)向量βt為不可觀測向量，因此需借助可觀測向量yt 和xt進行估計。具體地，可通過卡爾曼濾波方法進行估計。

（二）變量選取及數(shù)據(jù)處理

本文采用1996-2011我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村的時間序列數(shù)據(jù)作為研究樣本，對城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個層面分別進行實證檢驗。對各變量的選取及數(shù)據(jù)來源作如下說明：

1.被解釋變量：消費水平。基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取居民人均消費支出水平作為消費水平的指標，其中，以城鎮(zhèn)居民人均消費支出作為城鎮(zhèn)層面的被解釋變量，數(shù)據(jù)來源于1997-2012年《中國統(tǒng)計年鑒》；以農(nóng)村居民人均生活消費支出作為農(nóng)村層面的被解釋變量，數(shù)據(jù)來源于1997-2012年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。

2.解釋變量：流通業(yè)發(fā)展水平。以往有部分學者僅以社會消費品零售額作為流通業(yè)發(fā)展水平的指標（冉凈斐，2008），這樣的選擇存在其合理性，因為它是流通經(jīng)濟規(guī)模的總體反映。但是，僅以此作為流通業(yè)發(fā)展水平來檢驗流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟的影響，顯得較為片面，因為社會消費品零售額側重反映商品市場交易方面，而忽視了流通業(yè)生產(chǎn)的行為過程。流通業(yè)作為一類綜合性生產(chǎn)服務業(yè)，其生產(chǎn)者的經(jīng)濟行為也從一定程度上影響了消費經(jīng)濟。本文在保留社會消費品零售額這個變量的基礎上，參考李俊陽（2011）等的研究，以C-D生產(chǎn)函數(shù)為切入點，引入流通業(yè)勞動要素和流通業(yè)資本要素兩個變量，分別反映流通業(yè)的組織規(guī)模和發(fā)展環(huán)境。其中，農(nóng)村社會消費品零售額采用縣及縣以下農(nóng)村消費品零售總額表示，且由于城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模遠高于農(nóng)村，故直接采用社會消費品零售額作為城鎮(zhèn)消費品零售額的指標。

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

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

受通貨膨脹的影響，一個地區(qū)的名義消費水平往往不能真實反映消費水準，因此有必要根據(jù)價格指數(shù)對原始數(shù)據(jù)進行調(diào)整。同理，社會消費品零售額、固定資產(chǎn)投資額和居民收入水平也都需要根據(jù)相應的價格指數(shù)進行調(diào)整。城鎮(zhèn)居民消費水平和收入水平均按城市居民消費價格指數(shù)進行平減調(diào)整，農(nóng)村居民消費水平和收入水平均按農(nóng)村居民消費價格指數(shù)進行平減，城鎮(zhèn)社會消費品零售額和農(nóng)村社會消費品零售額分別按城市商品零售價格總指數(shù)和農(nóng)村商品零售價格總指數(shù)表示。由于難以具體獲取城鎮(zhèn)和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，故對城鎮(zhèn)和農(nóng)村流通業(yè)固定資產(chǎn)投資完成額均按固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減。所有價格指數(shù)的數(shù)據(jù)來自1997-2011年《中國統(tǒng)計年鑒》。

流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟動態(tài)影響的實證分析

（一）城鎮(zhèn)層面

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

量測方程：

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

狀態(tài)方程：

α1，t=α1，t-1+ε1，t

α2，t=α2，t-1 +ε2，t （6）

α3，t=α3，t-1+ε3，t

其中，下標t表示年份，CONt表示t年居民人均消費支出，SELt表示t年社會消費零售額，Lt 表示t年流通業(yè)從業(yè)人員數(shù)，Kt 表示t年流通業(yè)固定資產(chǎn)投資完成額，INCt表示t年居民人均收入。β0、β1均為固定參數(shù)，α1，t、α2，t、α3，t均為時變參數(shù)。ut為量測方程的誤差項，ε1，t、ε2，t、ε3，t分別為三個狀態(tài)方程的隨機誤差項。

2.實證結果及分析。城鎮(zhèn)層面相關變量的數(shù)據(jù)如表1所示。

根據(jù)式（6），采用卡爾曼濾波方法對城鎮(zhèn)層面的數(shù)據(jù)進行實證檢驗，結果如下：

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

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

根據(jù)式（7），城鎮(zhèn)居民收入水平的系數(shù)為0.885，且在1%的水平顯著，表明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每提高1%，將帶動城鎮(zhèn)居民消費支出提高0.885%，這與以往大量研究得到的城鎮(zhèn)居民收入水平對消費支出水平有顯著正向推動作用的結論非常類似。由圖1可知，1996-2011年城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)存在明顯的波動特征，且這種波動基本表現(xiàn)在1996-2004年期間，2004年以后該彈性系數(shù)呈平穩(wěn)增加，但增幅很小。在1996-1999年期間，我國城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)呈顯著增加趨勢，產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因在于20世紀90年代是我國消費增長的初步加速期，隨著“九五計劃”的不斷推進，國民經(jīng)濟不斷增長，人民生活水平不斷提高，小康社會不斷發(fā)展，尤其是國內(nèi)市場消費水平明顯提升。而消費市場的崛起為我國流通業(yè)的發(fā)展提供了強大動力，由于流通業(yè)的發(fā)展促進國內(nèi)消費品市場的不斷擴張，因而能進一步推動城鎮(zhèn)居民消費支出的增長。但是，1999-2001年期間，我國城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)呈顯著降低趨勢，原因很可能是1997年亞洲金融危機帶來的滯后性影響阻礙了我國城鎮(zhèn)消費零售的快速增長，進而影響了城鎮(zhèn)消費零售市場擴張對城鎮(zhèn)消費水平的促進作用。在2001-2004年期間，我國城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)呈“N”型波動特征，原因可能是這段期間我國消費零售市場在新一輪改革中不斷調(diào)整。2004年以后，我國城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)基本穩(wěn)定，表明城鎮(zhèn)消費零售市場已不斷成熟，對城鎮(zhèn)消費水平的影響也基本穩(wěn)定下來。圖4描繪了城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的貢獻率（貢獻率計算公式為：δ = α1，t×100×（SELt/ SELt-1 - 1），其中，δ為貢獻率，SELt為t期社會消費品零售額，α1，t為城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)），從中可以發(fā)現(xiàn)，整個樣本期間城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的貢獻率與彈性系數(shù)的變化趨勢基本保持一致。

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

（二）農(nóng)村層面

根據(jù)式（6），采用卡爾曼濾波方法對城鎮(zhèn)層面的數(shù)據(jù)進行實證檢驗，結果如下：

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

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

根據(jù)式（8）可知，農(nóng)村居民人均可支配收入每提高1%，將帶動農(nóng)村居民消費支出提高0.718%。由圖5可知，農(nóng)村消費零售規(guī)模對農(nóng)民消費水平的彈性系數(shù)存在明顯波動特征，尤其表現(xiàn)在1996-2006年期間，在2006年以后該彈性系數(shù)基本趨穩(wěn)。在1999年和2002年該系數(shù)均達到波峰，這與城鎮(zhèn)的情況基本類似。由圖6可知，我國農(nóng)村流通業(yè)勞動規(guī)模對農(nóng)民消費支出的彈性系數(shù)呈現(xiàn)“先波動后趨穩(wěn)”的特征，在2002年和1999年分別達到波峰和波谷。2005年以后，該系數(shù)基本穩(wěn)定，表明農(nóng)村流通業(yè)勞動規(guī)模對農(nóng)民消費支出的影響趨穩(wěn)。由圖7可知，我國農(nóng)村流通業(yè)資本規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費支出的彈性系數(shù)呈“U型”變化，且在2007年以后，該系數(shù)基本趨穩(wěn)，表明農(nóng)村流通業(yè)資本規(guī)模對農(nóng)民消費支出的影響也趨于穩(wěn)定。綜合觀察城鎮(zhèn)和農(nóng)村該系數(shù)的變化特征可知，兩者均于2007年以后趨于平穩(wěn)，表明我國流通業(yè)資本環(huán)境改革對消費的促進作用在城鄉(xiāng)基本保持同步。

綜上所述，本文利用狀態(tài)空間模型的框架，實證檢驗了我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟的動態(tài)影響。綜合實證結果得到結論如下：城鎮(zhèn)和農(nóng)村流通業(yè)發(fā)展對消費經(jīng)濟的影響均存在時變特征；城鎮(zhèn)、農(nóng)村消費零售規(guī)模對消費經(jīng)濟的影響均存在明顯波動，且波動特征類似；城鎮(zhèn)、農(nóng)村流通業(yè)勞動規(guī)模對消費經(jīng)濟的影響存在明顯不同的變化特征，其中城鎮(zhèn)為波動上升趨勢，農(nóng)村為中間波動兩端持穩(wěn)；城鎮(zhèn)和農(nóng)村流通業(yè)資本規(guī)模對消費經(jīng)濟的影響雖然存在差異，但基本同時趨于穩(wěn)定。

參考文獻：

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3.Mats V.Subspace-based state-space system identification[J].circuits systems signal. Processing，2002，21（1）

篇4

要將擴大居民消費作為推動經(jīng)濟發(fā)展的永久性、戰(zhàn)略性舉措，就必須推進供給側結構性改革，培育新的消費需求增長點，構建擴大居民消費需求的長效機制。本文以貴州省為例，利用主成分回歸分析法，從消費意愿、消費能力、消費供給、消費環(huán)境四個方面全面探討居民消費需求的影響因素及影響程度，并提出構建擴大居民消費需求長效機制的財政金融對策，以期為貴州省、中國西部地區(qū)乃至全國提高消費、擴大內(nèi)需提供有益的借鑒。

關鍵詞：

消費需求；收入分配狀況與制度；財政金融政策；供給側改革；主成分回歸分析法

一、引言

自改革開放以來，我國GDP年均增長率達9.5%，2015年GDP預計達到68.2萬億元。早在2010年我國GDP總值已超過日本，成為世界上僅次于美國的第二大經(jīng)濟體①。然而我國GDP的增長過度依賴于投資和出口，消費占GDP的比率（最終消費率）遠遠低于世界平均水平，出現(xiàn)投資、消費與出口不協(xié)調(diào)的局面。而在消費的變化上，我國政府消費率一直處于平穩(wěn)狀態(tài)，居民消費率和最終消費率的變化趨同（如右圖），可見最終消費率的變化主要來自于居民消費率的改變。要通過擴大內(nèi)需，提高居民消費，使其成為國民經(jīng)濟新的增長點，就必須建立居民消費需求長效機制，發(fā)揮國家政策助力，以國家發(fā)展戰(zhàn)略的高度長期推進。構建擴大居民消費需求長效機制的財政對策和金融對策，好比人的“左右手”，必須雙管齊下。本文以西部十二省中相對落后的貴州省為例，根據(jù)貴州省實際，因地制宜分析該省居民消費的現(xiàn)狀及其影響因素，探求有效的財政金融對策。

二、居民消費需求影響因素的定性分析

構建居民消費需求長效機制的財政金融對策，需要重點研究影響居民消費需求的因素及其影響程度。在借鑒現(xiàn)有文獻和前人研究的基礎上，本文將影響居民消費需求的因素歸結為四大類：消費意愿、消費能力、消費供給、消費環(huán)境。一是消費意愿。簡單的說，居民消費意愿就是民眾花錢購買商品的欲望，居民的消費意愿是影響消費需求的主觀因素，更多的是心理因素與偏好，難于量化。

在傳統(tǒng)的西方經(jīng)濟理論中，學者們普遍認為社會保障體系對宏觀經(jīng)濟具有“自動穩(wěn)定器”功能，社會保障體系建設事關居民的消費水平，很大程度上會影響居民的消費意愿。社會保障覆蓋率越高，居民的消費意愿就越強烈。一方面，本文選擇社會保障覆蓋率②間接作為居民的消費意愿來反映不確定性因素對居民消費需求的影響；另一方面，流動性約束是限制居民消費意愿的重要原因，銀行金融機構應當以居民的合理預期和未來收入為基礎為其提供消費信貸，倡導超前消費，以增加居民現(xiàn)有購買力，緩解流動性約束對消費的影響，解決消費需求乏力的矛盾，進一步提高居民消費意愿。因此，本文選擇個人消費貸款數(shù)額表示流動性約束對居民消費需求的影響。

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

三是消費供給。消費與供給兩者密切聯(lián)系，供給創(chuàng)造需求，需求反之影響供給。一般情況下，供給越多，居民的消費需求就越大。此處所指的供給主要從政府供給的層面來講。指出“：在適度擴大總需求的同時，著力加強供給側結構性改革，著力提高供給體系質(zhì)量和效率。③”當前，中國經(jīng)濟陷入產(chǎn)能供給過剩與新興消費需求乏力的結構性困境，然而，通過政府投資和釋放流動性手段的需求管理政策已經(jīng)不能再次刺激經(jīng)濟增長，但由于政府公共服務供給不足也會擠占居民消費，限制我國消費需求的快速增長，因此，應該從供給側改革層面上去化解結構性矛盾，尋求新的消費需求。本文借鑒已有文獻方法用一般公共服務財政支出來表示政府公共支出水平。鑒于前面提到的流動性約束的影響，本文將金融機構的數(shù)量也作為消費供給的指標，金融機構的數(shù)量越多，居民進行消費信貸的選擇越多，貸款的可能性也會增大，進而提高居民的消費需求。提供消費信貸的金融機構很多，但主要是銀行，且鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文用銀行類金融機構的數(shù)量來表示。

四是消費環(huán)境。影響居民消費需求的外在環(huán)境因素很多，包括政治、經(jīng)濟、社會和法律環(huán)境等，但很多環(huán)境因素難以量化，本文主要選擇經(jīng)濟環(huán)境中相對重要的消費物價水平和利率水平環(huán)境衡量對消費需求的影響。一般來說，物價的顯著上升或下降將會引起居民購買數(shù)量的顯著變動，人們會根據(jù)物價變動作出的預期來決定自己的消費支出，居民所處的消費價格環(huán)境是影響居民消費需求的重要因素，本文選擇居民消費價格指數(shù)來表示物價水平。利率對消費的影響具有不確定性，主要取決于利率變動對儲蓄的替代效應和收入效應，即由收入的時間成本和當前消費的效用權衡決定，如果收入效應占主導，那么利率對消費的影響為正，反之為負，總之，利率水平是影響消費的重要因素，本文用一年期人民幣存款基準利率來表示。

三、貴州省居民消費需求影響因素的實證分析

（一）變量選取及數(shù)據(jù)說明本文建立模型所選用的因變量是居民的人均消費水平Y，根據(jù)前面對影響因素的定性分析，選擇的相應自變量是：社會保障覆蓋率（X1）、個人消費貸款（X2）、人均地區(qū)生產(chǎn)總值（X3）、城鄉(xiāng)居民收入差距（X4）、地方財政一般公共服務支出（X5）、全省銀行類金融機構數(shù)量（X6）、居民消費價格指數(shù)（X7）、一年期人民幣存款基準利率（X8）。本文以貴州省2004~2013年的相關數(shù)據(jù)進行分析。其中，個人消費貸款和全省銀行類金融機構數(shù)據(jù)來源于《中國區(qū)域金融運行報告——貴州省金融運行報告》；一年期人民幣存款基準利率根據(jù)中國人民銀行網(wǎng)站原始數(shù)據(jù)計算得出，計算方法為加權平均法，以利率持續(xù)天數(shù)占整年天數(shù)之比為權重；其余數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局、貴州省統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報。

（二）實證分析與結果解釋首先，對貴州省的居民人均消費水平（Y）與所有的因變量（X1，X2，X3，X4，X5，X6，X7，X8）做相關分析，得到變量間的相關系數(shù)矩陣（見表1）。可見貴州省人均消費支出除了跟自變量居民消費價格指數(shù)（X7）和一年期存款基準利率（X8）的相關性不是很強外，跟其他自變量之間的相關性都很強。從表2可以看出，8個自變量的容許度都接近于0，而容許度越小，表明共線性越嚴重，一般T<0.1時，說明共線性非常嚴重；方差膨脹因子（VIF=1/T）越大，說明共線性越嚴重。綜上可知，本文的自變量之間存在著嚴重的多重共線性，因此，本文采用主成分回歸分析方法重新建立回歸模型進行分析。對數(shù)據(jù)進行標準化處理，并得到了相關系數(shù)矩陣的特征值（見表3）和未作旋轉的載荷矩陣（見表4）。從表3可知，第一主成分解釋了總變異的69.738%，第二主成分解釋了總變異的20.272%。前兩個特征值的累積貢獻率達到90.01%（>85%），因此，本文選擇前兩個主成分進行分析，其成分矩陣見表4。上面所有影響因素中，貴州省個人消費貸款額（X2）對人均消費水平（Y）影響程度最大，個人消費貸款每提高1%，貴州省人均消費支出水平增長0.183%，說明貴州省居民的消費水平很大程度上受流動性約束的影響，要提高貴州省居民的消費水平，必須發(fā)展其個人消費信貸，解決流動性約束問題。其次，人均地區(qū)生產(chǎn)總值（X3）和地方財政一般公共服務支出（X5）每提高1%，分別會導致貴州省人均消費支出水平增長0.18%和0.177%，二者對于人均消費支出提高的效果是非常強的，說明貴州省人均消費支出高度依賴于人均收入和地方政府財政對居民消費的支持。再次，貴州省城鄉(xiāng)居民收入比（X4）每提高1%，會導致貴州省人均消費支出水平下降0.164%，說明收入分配的不均會很大程度上抑制居民消費需求的發(fā)展。而社會保障覆蓋率（X1）和全省銀行類金融機構的數(shù)量（X6）對貴州省居民消費支出的正向促進作用相對弱些，但絕對比例仍然達到0.161%和0.15%。最后，我們可以看出，居民消費價格指數(shù)（X7）和一年期人民幣存款基準利率（X8）對人均消費支出的影響均為負，即物價水平的提高，會降低貴州省居民的消費需求，同時，利率對人均消費支出的影響為正，說明替代效應占主導，但是兩者對人均消費支出的影響均較小。

四、構建擴大居民消費需求長效機制的財政金融對策

(一)創(chuàng)新金融產(chǎn)品，豐富小微金融服務，以消費信貸刺激居民消費需求增長從上面實證分析看出，個人消費信貸對貴州省居民消費支出的影響最大，貴州省各金融機構應該調(diào)整信貸機構，主動積極地向消費者提供信貸支持，允許、鼓勵和扶持更多的中小商業(yè)銀行、小貸公司等相關金融機構開展向廣大居民、個體私營戶等提供個人消費信貸業(yè)務，提供人性化的消費金融產(chǎn)品，大力加強消費信貸業(yè)務營銷，幫助居民了解和樹立新型消費觀念，合理引導居民的消費預期。同時，要在政策允許范圍和風險控制能力以內(nèi)開發(fā)多樣性金融產(chǎn)品，適合農(nóng)村多元化的金融服務需求以刺激居民消費轉型升級。此外，可適當擴展消費信貸對象的外延，為生產(chǎn)大量消費品的企業(yè)提供消費信貸，這樣也會間接帶動消費的發(fā)展。

（二）建立收入穩(wěn)定增長的長效機制貴州省是全國貧困人口最多、貧困面最大、貧困程度最深的省份，人均收入全國靠后。實施脫貧攻堅戰(zhàn)略，應當有政府和政策性金融機構協(xié)力推進，政府部門加大財政支出，政策性金融機構實施扶貧開發(fā)，人民自立更生。通過增加就業(yè)崗位，鼓勵創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新，將扶貧工作漫灌式輸血變?yōu)榫珳适皆煅亻_居民收入來源，提高居民實際收入，特別是邊遠地區(qū)農(nóng)民和城鎮(zhèn)低收入居民的收入，縮小居民收入差距，調(diào)節(jié)居民收入分配比例，提高社會平均消費傾向，構建城鄉(xiāng)居民收入穩(wěn)定增長的長效機制。

（三）推進供給側改革，培育新興消費增長點需求與供給相輔相成，需求是通過對產(chǎn)品的最終消費拉動經(jīng)濟增長，而供給側則是從生產(chǎn)端和供給端來“推動”經(jīng)濟增長。貴州省經(jīng)濟發(fā)展相對落后，但是具有環(huán)境未曾遭受破壞、資源豐富等后發(fā)優(yōu)勢，因此貴州省有必要將資源要素供給從產(chǎn)能過剩的行業(yè)中釋放出來，完善政府供給機制，健全社會保障體系，講求供給效率，將資源的有效供給、資本的有效供給和好環(huán)境的有效供給向新興產(chǎn)業(yè)轉移，優(yōu)先發(fā)展某一方面消費如服務業(yè)消費，然后通過乘數(shù)效應帶動其他方面消費，進而更加有效的帶動整個消費的發(fā)展，以培育貴州省新興的消費增長點。

（四）推動新型城鎮(zhèn)化，營造良好消費環(huán)境，促進潛在消費轉化為現(xiàn)實有效需求總理再三強調(diào)，要堅持推進以人為核心的“新型城鎮(zhèn)化”，這是我國未來發(fā)展的潛力所在。因此，貴州省必須抓住國家建設新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的契機，引導社會資本投入城鎮(zhèn)公共設施建設，為廣大居民營造一個環(huán)境舒適，公正誠信的消費環(huán)境，加速農(nóng)村剩余勞動力的轉移，提高勞動生產(chǎn)率，進而使農(nóng)村潛在的消費需求變?yōu)楝F(xiàn)實的有效需求。

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篇5

關鍵詞：社會保障 居民消費 儲蓄

長期以來，社會保障制度被看作是經(jīng)濟的“內(nèi)在穩(wěn)定器”和“減震閥”，發(fā)揮著重要的收入再分配的功能。同時，建立完善的社會保障網(wǎng)絡，增進國民整體福利水平還被認為可以改變居民的收入預期和消費行為，進而對經(jīng)濟發(fā)展起到相應的刺激作用。目前我國社會保障體系的改革正由點到面逐步展開，由城鄉(xiāng)分割向城鄉(xiāng)統(tǒng)籌轉變。這種變化和發(fā)展必然會使居民消費和儲蓄行為呈現(xiàn)出新的特征，給學者提供更大的研究空間。因此，有必要對社會保障和消費之間的關系進行梳理。

理論文獻中的社會保障與消費

（一）經(jīng)典理論文獻中的社會保障與消費

在西方經(jīng)典理論文獻中，涉及社會保障與消費之間關系的理論主要有絕對收入假說、生命周期理論、永久收入理論和預防性儲蓄理論。1936年，在《就業(yè)、利息和貨幣通論》一書中，Keynes表述了通過社會保障體系將收入由邊際消費傾向較低的高收入者轉移給邊際消費傾向較高的低收入者，會提升社會總體消費水平的觀點。20世紀50年代，Modiglian的生命周期假說和M.Friedman的永久收入消費理論基本上同時發(fā)展起來。前者以在一生中平滑消費來解釋居民消費和儲蓄行為，認為社會保障體系越完善、水平越高，人們的儲蓄意愿也就越弱，消費率就會越高。后者則將社會保障視作永久收入，并以此為基礎，推斷以增進社會整體福利水平來改變居民收入預期進而影響居民消費，要比減免稅收等暫時性的措施效果要好。1968年，Leland提出預防性儲蓄理論，認為社會保障具有社會保險方面的功能，可降低居民或家庭對未來收入和支出的不確定性，進而減少謹慎性儲蓄，主動擴大消費。

（二）后續(xù)理論文獻中的社會保障與消費

盡管各種學說構建研究框架的假設、分析的側重點有所不同，但大都得出了社會保障體系的建設和完善與居民消費之間呈現(xiàn)出正相關關系的結論，但西方也有學者對此觀點持謹慎態(tài)度。1974年，哈佛大學教授Martin Feldstein發(fā)表了論文《社會保障，引致退休，資本積累》，提出了社會保障的“資產(chǎn)替代效應”與“引致退休效應”。“資產(chǎn)替代效應”是一種“擠出儲蓄”的力量，而“引致退休效應”則會迫使人們?yōu)橥诵輹r期的延長進行更多的儲蓄。他認為社會保障體系對儲蓄和消費的影響將取決于“資產(chǎn)替代效應”與“引致退休效應”的凈效應。

經(jīng)驗文獻中的社會保障與消費

（一）得出正相關結論的經(jīng)驗研究

在提出了“資產(chǎn)替代效應”與“引致退休效應”后，F(xiàn)eldstein還以美國1929年至1971年的數(shù)據(jù)對此觀點進行了實證研究。研究結果表明，美國的現(xiàn)收現(xiàn)付公共養(yǎng)老金計劃使儲蓄降低了大約50%，顯然在美國“資產(chǎn)替代效應”大于“引致退休效應”。1994年，Jonathan Gruber對失業(yè)保險和消費之間的關系進行了實證研究。他研究的方法十分獨特，分別考察了有失業(yè)保險和沒有失業(yè)保險兩種條件下失業(yè)期間消費的下降情況。根據(jù)他的研究，如果沒有失業(yè)保險，失業(yè)期間消費將下降21%，如果有失業(yè)保險，消費僅下降7%。1999年，Ndikumana與Allene利用67個國家七個年份的截面數(shù)據(jù)，對收入分配和消費規(guī)模進行了回歸分析，結果發(fā)現(xiàn)收入分配均等程度較高的國家，經(jīng)濟增長率和消費總水平也相對較高。而社會保障本身就具有重要的調(diào)節(jié)收入分配的功能，通過社會保障體系轉移收入，有利于提高消費。2005年Wouter Zant在荷蘭所做的研究也得出了相似的結論。

（二）得出負相關結論的經(jīng)驗研究

1965年，Phillip Cagan利用1958-1959年消費者聯(lián)盟中15000位會員的數(shù)據(jù)來分析養(yǎng)老金對儲蓄的影響，發(fā)現(xiàn)參加養(yǎng)老金計劃會喚起人們的退休欲望，從而增加儲蓄，減少消費。1975年，Blinder運用美國1949-1972年的時間序列數(shù)據(jù)進行實證研究，得出了收入分配調(diào)整對居民總消費需求沒有顯著影響的結論，這也就意味著通過社會保障體系縮小收入差距，進而提高消費水平的渠道在這一時期并不順暢。

綜上所述，國外學術界對于社會保障與消費之間關系的研究仍是在不斷發(fā)展與完善的。雖然主流觀點傾向于社會保障對居民消費有積極的促進作用，但并未取得結論上的完全一致。這一方面源于模型的框架、解釋變量的選用和研究方法的不同，另一方面則是源于各國社會保障體系本身存在著重大差異。

我國關于社會保障與消費之間關系的研究

1999年是我國社會保障制度改革的分水嶺，而關于社會保障與我國居民消費之間關系的研究也自1999年分為兩個階段，具體如下：1999年之前，學者們大多以絕對收入假說、生命周期和持久收入假說為理論框架，1999年之后，學者們一般以預防性儲蓄理論為研究基礎。1994年，臧旭恒考察了計劃經(jīng)濟體制下的居民消費行為，認為居民消費和傳統(tǒng)福利保障之間存在著正相關關系；1999年，趙新安、程義全對我國城鎮(zhèn)居民消費傾向的變化和社會保障費用支出的變化進行了分析，發(fā)現(xiàn)二者的變動趨勢基本一致。總體來說，這個時期研究的內(nèi)容相對簡單、直觀。1999年，宋錚對1985-1997年的數(shù)據(jù)進行回歸分析，認為未來收入的不確定性是影響中國居民儲蓄的最主要因素，而要想啟動居民消費，首先要啟動居民未來的收入預期。2000年，龍志和、周浩明基于預防性儲蓄理論，對1991-1998年我國居民的儲蓄行為進行分析。結果顯示這九年間，居民儲蓄的預防性動機明顯，未來收入的不確定性越大，儲蓄的規(guī)模也就越大，消費也會隨之萎縮。這兩項研究均從謹慎性儲蓄的角度肯定了社會保障對消費的積極影響。2006年，韓冰等利用2002年全國各地區(qū)消費和收入的橫截面數(shù)據(jù)，得出了社會保障支出與居民消費之間的相關系數(shù)為0.171125，僅排在居民可支配收入這一影響因素之后。

除了對全國的情況進行分析外，學者們也考慮到我國社會保障體系的二元性，做了具有針對性的研究。2001年，王麗娜通過對比分析，發(fā)現(xiàn)在我國農(nóng)村地區(qū)，由于傳統(tǒng)福利被打破而新的社保體系還遠不完善，農(nóng)村居民消費占居民消費的比重從1978年的62.1%下降到2001年的50.1%。2004年，冉凈斐以2000年和2001年全國農(nóng)村住戶的調(diào)查數(shù)據(jù)為依據(jù)，得出了農(nóng)村社會醫(yī)療保險有利于增加農(nóng)村居民即期消費的結論。2007年，陶紀坤指出，農(nóng)村居民收入偏低是制約我國農(nóng)村市場消費潛力的主要因素，而農(nóng)村社保網(wǎng)絡的建立與完善可以通過直接和間接的方式增加農(nóng)民收入，促進農(nóng)民消費。

雖然大多數(shù)研究都肯定了社會保障對消費的促進作用，但也有學者對此表示了不同看法。如趙衛(wèi)華（2004）、楊天宇和王小婷（2007）。他們均認為在我國，社會保障的“引致退休效應”要大于“資產(chǎn)替代效應”，因此社會保障對消費的凈效應應該是負的。

我國關于社會保障與消費之間關系研究的不足

最近二十多年，發(fā)達國家對社會保障和消費的理論研究又有了新的進展，給我國相關研究提供了模版和范例。而我國不同于發(fā)達國家的經(jīng)濟增長模式、體制改革背景也要求我國學者不能照搬國外的理論，必須結合我國實際情況進行研究。由于我國社會保障與消費之間關系的研究長期處在學習和探索階段，存在著一些不足和薄弱之處，主要體現(xiàn)在以下三個方面：

（一）新興消費理論在國內(nèi)的適應性研究

20世紀80年代末，緩沖庫存儲蓄理論和目標儲蓄理論相繼出現(xiàn)，把收入沖擊、流動性約束、目標性消費等因素納入分析框架內(nèi)，這不僅豐富了儲蓄理論，也延展了社會保障與消費之間關系的研究，但國內(nèi)的相關研究較少。2002年，朱國林等曾經(jīng)從生存性消費、遺贈儲蓄和預防性儲蓄動機出發(fā)，建立了一個研究消費的理論框架，但這三大動機和目標性消費動機在內(nèi)涵上有不小的差距。因些可以說，國內(nèi)對預設消費目標和流動性約束條件下社會保障影響消費的機理分析還很不成熟，并且也缺乏這方面的實證研究。

（二）社會保障與農(nóng)村居民消費研究

從1991年到2009年，農(nóng)民人均純收入快速增長，由708.6元增加到4760.62元，農(nóng)村市場也就自然而然的被看作是危機之際拉動內(nèi)需的主要力量。完善農(nóng)村社會保障網(wǎng)絡，提高農(nóng)村社會保障水平也就具有了特殊的意義。2010年的中央財政預算，已經(jīng)把農(nóng)村社會保障作為拉動內(nèi)需、保障民生的重點來投入，中央財政安排的農(nóng)村低保、新農(nóng)合、農(nóng)村醫(yī)療救助等方面的補貼資金有較大幅度增加，也為新農(nóng)保試點預留了資金。但與此相對應的是我國關于農(nóng)村社會保障與農(nóng)村居民消費之間關系的研究相對滯后。到目前為止，農(nóng)民工和失地農(nóng)民的社會保障仍在理論和實踐的探索中，也缺乏對農(nóng)村低保、新農(nóng)合、農(nóng)村醫(yī)療救助等不同類型的社會保障方式影響農(nóng)村居民消費的比較研究。

（三）社會保障對不同收入階層居民消費的影響研究

伴隨著改革開放，我國收入分配差距急劇擴大。2006年，世界銀行認定中國的基尼系數(shù)達到了0.47，越過了0.4的警戒線。而在理論研究中，收入增長和收入分配對消費的影響并未達成一致。Keynes的經(jīng)典理論認為在收入增長的過程中邊際消費傾向遞減，但炫耀性消費理論卻給出了邊際消費傾向遞增的消費函數(shù)（Walther，2004）。因此，對社會保障與我國各階層消費之間的關系也不能一概而論。但由于社會階層的界定比較復雜、各階層社會保障數(shù)據(jù)可得性也較差，國內(nèi)不論是運用時間序列數(shù)據(jù)展開的長期研究，還是利用截面數(shù)據(jù)進行的短期研究都比較薄弱。

參考文獻：

1.Wouter Zant.Social security wealth and aggregate consumption:An extended life-cycle model estimate for the Netherlands[J]. De Economist,2005

2.Levchenko A. Financial Liberalization and Consumption Volatility in Developing Countries [J]. International Monetary Fund Staff Papers, 2005,(2)

3.Feldstein.Social Security, Induced Retried and Aggregate Capital Formation[J]. Journal of Political Economy,1974,(82)

4.Cagan, Phillip. The Effect of Pension Plans on Aggregate Saving:Evidencefrom a Sample Survey[M].New York:Columbia Univ. Press,1965

5.臧旭恒.中國消費函數(shù)分析[M].上海三聯(lián)書店，1994

6.宋錚.中國居民儲蓄行為研究[J].金融研究，1999（6）

7.冉凈斐.農(nóng)村社會保障制度與消費需求增長的關系研究[J].南方經(jīng)濟，2004（2）

8.陶紀坤.論農(nóng)村社會保障與擴大內(nèi)需的關系[J].當代經(jīng)濟管理，2007（3）

篇6

論文摘要：隨著2008年北京奧運會的日益臨近，體育及其相關的議題正在成為人們的焦點，研究我國體育消費水平現(xiàn)狀和200$奧運后體育消費水平的發(fā)展趨勢時促進我國體育人口的增加、體育消費水平的提高和體育產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展有重要的理論價值。 

隨著我國國民經(jīng)濟的發(fā)展體育消費今年逐步增長尤其在2008奧運會后，我國體育必將緊隨世界體育潮流，向“個性化.平民化.娛樂化.消費化、財富化“方向大步前進。體育消費水平是體育消費中的重要組成部分是衡量體育消費的一個核心的概念，了解體育消費必須分析體育消費水平。 

    一、體育消費的概念、類型 

    體育消費是指人們在體育活動方面的個人消費支出。它不僅是指人們買票去觀看體育比賽或體育表演更主要的是指人們?yōu)榱松硇慕】怠⑻找鼻椴?獲得美的享受積極、健康地歡度閑暇時間，豐富生活內(nèi)容和提高生活質(zhì)量促進德智體全面發(fā)展而從事的各種各樣與體育有關的個人消費行為。體育消費根據(jù)體育消費者通過支付貨幣而獲得的體育消費品的不同功能，可分為三類:觀賞型體育消費，實物型體育消費和參與型體育消費。 

    二、體育消費水平的概念及當前我國體育消費水平的現(xiàn)狀分析 

    1.體育消費水平的概念及衡量指標 

    體育消費水平是指一定時期內(nèi)按人口平均實際消費的各種體育物質(zhì)產(chǎn)品和服務產(chǎn)品的數(shù)量。它可以說明某一時期內(nèi)個人及家庭體育消費需求的滿足程度。衡量體育消費水平的指標主要包括三個方面:(1)是體育消費總額。既包括個人體育消費和社會公共體育消費，也包括體育物質(zhì)產(chǎn)品消費和體育服務產(chǎn)品消費。(2)是參與體育消費的總人口數(shù)。包括已就業(yè)的人口總數(shù)和非就業(yè)人口總數(shù)在內(nèi)的全體公民。(3)是體育消費結構。它是指各種體育消費品在體育總消費中的比例和相互關系。它可以從不同角度反映居民體育消費被滿足的程度。 

    2.依據(jù)三個指標分析我國體育消費水平的現(xiàn)狀 

    一般來說，居民消費性支出總量越大，體育消費的可能性就越大。據(jù)統(tǒng)計，從1994年一2008年，中國體育消費平均每年增長20%。國家計委宏觀經(jīng)濟研究院產(chǎn)業(yè)所的馬曉河研究員經(jīng)過測算認為，1998年全國體育消費總額為1400億元，其中城市居民消費1040億元。同時他還認為，實際數(shù)字還可能遠遠高于1400億元因為這個數(shù)字還沒有包括體育用品的消費額。盡管如此我國當前的體育消費總量還相當?shù)停挥畜w育消費大國—美國的2%左右，差距還十分明顯。 

    所謂體育人口是指一周參加三次體育活動每次半個小時活動的強度為中等強度的人群。通過抽樣調(diào)查2000年我國經(jīng)常參加體育鍛煉的人口比例為34%而國外一些發(fā)達國家的體育人口比例一般能達到50% -60%更多的還能達到70%由于受經(jīng)濟發(fā)展水平限制，我國的體育人口與這些發(fā)達國家相比還存在差距，尤其是占我國人口大部分比例的農(nóng)村地區(qū)體育人口的比例更是低。

 體育消費結構構也并沒有得到顯著改善，體育實物消費占整個家庭體育消費金額的81.12%體育勞務消費僅占18.18%。在各種家庭體育消費中，消費均值最大的是購買運動服裝鞋襪家庭平均花費2041.37元:排在第二位.第三位的分別是購買體育器材和去場館參加健身娛樂人們觀看體育比賽門票的消費最少，花費僅171.85元。這說明我國的體育消費還處于實用性階段，人們對自身體育鍛煉花費較大而對體育欣賞等較高層次的消費投入很少。 

    三、我國后奧運時代體育消費水平的發(fā)展和變化趨勢 

    承辦奧運會的過程是一個不斷提高國民體育意識.引導大眾體育消費的過程。承辦奧運會將使體育在相當長的一段時間內(nèi)成為社會關注的焦點和熱點因此體育消費在后奧運時代必將在全社會形成熱點，體育消費總額和體育消費人口數(shù)量一定會呈現(xiàn)出加快增長的態(tài)勢。 

    體育鍛煉不花錢的傳統(tǒng)觀念將被改變:余暇時間的延長人們將有更多的鍛煉機會營養(yǎng)水平日益提高，鍛煉目的、內(nèi)容將有所變化，以減肥、健美、保健為直接目的的鍛煉者將大大增加人們文化程度提高，科學鍛煉和娛樂的要求更為迫切;人口年齡結構的變化鍛煉要求迫切的中老年人將大大增加現(xiàn)代人格素質(zhì)和人才綜合素質(zhì)的要求更多的人將通過體育手段來實現(xiàn)。 

    而隨著社會經(jīng)濟的不斷發(fā)展人們生活水平的提高，體育產(chǎn)業(yè)在后奧運時代加速發(fā)展人們將需要大量豐富多彩的體育消費品，以滿足自己不同層次、不同類型的體育生活需要。人們不再滿足于一般的簡單的體育活動和自發(fā)的、盲目的體育鍛煉，而要求體育服裝.體育器材、體育場地能滿足各種人的需要。特別是體育輔導.體育咨詢和體育鍛煉方法，要能根據(jù)不同地區(qū)、不同年齡、不同性別以及不同愛好，給予科學的組織、培訓和指導。涉及大眾體育心理、體育測量、醫(yī)療與康復的科研體系和科研水平將逐步完善和提高。這就必然要擴大人們的體育消費領域，使某些體育消費品商品化。與此同時，某些自給性體育消費品由于內(nèi)容單調(diào)已不能更好地滿足人們更高層次的需要因此其消費比例必然會進一步縮小逐漸為商品性體育消費所代替。 

篇7

1.生產(chǎn)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(jīng)濟增長的拉動力，同時是計算支出法生產(chǎn)總值的三要素,其中最終消費一直在我國生產(chǎn)總值中所占比重最大，在經(jīng)濟增長中貢獻率最大。1978年甘肅省生產(chǎn)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(jīng)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(jīng)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(jù)《甘肅統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)計算居民消費支出一直占據(jù)最終消費支出大部分的比例，穩(wěn)定在70％以上。

3.甘肅省最終消費對經(jīng)濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經(jīng)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(jīng)濟增長的貢獻率并不穩(wěn)定，其原因是經(jīng)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(xiāng)居民消費結構變動分析

1．農(nóng)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(nóng)村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費，說明農(nóng)村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態(tài);從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫(yī)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(shù)據(jù)變動說明甘肅省農(nóng)村居民消費結構逐漸優(yōu)化，農(nóng)村居民生活水平逐步提高。

2.城鎮(zhèn)居民消費支出變動分析。恩格爾系數(shù)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(jù)消費支出的一半比例。說明城鎮(zhèn)居民的生活水平的提高，城鎮(zhèn)居民生活水平到達小康階段，醫(yī)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(zhèn)居民的生活質(zhì)量逐步提高，消費結構不斷優(yōu)化。

3.城鄉(xiāng)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(nóng)村居民消費結構變動度為9.00％，城鎮(zhèn)居民消費結構變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農(nóng)村居民消費結構變動度為2.22％，城鎮(zhèn)居民消費結構變動度為3.27％。

在1996年～2000年期間，城鄉(xiāng)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(xiāng)居民消費結構經(jīng)過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮(zhèn)居民消費結構變動影響最大；醫(yī)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(xiāng)居民消費函數(shù)分析

本文采用持久收入消費函數(shù)。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε

其中Ct為現(xiàn)期消費;Yp和Yz表示持久收入和暫時收入。系數(shù)α1和α2分別是持久收入和暫時收入的邊際消費傾向。根據(jù)《甘肅年鑒》統(tǒng)計資料，對模型進行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉(xiāng)居民消費函數(shù)(1）、（2）。

農(nóng)村居民消費函數(shù)Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）

（0.002）（8.237）（2.469）

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

城鎮(zhèn)居民消費函數(shù)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(nóng)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(zhèn)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(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)居民的收入和消費之間有直接的影響。經(jīng)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(jīng)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(jīng)濟發(fā)展的主要動力。

2.隨著經(jīng)濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結構出現(xiàn)重要變動傾向。在城鄉(xiāng)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(xiāng)居民的消費結構劇烈變動，居住消費支出對城鎮(zhèn)居民消費結構變動影響最大。另外，醫(yī)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(jīng)濟發(fā)展的貢獻率，我們建議：一是加快發(fā)展城鄉(xiāng)經(jīng)濟，保證固定資產(chǎn)的投資速度，使投資增長不要出現(xiàn)大起大落;二是進一步開發(fā)農(nóng)民能夠穩(wěn)定增加收入的就業(yè)渠道和途徑，如非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入、轉移性就業(yè)收入、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化收入等；三是對于城市居民來講，要把創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位和機會作為重點，用擴大就業(yè)保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉(xiāng)居民的消費結構進行一定的引導，努力改善城鄉(xiāng)居民住房、醫(yī)療、教育、保障等關鍵性問題。

參考文獻：

[1]彭勁松:重慶市經(jīng)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

篇8

論文關鍵詞：個人所得稅，費用扣除，指數(shù)化

 

個人所得稅是現(xiàn)代稅收制度中重要的稅種，除了具有籌集財政收入的功能之外，還有實現(xiàn)縱向公平的功能。我國的個人所得稅制度采用分類所得稅模式，雖然這種稅收模式具有利于稅源扣繳，征收管理簡便，減少稅收流失的優(yōu)點，但相同收入的人若收入類別不同，就會產(chǎn)生稅收負擔不同的現(xiàn)象。

費用扣除作為個人所得稅稅制設計中的重要內(nèi)容之一，可以充分考慮到不同納稅人的具體狀況指數(shù)化，設計扣除項目，在調(diào)節(jié)收入分配方面能夠起到較強的作用。各國根據(jù)本國的經(jīng)濟發(fā)展情況,設計扣除標準以符合居民基本生活需要。隨著我國社會經(jīng)濟的發(fā)展，貧富差距不斷加大，如何通過個人所得稅調(diào)節(jié)收入分配，促進我國社會公平再次成為人們關注的問題，稅前費用扣除再次成為討論的焦點。但并不是簡單的提高稅前費用扣除數(shù)額就可以達到促進社會公平的目的。如何調(diào)整才能更好的實現(xiàn)個人所得稅調(diào)節(jié)收入分配的作用,本文將簡單介紹美國和日本的個人所得稅費用扣除的方法，借鑒其在費用扣除方面的優(yōu)勢,結合我國現(xiàn)階段國情,討論我國個人所得稅的改革趨勢。

一、對我國現(xiàn)行個人所得稅費用扣除辦法的評價

從微觀上說，現(xiàn)行的工資、薪金所得費用扣除標準以個人為納稅主體，采用統(tǒng)一的費用扣除數(shù)額，對納稅人的實際經(jīng)濟負擔沒有充分考慮。但納稅人的個體差異是相當大的，主要體現(xiàn)為家庭狀況千差萬別：子女的教育費用、婚姻狀況的不同、贍養(yǎng)老人的多寡等，而個人所得稅法費用扣除制度沒有根據(jù)納稅人的這些具體情況，設置不同的費用扣除項目，使得相同工資收入的納稅人交納相同的稅款，造成稅收負擔的不同，有悖于稅收的“縱向公平”原則。

從宏觀層面上分析，筆者通過對2007年度我國居民消費支出、人口總數(shù)和就業(yè)人口數(shù)計算，進行比較分析論文怎么寫。

2007年全國城鎮(zhèn)家庭人均全年消費水平為9997.47元，則月人均消費水平為833.12元。2007年全國平均每一就業(yè)者負擔人數(shù)為1.7人，則平均每一就業(yè)者的月負擔就為1416.3元指數(shù)化，小于2000元的稅前扣除額，說明從全國平均的角度來看，2000元費用扣除標準應該是合適的。但從各地區(qū)來看，由于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的不平衡，統(tǒng)一的免征額是否合理呢？我們使用2007年全國30個省、市、自治區(qū)的基本經(jīng)濟數(shù)據(jù)，計算平均每一就業(yè)人口的月消費負擔支出：

表-1：各省、市、自治區(qū)平均每一就業(yè)人口月負擔消費情況

 

 

 

居民消費支出

（億元）

人口總數(shù)

（萬人）

就業(yè)人口數(shù)

（萬人）

平均每一就業(yè)人口負擔的人口數(shù)

人均全年消費支出

平均每一就業(yè)人口月消費負擔支出

北 京

3039.03

1633

1111.4

1.469317977

18610.1

2278.68

天 津

1309.24

1115

432.7

2.576843078

11742.06

2521.454

河 北

3951.08

6943

3567.2

1.946344472

5690.739

923.0115

山 西

1869.59

3393

1550.1

2.188891039

5510.139

1005.091

內(nèi)蒙古

1693.96

2405

1081.5

2.223763292

7043.493

1305.255

遼 寧

3423.38

4298

2071.3

2.075025346

7965.054

1377.307

吉 林

1819.80

2730

1096.2

2.490421456

6665.934

1383.415

黑龍江

2288.69

3824

1659.9

2.303753238

5985.068

1149.01

上 海

4455.52

1858

876.6

2.119552818

23980.19

4235.607

江 蘇

7328.19

7625

4193.2

1.8184203

9610.741

1456.364

浙 江

6309.51

5060

3615.4

1.399568512

12469.39

1454.313

安 徽

3226.91

6118

3597.6

1.700578163

5274.452

747.4682

福 建

3131.13

3581

1998.9

1.791485317

8743.731

1305.355

江 西

2047.13

4368

2195.6

1.989433412

4686.653

776.982

山 東

7540.85

9367

5262.2

1.78005397

8050.443

1194.185

河 南

4820.00

9360

5772.7

1.621424983

5149.573

695.8038

湖 北

3709.69

5699

2763.0

2.062613102

6509.37

1118.859

湖 南

3961.61

6355

3749.3

1.694983064

6233.847

880.5221

廣 東

11873.01

9449

5292.8

1.785255441

12565.36

1869.365

廣 西

2365.63

4768

2759.6

1.727786636

4961.472

714.3638

海 南

466.65

845

414.8

2.037126326

5522.485

937.5

重 慶

1840.40

2816

1789.5

1.573623917

6535.511

857.0364

四 川

4285.21

8127

4778.6

1.70070732

5272.807

747.2917

貴 州

1608.75

3762

2283.0

1.6478318

4276.316

587.2208

云 南

2048.36

4514

2600.8

1.735619809

4537.794

656.3237

西 藏

90.84

284

153.7

1.847755368

3198.592

492.5179

陜 西

1972.66

3748

1922.0

1.950052029

5263.234

855.2983

甘 肅

1116.31

2617

1374.4

1.904103609

4265.609

676.8469

青 海

273.64

552

276.3

1.997828447

4957.246

825.3107

寧 夏

353.04

610

309.5

1.97092084

5787.541

950.5654

新 疆

1013.48

2095

800.8

2.616133866

篇9

論文關鍵詞：新疆,工業(yè)反哺農(nóng)業(yè),實證分析

近年來新疆經(jīng)濟高速發(fā)展，但是在經(jīng)濟質(zhì)量上的發(fā)展卻十分緩慢，地區(qū)差距、城鄉(xiāng)差距和工農(nóng)差距依然很大。為了實現(xiàn)新疆經(jīng)濟全面協(xié)調(diào)的發(fā)展就要處理好工業(yè)和農(nóng)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

在本文研究中所涉及工業(yè)泛指非農(nóng)業(yè)部門和城市，而農(nóng)業(yè)則涵蓋了“三農(nóng)”的各個方面。因此，在此選取下述兩組反映新疆經(jīng)濟增長與工農(nóng)業(yè)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展狀況的指標，通過計量分析來對二者之間的相互關系進行研究。

一、經(jīng)濟增長與工農(nóng)業(yè)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展狀況指標的選取

1.經(jīng)濟增長指標

（1）區(qū)域生產(chǎn)總值：反映新疆經(jīng)濟增長總投入規(guī)模。

（2）財政收入：反映新疆經(jīng)濟增長的效應和質(zhì)量。

（3）國際貿(mào)易總額：反映新疆與周圍國家經(jīng)濟來往。

（4）固定資產(chǎn)投資：反映新疆經(jīng)濟增長的推動力。

2.工農(nóng)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展指標

（1）城鄉(xiāng)居民收入比:衡量城鄉(xiāng)收入差距，以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)民人均純收入的比例來表示。

（2）城鄉(xiāng)居民生活水平比:反映城鄉(xiāng)生活水平差距，用城鎮(zhèn)居民生活恩格爾系數(shù)與農(nóng)民生活恩格爾系數(shù)的比例來表示。

（3）城鄉(xiāng)居民消費水平比:反映城鄉(xiāng)消費水平差距，用城鎮(zhèn)居民人均總消費水平與農(nóng)民人均總消費水平的比例來表示。

二、數(shù)據(jù)的選取與處理

1.數(shù)據(jù)來源及預處理

本文所涉包括1989年至2007年近二十年的數(shù)據(jù)，取自歷年的中國統(tǒng)計年鑒和新疆統(tǒng)計年鑒。其計量在SPSS17.0和Eviews5上完成。

為了消除量綱對運算的影響，本文采用了極差平移的變換方法，對數(shù)據(jù)進行了標準化處理，消除了量綱的影響。

2.主成分分析

（1）經(jīng)濟增長水平值

通過統(tǒng)計軟件SPSS17.0主成分分析得出，經(jīng)濟增長水平的主成分1初始特征值為3.932且大于1，并且總方差的累計貢獻率達98.30%，因此，可以用其作為原變量所包含信息的代表。同時還得到了主成分1的用主成分載荷矩陣，用其中的數(shù)據(jù)除以主成分相對應的特征值開平方根便得到兩個主成分中每個指標所對應的系數(shù)。將得到的特征向量與標準化后的數(shù)據(jù)相乘,然后就可以得出主成分表達式--新疆經(jīng)濟增長水平值。

經(jīng)濟增長水平=0.5ZA1+0.5ZA2+0.49ZA3+0.5ZA4

(2)工農(nóng)業(yè)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展狀況值

通過統(tǒng)計軟件SPSS17.0主成分分析得出，工農(nóng)業(yè)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的主成分1初始特征值為2.261大于1，且總方差的累計貢獻率達75.37%，因此，可以用其作為原變量所包含信息的代表。同時可以用得到的主成分載荷矩陣中的數(shù)據(jù)除以主成分相對應的特征值開平方根便得到兩個主成分中每個指標所對應的系數(shù)。將得到的特征向量與標準化后的數(shù)據(jù)相乘,然后就可以得出主成分表達式--新疆工農(nóng)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展水平值。

工農(nóng)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展水平=0.5*ZB1-0.6*ZB2+0.62*ZB3

3、H—P濾波處理

本文運用向量自回歸模型(VAR)來分析新疆經(jīng)濟增長與工農(nóng)業(yè)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展之間關系，而VAR模型要求系統(tǒng)中的變量是平穩(wěn)序列。Hodrick—Prescott濾波(H一P濾波)是經(jīng)常使用的經(jīng)濟變量趨勢分解方法，利用H—P濾波可以將經(jīng)濟變量序列中的長期增長趨勢和短期波動成份分離出來，經(jīng)過H—P濾波處理得到的數(shù)據(jù)為平穩(wěn)序列。為此，本文借助于Eviews5.0統(tǒng)計軟件，對經(jīng)濟增長水平指標和工農(nóng)業(yè)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展狀況指標進行了H-P濾波處理。

三、經(jīng)濟增長與工農(nóng)關系狀況的相互關系分析

1.經(jīng)濟增長與工農(nóng)關系的初步判斷

1989至2003年，隨著代表經(jīng)濟增長的HP曲線(紅線)的上升，代表工農(nóng)業(yè)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展狀況(藍線)的HP曲線總體上也呈現(xiàn)出上升趨勢，但是到了2004年工農(nóng)業(yè)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展狀況(藍線)的HP曲線開始下降,這表明隨新疆的工農(nóng)業(yè)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展狀況并沒有因為經(jīng)濟的增長而改善，反而工農(nóng)經(jīng)濟發(fā)展差距越來越大，社會經(jīng)濟發(fā)展越來越不平衡。

圖11989一2007年新疆經(jīng)濟增長與工農(nóng)業(yè)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展水平值的H·P濾波值曲線

2.Johansen協(xié)整檢驗

如前所述，經(jīng)過HP濾波處理得到的經(jīng)濟增長HP和工農(nóng)業(yè)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展狀況HP數(shù)據(jù)為平穩(wěn)序列，適用于VAR模型。在作進一步的分析之前，本文先用Johansen協(xié)整檢驗法進行協(xié)整檢驗，以確定這兩個指標之間是否存在某種平穩(wěn)的線性組合，即是否存在指標間的長期穩(wěn)定關系(協(xié)整關系)。表1給出了Johansen協(xié)整檢驗結果。

表1H·P濾波值的Johansen協(xié)整檢驗

原假設的協(xié)整向量個數(shù)

特征值Eigenvalue

跡統(tǒng)計量

Trace Statistic

5%臨界值

1%臨界值

None

0.993257

99.35718

15.49471

19.93711

At most 1

0.570564

14.36979

篇10

關鍵詞：數(shù)據(jù)包絡分析 流通經(jīng)濟 消費 協(xié)調(diào)性

問題提出與文獻評述

流通是與消費緊密相連的重要環(huán)節(jié)之一，商品流通是生產(chǎn)通向消費的重要樞紐，流通業(yè)的發(fā)展規(guī)模、組織形式、管理體制、基礎設施等都會影響消費的實現(xiàn)。流通經(jīng)濟的結構配置和發(fā)展速度將從很大程度上影響消費水平的提高和消費結構的升級。因此，流通經(jīng)濟的發(fā)展與消費增長之間具有重要關系。

國內(nèi)對流通業(yè)發(fā)展與消費增長問題的研究集中在兩者之間的關系上，其中采用計量方法實證研究兩者關系的文獻為數(shù)眾多。冉凈斐（2008）采用向量自回歸分布滯后模型檢驗了我國流通業(yè)發(fā)展與居民消費、政府消費的關系，檢驗結果表明，流通經(jīng)濟的發(fā)展會促使消費的增長，流通業(yè)對居民消費增長的帶動作用高于對政府消費的帶動作用，流通業(yè)對農(nóng)村居民消費的帶動力高于對城鎮(zhèn)居民消費的帶動力。李駿陽、包偉、夏禹鋮（2011）通過全對數(shù)偏最小二乘回歸模型檢驗了農(nóng)村流通業(yè)發(fā)展與農(nóng)村居民消費水平之間的關系，實證結果表明，流通業(yè)發(fā)展對農(nóng)村消費市場的擴大具有顯著的帶動作用。丁凡凡（2012）通過格蘭杰因果檢驗發(fā)現(xiàn)，我國流通業(yè)與居民消費之間存在長期穩(wěn)定的關系，而且兩者是相互促進的。也有學者從定性角度分析了流通對消費的影響，如宋則、王雪峰（2010）通過分析商貿(mào)流通業(yè)在增進消費過程存在的問題，提出了商貿(mào)流通業(yè)促進消費的發(fā)展路徑。

流通經(jīng)濟與消費協(xié)調(diào)性的實證分析

（一）研究方法

本文采用數(shù)據(jù)包羅分析方法對流通經(jīng)濟與消費的協(xié)調(diào)性進行評價。數(shù)據(jù)包絡分析（簡稱DEA）是以相對效率評價為基礎的系統(tǒng)分析方法，它一般采用一定的數(shù)學規(guī)劃方法，并根據(jù)樣本觀測值，對決策單元（DMU）進行投入產(chǎn)出的有效評價。數(shù)據(jù)包絡分析是一種非參數(shù)分析方法，它尤其適用于對同一類型的具有高投入高產(chǎn)出的系統(tǒng)進行評價。

假定第j個決策單元的投入、產(chǎn)出向量分別為：

X=（x1j，x2j，x3j，…，xnj）T （1）

Y =（y1j，y2j，x3j，…，ynj）T （2）

根據(jù)DEA模型的形式，可將評價模型寫為：

max μTy0

s. t. vT * x0 = 1，θ

-vT X + μT Y≤0，λ （3）

V≥0，μ≥0

可將上述模型轉化為其對偶形式的線性規(guī)劃模型：

min θ

s. t. θ * x0 - X λ≥0，v

Y λ≥y0，μ （4）

λ≥0

現(xiàn)設S- = θ * x0 - Xλ，S+= Y λ-y0，可采用兩階段法對模型進行求解。首先，求解對偶形式模型，得到最優(yōu)解θ*，然后求解下面的線性規(guī)劃問題：

max w = eT S- + eT S+

s.t. θ* x0 -X λ-S- = 0 （5）

Y λ-S+ = y0

λ≥0，S+≥0，S-≥0

上述模型可用于計算決策單元DMU的純技術效率，如果θ* = 1，且S+ = 0，S-= 0，那么稱該決策單元 為DEA有效；如果不能滿足以上條件，則稱決策單元為非DEA有效。將模型應用于流通經(jīng)濟語消費增長的協(xié)調(diào)性評價時，當滿足DEA有效時，表明兩者的投入產(chǎn)出效應達到最大，兩者之間的協(xié)調(diào)程度在所有決策單元內(nèi)也相對較高。

（二）指標選取

流通經(jīng)濟與消費協(xié)調(diào)發(fā)展的評價指標可構建如下：

流通經(jīng)濟發(fā)展對消費的協(xié)調(diào)程度（記為μ1）。該指標反映了流通產(chǎn)業(yè)的規(guī)模、技術的實際有效程度對流通經(jīng)濟增長的支持和利用的實際有效程度與消費增長對流通經(jīng)濟發(fā)展所需要的規(guī)模、技術有效值的迫近程度。消費增長對流通經(jīng)濟的協(xié)調(diào)程度（記為μ2）。該指標反映了消費增長對流通經(jīng)濟增長支持的實際有效程度與流通經(jīng)濟發(fā)展對消費所需要的實際協(xié)調(diào)度的迫近程度。消費增長與流通經(jīng)濟發(fā)展相互促進發(fā)展的協(xié)調(diào)程度（記為μ0）。該指標用于反映流通經(jīng)濟發(fā)展與消費增長之間的綜合協(xié)調(diào)程度（Louise Crewe，Nicky Gregson，1998）。

本文設計了流通業(yè)發(fā)展的評價指標以及消費增長對流通業(yè)的評價指標體系，具體如表1所示。

根據(jù)表1的指標體系以及建立的DEA評價模型，流通經(jīng)濟與消費增長協(xié)調(diào)性的評價過程如下：

以流通經(jīng)濟的各項指標作為投入指標，以消費系統(tǒng)的各項指標作為產(chǎn)出指標，便可根據(jù)DEA模型得到流通經(jīng)濟發(fā)展對于消費增長的有效程度θ1，流通經(jīng)濟對消費的綜合協(xié)調(diào)程度θ1=μ1。以消費系統(tǒng)的各項指標作為投入指標，以流通經(jīng)濟的各項指標作為產(chǎn)出指標，便可根據(jù)DEA模型得到消費增長對于流通經(jīng)濟發(fā)展的有效程度θ2，消費增長對流通經(jīng)濟的綜合協(xié)調(diào)程度θ2=μ2。計算反映流通經(jīng)濟與消費增長協(xié)調(diào)發(fā)展的綜合協(xié)調(diào)度：

θ0=μ0，其中θ0 = min（θ1，θ2）/max（θ1，θ2） （6）

式（6）表示流通經(jīng)濟發(fā)展與消費增長之間的協(xié)調(diào)一致程度。協(xié)調(diào)度越高，則表明流通經(jīng)濟發(fā)展與消費增長之間的協(xié)調(diào)一致程度也越高；協(xié)調(diào)度越低，則表明流通經(jīng)濟發(fā)展與消費增長之間的協(xié)調(diào)一致程度也越低，不是流通經(jīng)濟的發(fā)展滯后于消費水平的提高，就是流通經(jīng)濟的發(fā)展超出了消費增長的支撐能力。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文選取1996-2011年我國的年度數(shù)據(jù)為研究樣本，數(shù)據(jù)來源為《中國統(tǒng)計年鑒2012》、《中國物流年鑒2012》，所有指標都通過原始數(shù)據(jù)計算得到。

（四）實證結果與分析

利用DEAP2.1對數(shù)據(jù)樣本進行檢驗，結果如表2所示。根據(jù)表2的實證結果，可得到以下結論：

從θ1的數(shù)值可以看出，從1996-2011年，大部分年份我國流通經(jīng)濟發(fā)展對消費增長的帶動力比較滯后，只有2006年和2011年這兩年我國流通經(jīng)濟發(fā)展對消費增長的實際有效協(xié)調(diào)度為1，即只有兩年達到相對有效，有效率只有12.50%。從這個結果可以看出，我國流通經(jīng)濟發(fā)展對消費增長的適應性較差。從20世紀90年代開始，我國的消費潛力被不斷挖掘，但是受我國經(jīng)濟發(fā)展模式的約束，我國當時的投資基本集中于技術設施建設上，而流通經(jīng)濟的發(fā)展主要依靠企業(yè)的自我積累，增長速度相對緩慢并未及時產(chǎn)生帶動效應，因此流通經(jīng)濟發(fā)展滯后于消費增長（宋則，2009）。

縱向比較各年度的θ1值可知，從1996-1997年間流通經(jīng)濟對消費增長的支持度有所提高，進入1998年直至1999年，支持度又呈現(xiàn)下降趨勢，其原因可能在于20世紀90年代末的金融危機對我國流通經(jīng)濟和消費帶來較嚴重的負面影響。但是自2000年起，θ1值呈明顯的上升趨勢，回顧21世紀初期我國經(jīng)濟發(fā)展的特征可知，政府也加大了對農(nóng)村基礎設施的建設投入，并出臺了促進農(nóng)村流通業(yè)發(fā)展的相關政策，鼓勵許多小型超市、專賣店等進入農(nóng)村消費市場，農(nóng)村流通網(wǎng)絡當時被不斷普及，網(wǎng)絡設施水平相比20世紀90年代有明顯提升，因此它對消費增長起到明顯的帶動作用，到2006年θ1值達到有效，即當年流通經(jīng)濟發(fā)展對消費增長的協(xié)調(diào)性較高。即便2008年再次爆發(fā)亞洲金融危機，流通經(jīng)濟發(fā)展對消費增長的協(xié)調(diào)性有所降低，但是2009年起協(xié)調(diào)度重新上升，流通經(jīng)濟與消費的適應性又不斷增強。

從θ2的數(shù)值可以看出，從1996-2011年，大部分年份我國消費增長對流通經(jīng)濟發(fā)展的適應性比較薄弱，只有2010年消費增長對流通經(jīng)濟發(fā)展的實際有效協(xié)調(diào)度為1，達到相對有效，有效率只有6.25%。出現(xiàn)這種情況的主要原因可能在于：城市流通業(yè)主要通過外延式的方式發(fā)展起來，如增設網(wǎng)點、擴大規(guī)模、增加投入等，其競爭優(yōu)勢主要依靠區(qū)位優(yōu)勢來發(fā)揮，且流通市場基本趨于飽和狀態(tài)，因此即便消費增長從一定程度上刺激了流通經(jīng)濟的增長，但在消費外延式增長的背景下，一旦其趨于飽和，那么流通經(jīng)濟整體上對消費增長的敏感程度就會下降，這也從側面反映了我國流通業(yè)發(fā)展走創(chuàng)新道路，而消費增長也要不斷促進流通企業(yè)改革內(nèi)部發(fā)展機制，提高科技投入水平，不斷凸顯消費對流通經(jīng)濟的支持作用。

縱向比較各年度的θ2值可知，1996年至2003年我國消費增長對流通經(jīng)濟發(fā)展的適應性不斷下降，其原因在于改革開放初期居民消費與流通業(yè)發(fā)展之間的矛盾不斷凸顯，致使居民消費不斷表現(xiàn)出對流通業(yè)發(fā)展的不適應性。但從2003年起，我國消費增長對流通經(jīng)濟發(fā)展的適應性顯著提升，到2008年達到相對有效，2008-2011年消費增長對流通經(jīng)濟發(fā)展的適應性基本保持良好水平。

從θ0值可以看出，我國流通經(jīng)濟和消費增長的整體協(xié)調(diào)性相對較好，但仍有一定的提升空間。橫向比較θ1、θ2、θ0可知，θ0與θ2的變化趨勢基本一致，這說明我國流通經(jīng)濟和消費增長的的協(xié)調(diào)主要取決于消費增長對流通經(jīng)濟發(fā)展是否具有較強的適應性。因此，政府要采取有效措施規(guī)范國內(nèi)消費市場，要把消費增長帶動流通經(jīng)濟發(fā)展作為“十二五”規(guī)劃的重點之一，切不可盲目地追求內(nèi)需的增加。

綜上所述，我國流通經(jīng)濟的發(fā)展與消費增長的協(xié)調(diào)性在大部分時期都相對較弱，流通經(jīng)濟發(fā)展與消費增長的整體協(xié)調(diào)程度還有很大的提升空間。流通業(yè)作為連接各個產(chǎn)業(yè)與最終消費的重要樞紐，主要依靠引導消費來實現(xiàn)自身的不斷增長，因此，要把消費增長帶動流通經(jīng)濟發(fā)展作為新時期發(fā)展的一個重點。另外，國內(nèi)流通企業(yè)要不斷依靠科學技術，提高自身的生產(chǎn)效率，實現(xiàn)流通經(jīng)濟向集約式發(fā)展，不斷適應多層次、多樣化和個性化的消費需求，不斷改善當前流通經(jīng)濟發(fā)展滯后于消費增長的局面，從而實現(xiàn)流通經(jīng)濟與消費之間的協(xié)調(diào)發(fā)展。

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