居民消費影響因素論文范文
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篇1
>> 中國城鎮居民儲蓄水平分析 中國城鎮居民消費影響因素的計量分析 中國城鎮居民嵌入式碳足跡影響因素分析 影響中國城鎮居民儲蓄因素的實證研究 中國城鎮居民收入分層及影響因素研究 中國城鎮居民家庭消費影響因素的實證研究 中國城鎮居民住房銷售面積的多因素分析 中國城鎮居民住房消費需求彈性分析 中國城鎮居民 收入差距走勢分析 中國城鎮化水平影響因素實證分析 淺析城鎮居民消費水平影響因素 浙江城鎮居民消費水平影響因素實證分析 影響我國城鎮居民消費水平的多因素分析 關于城鎮居民體育消費水平影響因素分析 我國城鎮居民消費水平影響因素的計量經濟分析 中國城鎮居民住房消費水平合理化程度評析 中國城鎮居民住房消費水平與問題研究 我國城鎮居民文化消費影響因素的實證分析 中國城鎮居民收入的決定因素 城鎮居民儲蓄影響因素實證分析 常見問題解答 當前所在位置：l.
② 李琮主編《西歐社會保障制度》，中國社會科學出版社，1989年版，第145頁。
③ 周弘《福利的解析――來自歐美的啟示》，上海遠東出版社，1998年版，第8頁。
④ T.H.Marshall， social policy， London， Hutchinson univ. library， 1965，p.7.
⑤ 韓楓《大眾媒體與鄉村文化福利構建》，遼寧大學碩士學位論文，2009年。
⑥ 呂效華《流動人口文化福利支持機制構建研究》，《理論探討》，2012年第1期。
⑦ Cultural Well-Being and Local Government Report 1： Definitions and contexts of cultural wellbeing。http：//mch.govt.nz/search/site/cultural%20wellbeing，2012.
⑧ 胡象明《廣義的社會福利理論及其對公共政策的意義》，《武漢大學學報》，2002年第4期。
⑨ 同⑥。
⑩ 李占樂《現代城市社會福利事業的興起――變遷與模式轉換――以武漢市為個案的制度考察》，華中師范大學博士學位論文，2005年。 B11 侯志陽、孫瓊茹《農村文化福利資本與文化福利治理》，《改革與發展》，2013年第3期。
B12 方福前、呂文慧《中國城鎮居民福利水平影響因素分析――基于阿馬蒂亞?森的能力方法和結構方程模型》，《管理世界》，2009年第4期。
B13 Jarrod M. Haar，Dave M. Brougham ：An Indigenous Model of Career Satisfaction： Exploring the Role of Workplace Cultural Wellbeing ，Soc Indic Res，2013.110：873890 .
B14 也包括在城鎮、城鄉之間的流動人口以及短時居住在城鎮的居民。
B15 歐文?休斯認為對于公益性部門的績效評估除了應該有關于目標的全面進展情況，或者關于財政目標的成就指標之外，還應該有關于顧客或委托人滿意程度的指標。[澳]歐文?E.休斯《公共管理導論》，中國人民大學出版社，2001年版。
Factors Influencing the Townsfolk's Cultural Benefit Level in China：
Based upon the Perspective of Public Cultural Facilities Opening for Free
CHEN Bo
（Research Center of National Cultural Innovation，Wuhan University，Wuhan，Hubei 430072）
篇2
關鍵詞：房地產價格；因素分析；回歸檢驗；ADF檢驗
中圖分類號：F293 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2014）09-00-03
一、引言
近年來房地產業的發展一直是我國社會研究的熱點問題，房地產價格的波動更是引起社會的熱議，房地產泡沫日趨嚴重，進而影響房地產業的健康發展。對房地產的價格產生影響的因素有很多，也涉及到很多方面。不同的學者對影響房地產的價格因素進行了不同的分析。
本文在他們的研究基礎上，以理論分析和實證分析為主，在眾多影響房地產價格的因素中，選擇了三個比較重要的因素進行分析，這三個因素分別是房屋竣工面積、通貨膨脹率（本文選用反映通貨膨脹程度的居民消費價格指數作為研究對象）和職工平均工資水平。以這三個因素為樣本，選取北京市的住房價格作為被解釋變量，分別選取1993-2012年間四個變量的數據，建立了多元線性回歸模型。首先利用eviews軟件回歸結果分析，然后對這幾個變量的年度序列的平穩性進行檢驗判定，緊接著再實施協整檢驗，最后結論得出結論。
二、關于影響房地產的價格因素的文獻綜述
國內有關分析房地產價格影響因素的文獻很多，李朋和馮玉梅選用了7個方面的因素對房地產的價格分析檢驗，這7個方面的因素有：社會經濟以及政治的因素、各地區的因素、物品的特點因素、基層設施因素、共有的設施因素、外界環境的因素、開發商的主觀因素，并采用粗糙集這一工具對影響房地產的價格因素進行檢驗，最終得出了6個主要的影響房地產價格的因素，即：地理方位因素、交通狀況因素、各種服務方面的因素、對多樣的建筑需求和攻擊的因素、房屋潛在的升值能力因素、不同開發商因素。虎吉祥以理論分析為主，采用國家統計局數據，得出了房價上漲的三個特點以及治理現階段房價的四種方法。閆金秋認為銀行信貸、GDP增長速度、通貨膨脹率、城市化水平等因素對房地產價格有影響，并利用實證分析得出了這些因素與房地產價格的正相關關系。
吳敏認為需求因素：房地產投資額、人口城市化、人口可支配收入；社會房屋供給：房屋竣工面積；共有的因素：銀行的貸款利率水平、房屋材料的價格因素、房地產的生產總值上升水平、土地價格方面，這8個因素對房地產的價格有一定的影響，并進行了多元模型的回歸分析，最后得出房地產投資額、銀行的貸款利率水平和房屋材料的價格這三個因素為主要影響房地產價格的因素。郭策和肖逸這兩位學者首先將現代西方的供給和需求方面的理論作為研究對象，研究了對房地產價格產生影響的因素有：供給方面包括房屋供給的面積、建筑的成本考慮、房地產商戶的多少；有關需求方面的因素包含了人口的數量和人均收入；對供給和需求方面同時產生影響有國家對貨幣的供應、國家的利率、房屋的環境因素、房屋政策方面的因素。
三、理論分析以及線性回歸模型的建立
吳敏在《基于多元回歸的房地產價格影響因素分析》中，將房屋竣工面積設為影響因素對房地產的價格變化進行研究，得到了房屋竣工面積與房屋的平均價格之間存在線性相關關系。閆金秋在《基于多變量協整的房地產價格影響因素分析》中，利用了通貨膨脹率這個因素作為影響價格的研究對象，并通過檢驗論證得出了通貨膨脹率與房屋價格的之間的正相關關系。虎吉祥在《房價上漲影響因素的經濟學研究》中提出了職工平均工資水平這一影響因素，并分析出職工平均工資水平的增加會使得房地產價格的上漲。因此，本文選取了這三位學者提出的以上這三個因素作為研究對象，對房地產價格進行實證分析。
（一）影響房地產的價格因素的分析
1.房屋竣工面積
正如我們看到的全國各地區省市，大批的空地、農田正在被施工中建筑占用，而且大批已建好的住房還未銷售出去，房屋竣工面積大幅增長，從表一我們可以看到它的增長趨勢。隨著房屋的竣工面積越來越多，住房價格也日益上漲。所以只要我們了解了房屋竣工面積與房地產價格之間的關系，我們就可以通過有效的途徑，在調整好房屋竣工面積的同時，使之對房地產價格發揮良好的作用。
2.居民消費價格指數
在研究房地產價格方面，居民消費價格指數與通貨膨脹的程度之間具有類似的作用，所以我們選取居民消費價格指數來近似替代通貨膨脹率，對房地產價格的影響因素進行研究。但是居民消費價格指數與房地產價格之間的關系還沒有明確答案，而且我們不會那么輕易的就想到這個因素在影響房地產價格方面的作用，在探討影響房地產的價格因素時，我們一般都不會考慮它。為了探討它們二者之間的聯系，后文對之進行了研究。
3.職工平均工資水平
職工平均工資水平往往反映了一個地區的經濟發展水平，它的高低基本上也決定了人們購買住房能力的高低，進而就會影響到房地產價格的高低。正如我們從圖表一所看到的那樣，職工平均工資是在逐年增加的，而我們的房地產價格也是在增加的，它們之間是否有一些聯系，又是如何相互作用的，我們后文會利用實證詳細進行探討。
（二）指標選取與處理
基于以上分析，本文以北京市為研究對象，以房屋竣工面積S、居民消費價格指數CPI、職工平均工資水平W這三個變量作為解釋變量，以住房價格P作為被解釋變量。本文選取了1993-2012年間北京市這四個變量的數據為分析依據
（三）平穩性檢驗
各變量對數值的ADF檢驗結果均不否定具有單位根的原假設。各變量的一階差分之后的ADF檢驗結果，變量LP和LCPI的一階差分均在5%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設，而變量LS和LW的一階差分均在10%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設。因此可以得出結論，四個變量均為I（1）過程。進而可以判斷變量間的是否存在協整關系。
（四）協整檢驗
協整是關于非平穩的變量之間長期的均衡關系的表述。非平穩的變量間存在的長期均衡的關系被稱為是具有協整的關系。假設有N個時間序列之間具有協整的關系，那么非均衡誤差一定就是平穩的。假設有N個時間序列之間并沒有協整的關系的話，那么非均衡的誤差就是非平穩的。驗證這些變量之間存在的協整關系，本文選擇Johnsen（1991，1995a）提供的檢驗方法。
變量LP、LS、LW、LCPI組合進行Johnsen協整檢驗的結果。根據ADF檢驗中顯示的個變量的特點，將表2所表示的協整方程的形式設為左端向量有確定趨勢，協整方程只有截距的形式。比較表中的跡統計量和最大特征值統計量及相應的P值，可以發現在5%的顯著性水平下，跡檢驗和最大特征值檢驗均無法拒絕至少有1個協整向量的原假設。因此，基于以上檢驗結果，可以得出結論變量變量LP、LS、LW、LCPI之間存在協整關系。
四、分析論證
（一）回歸分析
根據以上所述我們建立如下的的線性回歸模型為：
其中：P表示住房價格（元/平方米）；S表示房屋竣工面積（萬平方米）；CPI表示居民消費價格指數（1992年=100）；W表示職工平均工資（元）。為消除可能存在的異方差將各變量取對數，則模型變為雙對數模型：
利用eviews軟件對圖1中的數據進行分析處理，得到回歸分析的結果如表二和表三所示，從表中的系數值我們可以得出：房屋竣工面積（s）、居民消費價格指數（I）、職工平均工資（W）與房地產價格（P）之間具有明顯的正相關的關系。 =0.80，可以知道該模型的擬合效果比較好。再由表可知F檢驗為0.000002，所以變量之間是明顯線性相關的。由DW=0.456，參照T=20，k=3時的DW檢驗5%的臨界值dL=1.00，dU=1.68，則DW值小于dL，所以住房價格P與房屋竣工面積S、職工平均工資W、居民消費價格指數CPI，這些變量都是以5%的水平相關。即：房屋竣工面積、職工平均工資、居民消費價格指數與住房價格之間存在顯著的正相關性。
（二）誤差修正模型的建立
從上面的誤差修正模型的結果可以看出，差分項是對于短期的波動影響的真實反映，ECMt-1代表著長期均衡關系。房地產價格的短期變動可以分為兩部分：一部分是短期的房屋竣工面積、居民消費價格指數和職工平均工資波動的影響，另一部分是房地產價格與房屋竣工面積、居民消費價格指數和職工平均工資偏離長期均衡的影響。對于誤差修正項ECMt-1系數，它表示當短期的波動遠離長期均衡時的狀態時，就可以憑借這個系數對此進行調節，再由上面得出的系數的估計值（-0.359）來分析，當短期波動遠離長期的均衡狀態時，就可以憑借（-0.359）這個數值進行調整，使得不均衡狀態返回到均衡時的狀態。
五、結論
我們根據上面的所有分析論證結果，可以得到以下的結論。
（一）房屋竣工面積、居民消費價格指數和職工平均工資對房地產價格是有一定影響的，其中房屋竣工面積和居民消費價格指數對房地產價格有負向作用，職工平均工資對房地產價格有負向作用。而且居民消費價格指數和職工平均工資水平對房地產價格的影響最為顯著，房屋竣工面積變量不顯著，說明其對房地產價格的影響較小一些。
（二）雖然本文對這三個因素與房地產價格的關系的分析可能會有一些誤差，以及變量樣本多少的選取可能也會對模型的分析造成誤差，但是從總體上來說本文采用了很多工具對模型進行檢驗分析，以及最后建立的誤差修正模型，對日后的實踐具有重要意義。由這些工具所得到的結果是有一定的可參考性，也就是在以后的房地產價格問題上，人們可以利用本文得到的結論，對房地產價格進行分析、預測，而且本文所得到的結論也符合社會實際現狀。
（三）從現實理論的角度來分析的話，隨著近年來國家經濟發展的步伐加快，社會的快速發展，導致了城市化水平加快，進而使一些房地產商加快房屋建設，使得房屋竣工面積逐年升高，進而使得房地產價格上漲；由于人們的生活逐步奔上小康水平，對生活的追求也越來越高，進而使得居民消費價格指數的升高，；職工平均工資水映的是人們的收入水平，平均工資的增加也就是人們收入的增加，進而對房地產價格的影響就是房價上升。
參考文獻：
[1]李朋，馮玉梅.對房地產價格影響因素的分析.河北工程大學學報，2007（2）.
[2]虎吉祥.房價上漲影響因素的經濟學研究.西北大學碩士學位論文，2006.
[3]閆金秋.基于多變量協整的房地產價格影響因素分析.企業經濟，2012（11）.
[4]吳敏.基于多元回歸的房地產價格影響因素分析.企業導報，2012（07）.
篇3
關鍵詞:國民消費,消費結構,消費需求
一、研究國民消費的意義
按照經濟學的分析,社會需求包括消費需求,投資需求和凈出口。消費需求作為其中很重要的一部分,對總需求具有很重要的影響,進而對總需求政策的制定也有明顯的影響,它影響著宏觀經濟的均衡發展。
現階段,我國有條件也有必要依靠擴大國內需求尤其是居民消費需求促進經濟發展。首先,我國處于居民消費結構優化升級的發展階段,較高的國民儲蓄率和巨大的國內市場潛力為拉動需求增長提供了物質條件。其次,我國居民生存型消費需求已基本得到滿足并正向發展型消費需求升級過渡,但產業產品結構、收入分配結構、區域協調發展程度及消費政策和觀念等嚴重滯后于消費結構升級變化的需求,既導致了消費需求的縮減,也給社會生產造成了不良影響,因此,我們必須擴大內需,推動經濟增長。
關于如何擴大國內需求方面,中央經濟會議曾指出增加居民消費是重點。從理論角度講,消費需求的具體內容主要體現在消費結構上,要增加居民消費,就要從研究居民消費結構入手,只有了解居民消費結構變化的趨勢和規律,掌握消費需求的熱點和發展方向,才能為消費者提供良好的政策環境,引導消費者合理擴大消費,才能促進產業結構調整與消費結構優化升級相協調,才能推動國民經濟平穩、健康發展。
二、影響消費水平的因素分析
(一) 模型建立與求解
居民消費水平受諸多因素的影響,例如收入水平,消費價格指數以及恩格爾系數。下表給出了從1991年到2010 年消費水平的相關數據。基于表1和表2的數據,分別建立城鎮、農村居民消費水平關于其三個影響因素的多元線性回歸模型,進行逐步回歸分析。
(二)模型檢驗
1、經濟意義檢驗 根據回歸結果:城鎮:y?4672.999?0.736x1?5.937x2?52.900x3 農村:y?470.486?0.721x1?1.793x2?8.827x3,得知,其中x1前面的系數0.736與0.721分別表示在城鎮(農村)居民消費價格指數和城鎮(農村)居民恩格爾系數不變的條件下,城鎮居民人均可支配收入(農村居民人均純收入)每增加1元,城鎮(農村)居民消費水平絕對數平均增加0.736元(0.721元),與理論中描述的居民收入水平增加對居民消費水平變化有明顯的影響,居民收入水平是影響消費水平增長的重要原因這個結論是一致的。
2.統計推斷檢驗
(1)擬合優度檢驗:
由上面分析數據知兩個模型的決定系數R分別為0.994、0.998,調整文秘站:的決定系數為0.992、0.998,可見解釋變量與被解釋變量間的關系極為密切,說明模型對樣本的擬合效果非常好,解釋變量能對被解釋變量99.4% 99.8%的離差做出解釋。
(2)方程顯著性檢驗—F檢驗
給定顯著性水平?=0.05,由表中可以看出F=823.034(3195.1),查F分布表中自由度分別為k=3,n?k?1?4的臨界值2F?3,4??6.59 ,由于0.05
F>F0.05?3,4?,所以認為在5%的顯著性水平下,Y對x1, x2, x3有顯著的線性關系,回歸方程式是顯著的,即城鎮居民家庭人均可支配收入(農村居民家庭人均純收入)、城鎮居民消費價格指數(農村居民消費價格指數)、城鎮居民恩格爾系數(農村居民恩格爾系數)聯合起來對被解釋變量有顯著影響。
(3)變量顯著性檢驗—t檢驗給定的顯著性水平?=0.05,查t分布表得出自由度為4的臨界值t?4?=2.776,由于回歸分析表中: 0.025
城鎮: t1?25.622,t2??0.371,t3??1.956
農村: t1?37.832,t2?0.812,t3??1.838 由檢驗可知,城鎮t1?2.776是顯著的,而t2?2.776,t3?2.776都是不顯著國民經濟統計分析論文的,農村t1?2.776,t2?2.776,t3?2.776也是不顯著的,即可以認為居民消費價格指數與居民恩格爾系數對居民消費水平沒有顯著的影響,在建立模型時,可以不作為解釋變量引進模型。而居民的收入水平對居民的消費水平的影響是顯著的。
篇4
【關鍵詞】區域CPI；CPI影響因素；面板數據
1 緒論
眾所周知，我國各地區在自然資源察賦、經濟發展水平、居民收人和消費水平、產業結構和消費結構、市場發育程度等方面存在著明顯差異，而這些方面又是影響市場價格變化的重要因素，因此如何準確研究區域CPI波動差異及其影響因素，必須考慮到各地區的實際情況，從而更好地發揮價格配置地區間經濟資源的作用。基于以上情況，本論文就針對西部12個省份來進行CPI的影響因素分析，縮小了范圍，更具體、更具有針對性和全面性。
2 不同省份的面板數據實證分析
2.1 指標的選取
影響CPI的因素眾多，其影響特點、影響機制也不盡相同。在洋蔥模型中，將CPI的眾多影響因素按照對CPI影響程度的大小進行分層處理，如內層有利率、匯率、GDP等，中層有進出口總值、股票指數、PPI等，外層有可支配收入、人口數量、貧富差距等。本文根據實際情況選取了三個指標，分別為區域GDP、進出口總額和城鎮居民可支配收入。
2.2 確定面板數據模型類型
一般情況下，根據面板數據待估參數的不同特性，我們將其分為隨機效應模型還是很固定效應模型，判斷該模型屬于那一種用Hausman檢驗。通過計量專業軟件Eviews進行Hausman檢驗，我們可以得到模型的P值為1，所以可以認為該模型為固定效應模型。
除此之外，對面板模型進行估計時，我們還要判斷被解釋變量y的參數αi和βi是否對所有的截面都是一樣的，據此分為不變系數模型、變截距模型和變系數模型。在此過程中，我們主要檢驗如下兩個假設：
假設：H1：β1=β2=……=β1 H2：α1=α2=……=α12 β1=β2=……=β12
如果接受假設H2則可以認為樣本數據符合情形3，即模型為不變參數模型，無需進行進一步的檢驗。如果拒絕假設H2，則需檢驗假設H1。如果接受H1，則認為樣本數據符合情形2，即模型為變截距模型，反之拒絕H1，則認為樣本數據符合情形1，即模型為變參數模型。利用軟件可直接求得S1=357.3044，S2=509.5926，S3=520.2143，我們可以計算得F2=0.00014392F1=0.00017938。因為F2
CPI1=m+GDP1β11+IE1β21+INCOME1β31+u1+α1*
i=1，2，…，12 t=1，2，…，10
m反映模型中的個體影響的跨成員方程變化的截距項被分解成在各個體成員方程中都有相等的總體均值截距項（m）和跨成員方程變化的表示個體對總體均值偏離的個體截距項（α1*）。個體截距項α1*表示的是個體成員i對總體平均狀態的偏離，可以反映省之間的結構差異。
最后利用固定影響變截距模型的GLS法對模型進行估計，估計結果為：
從估計結果我們可以看出，對于本文中的西部地區12個省來說，其自發消費沒有大幅度的變化，且偏離平均自發消費的幅度均偏小，最大的是青海，最小的是重慶。
面板數據雖然減輕了數據的非平穩性，但是還有可能存在單位根，造成偽回歸，如本案例中居民可支配收入可能與GDP相關，所以，進行偽回歸的檢驗，檢驗結果為P值均為0，所以我們可以認定該模型為平穩序列，即這幾個變量之間存在長期穩定關系。
3 政策建議
3.1 促進實際GDP增長
從固定影響變截距模型的估計，我們可以看出，GDP對CPI呈現出很小的負相關關系，而論文采用當年價格計算的GDP的方法。因此，政府可以考慮制定相關的經濟政策保障實際GDP的增長，而抑制名義GDP的過快增長，不僅可以保障經濟持續有效的增長，而且對物價水平影響不大。
3.2 西部地區加強生產資料價格的管控
目前，西部地區物價與生產資料得價格密切相關，主要原因在于粗放式增長模式在“投資推動”的模式下容易造成物價的大幅波動。此模式下會對石油、煤炭和電力造成價格大幅波動，經過層層傳輸，最終導致物價全面上漲，使可支配收入得絕對值減少，進一步造成CPI的波動。
3.3 調整收人分配格局，增強城鄉居民收人預期和價格上漲承受能力
居民收人和消費水平是影響居民消費價格變化最直接的因素。有關部門應調整收人分配格局，提高勞動報酬在初次分配中的比重，同時提高最低工資標準，著力提高低收人群體的收人水平。繼續完善關系廣大人民群眾切身利益的現實問題，降低城鄉居民支出的不確定性，防止因價格上漲而導致的生活水平明顯下降。
參考文獻：
篇5
關鍵詞：居民 消費需求 經濟增長 對策
中圖分類號：F014.5
文獻標識碼：A
文章編號：1004-4914（2014）01-049-03
居民消費需求在拉動一國或地區經濟發展中的作用非常顯著。居民消費需求對經濟增長的拉動作用既有直接的，也有間接的影響，這為人們所共知。如果不考慮對外經濟聯系的影響因素的話，那么，消費的實際增長，就直接表現為一國或地區GDP的增長。因為，居民的消費需求對一國或地區經濟增長的影響主要表現為消費的增長就是經濟增長的重要組成部分，因而成為經濟增長的最基本要素。因此，消費的形成過程也就是GDP的形成過程。消費對經濟增長的間接影響，指的是消費的變動直接影響其他經濟變量，還會通過消費的變動間接地影響國民經濟活動的總量。
既然居民消費需求的變化對微觀經濟主體和宏觀經濟運行會產生直接和間接的影響，因而，居民消費需求對經濟增長影響的定性分析要從“宏觀”和“微觀”兩個角度來分析。本文著眼于居民的消費需求，重點探討居民消費需求和經濟增長二者之間的聯系。
一、宏觀視角下消費需求對經濟增長的影響分析
市場經濟是需求導向型經濟。市場經濟體制下，居民的消費需求是通過購買消費品而表現出來的特定需求能力，這實質上是市場對消費品的現實需要。這種需求的層次愈高，對經濟增長的貢獻率就愈大，決定著一國或地區的經濟增長方式的發展和轉變。正是在消費需求的影響下，經濟增長方式才得以不斷地向前發展。
1.消費需求的水平、規模和速度決定一國或地區的經濟增長的水平、規模和速度。作為凱恩斯宏觀經濟理論重點的消費需求理論，建立在有效需求決定國民收入的基礎上，國民收入是反映的是一國或地區國民經濟發展水平的綜合指標，人均國民收入直接反映一國或地區人民生活水平的綜合指標。國民收入反映不同的社會經濟關系，更能反映居民的消費水平。從各國經濟發展狀況來看，經濟增長離不開消費需求，消費需求對經濟增長的重要推動作用無可替代。由居民收入決定的消費需求和國家或地區經濟增長兩者之間存在必然聯系。根據收入決定理論——凱恩斯模型，需求的增加并不能導致供給的增加，但社會總產出水平和經濟增長的幅度取決于社會總需求的強度。因此可以得出，消費需求的水平、規模和速度決定著一國或地區經濟增長的水平、規模和速度。
2.居民消費需求結構決定一國或地區的經濟增長結構。恩格爾定理告訴我們，隨著居民收入水平的不斷提高，其消費的支出結構由原來的購買吃、穿等必須的生活必需品為主轉向購買高檔的、耐用消費品。而個人消費的結構變化直接影響生產消費資料的產業結構——不僅影響生產消費資料產業的構成，而且還影響一國或地區的產業結構。在賣方市場中，生產商主導，是產業結構決定消費結構。而在買方市場中，是消費者主導，產業結構決定不了消費結構。通過消費，產品的價值才能得以實現，生產過程才能得以實現。商品的使用價值實現不了，即不為社會所需，那么生產就沒有必要，經濟增長也只能是紙上談兵。所以，從消費為生產提供動力的角度看，消費決定生產，消費結構決定產業結構。可以說消費產生著需要，而消費結構產生需求結構。消費者選擇消費品，形成個人消費結構，消費結構通過不同的需求結構制約產業結構，且決定著產業結構的發展變化。不僅不斷地促進消費市場發展，還可促進經濟的有效增長。因此說，消費需求結構決定經濟增長結構，合理的消費需求結構不僅為一國或地區經濟增長創造條件，也為經濟增長奠定基礎。
3.消費需求影響投資和生產規模。西方經濟學中加速原理（加速作用）表明，收入或消費的變動會引起投資的劇烈變動。一方面，為了滿足消費需求的增長，社會會調動各種因素予以滿足，出于利益的驅動，各企業也會動用各種資源增加生產，擴大規模，這必然要增加投資，而投資的增加又要求擴大生產資料的生產，這必然又要增加投資，說明消費需求的增加會導致投資需求的增加。另一方面，消費需求產生新的生產需要，成為生產商的動力，而生產又為消費提供消費的對象。因此，生產創造消費，決定著消費的性質、方式，即生產創造出按特定方式進行消費的消費者。消費需求產生了一系列的連帶生產的需求和投資的需求，從而對經濟增長產生影響。可見，消費需求的增加導致生產規模擴大，消費需求帶動了經濟增長。
二、微觀視角下居民消費需求對經濟增長的影響分析
在微觀層面上，消費需求對經濟增長的影響主要體現在“資源調配”的作用上，進而對經濟的增長起著影響作用。因為，消費需求的變化必然會引起消費者和生產者的各自行為的變化，不僅會改變消費者的購買意愿、方式，還會改變生產者的投資決策、企業生產策略。
1.消費需求的變化改變生產者的投資的規模和方向。在經濟運行過程中，產品的最終實現有賴于消費的最終完成。可以說，居民的消費需求是促使企業進行經濟增長方式選擇、投資方向決策、生產方式變革的決定性力量。與此同時，消費需求也對社會生產提出要求，為生產提供直接目的和動力。企業存在的最重要的要素就是要創造利潤，而企業追逐利潤的結果，最終都會使其處于消費需求的約束下進行生產的擴張。而消費需求對企業的約束，必將使企業都要改變固有、傳統的管理模式，逐步在投資的規模、方向等方面走上強化科學管理、注重產品質量與科技含量的“集約型”增長軌道，進而助推經濟的總體增長。
2.消費需求的變化改變消費選擇，影響經濟增長。影響消費需求的因素多種多樣，但最重要的是“消費能力”和“消費意愿”。消費能力指受收入和購買的商品相對價格的影響的消費者的貨幣支付能力，其在消費者的消費決策中具有舉足輕重的地位。消費意愿指在物價、利率及收入水平等情況下，居民傾向于消費的程度，是一定時期社會經濟發展情況的真實反映。它與消費支出、收入預期呈正相關，即在同等收入條件下，消費意愿越強，消費支出越多。消費者意愿的變化是動機、預期、傾向等心理因素共同作用的結果。消費意愿和消費能力的變化直接影響消費者的消費行為。譬如，當消費者受到某種刺激時，其內在的需求就被激活而衍化成一種消費動力，從而推動消費者去尋找自己所需要的東西，進而作出購買決策，產生購買行為。消費者的購買行為是企業生命，涉及到企業生產的產品能否被社會認可的大問題。消費意愿在消費者的消費決策中的作用不可小視。
三、擴大居民消費需求的對策建議
消費需求、投資需求及出口需求，是拉動經濟增長的三大動力。這其中，消費需求是經濟增長的根本性和最重要的動力。因為，消費需求既是內生需求，又是最終性需求，而投資需求是引導性需求，出口需求是外生需求。消費需求不僅有很高的可調控性，而且其所占比重越大，抗擊風險的能力就越強。我國人口眾多，居民消費有很大的市場。因此，擴大居民消費需求，對應對外部風險，促進經濟增長，現實意義重大。
增加居民消費，最本質的就是要更多地增加居民的可支配收入，切實提高居民收入水平，進而提高居民的現實購買力。
1.大幅度提高居民收入。提高居民收入是拉動居民消費的最直接手段。增加居民收入，尤其是增加低收入居民收入，是擴大消費需求的前提，更是促進消費的根本措施。需要重點提及的是，首先要重點增加和提高農民的現實收入，努力促進農民收入的穩定增長；其次要努力增加城鎮中低收入者的收入，進一步擴大就業。只有實現城鎮居民的大幅度就業，居民收入才有穩定來源，才能使消費主體增加有支付能力的需求。而要實現居民收入的不斷增長，國家和地區經濟的持續快速增長是重中之重。在經濟增長過程中，這需要國家推行差異性經濟政策，改變當前收入分配不均衡格局。收入是影響居民消費的最直接、最重要的因素，城鄉居民消費的多少直接取決于收入水平，因此，當前擴大居民的消費首先就要切實增加城鄉居民的實際收入。
2.切實轉變居民對消費理念的認識。受傳統觀念的影響，我國人們更多地存在著“先積累、后消費”的傳統消費觀念。多年以來，城鄉的居民消費傾向偏低，而儲蓄傾向則很高，計劃經濟體制下的消費理念和消費行為以及消費政策的反映仍然根深蒂固。為此，政府應徹底擺脫計劃經濟體制觀念的影響，真正確立與市場經濟相適應的消費理念。轉變消費政策，積極鼓勵和大力提倡居民消費。在調節市場和經濟運行上，應著力實行消費啟動。提高存款稅率，弱化居民儲蓄偏好。應充分認識到，居民消費需求不足，會嚴重制約地方經濟社會的發展。要采取有效措施，加強對居民消費的宣傳教育，轉變居民消費觀念；要適應信息技術發展的新形勢，大力倡導信用消費，加快信息服務業發展，擴大信息產品及網絡服務的供給，促進信息服務的市場化。要從稅收體系、信用體系、社會保障體系建設等方面入手，提供更加完備的消費環境，間接刺激居民的消費。
3.培育居民新的消費熱點，擴大居民消費。消費熱點會帶動居民的消費需求，這已為實踐所證明，因此培養居民新的消費熱點就顯得尤為重要。2008年的金融危機后，我國把“擴大內需”作為“保經濟增長”的根本途徑。政府要進一步完善居民消費政策，對目前已經形成的消費熱點，要積極促進和正確引導。
當前，居民消費熱點主要表現在以下幾方面：
一是文化消費。文化消費是一種典型的非物質追求活動，是指用文化產品或服務滿足居民精神需求的消費，包括教育、文化娛樂、體育健身、旅游觀光等。文化消費取決于生產力的發展、居民收入水平的提高。隨著當今科學技術水平的提高，文化消費已提高居民消費層次和質量、促進人的全面發展的關鍵要素。為此，要正確引導樹立科學的文化消費觀念，即要引導居民樹立先進的文化觀；引導居民樹立有意義的文化價值觀；引導居民樹立科學合理的文化消費觀。要強化對文化消費的調控，增加享受文化消費，擴大發展文化消費。政府財政應資助傳統文化、先進文化消費、對外文化宣傳，向基層、低收人和特殊群體提供免費文化服務。要加強文化消費的法律法規建設，使消費者文化消費權益得到有效保護。要強化文化消費的管理，要從體制、制度、職能、程序、方法、手段上進行合理管理，實行行政監督、司法監督、社會監督、輿論監督相結合，實行行政手段、法律手段、經濟手段的有機結合，為引導文化消費和文化產業健康發展提供依據。
這里，尤其要提及的是旅游消費，隨著《旅游法》的出臺，對旅游業沖擊會更大，持續時間會更長。但對促進旅游業的規范、健康發展，創造了有利條件，意義重大。今后應引導居民把消費視點轉移到自身素質提高上來，開辟出旅游業發展的新空間。
二是住房消費。住房是居民最基本、最主要、負擔最大的生活資料，而且普通居民的需求呈剛性。當前國家對房地產業的調控，主要以打壓投資、投機為主，筆者認為這是治標而不是治本之策。因為，單純打壓，其后果必然是減少住房的供應。而在現行利益格局下，影響政府財政更是必然，因而難以持續。老百姓手里有一定的游動資金，是個客觀存在，加之又有需求。因此，治本之策是增加住房供應，但只增加保障房的供應和商品房的供應，仍然解決不了中低等收入群體的問題，所以還必須要考慮更大規模地改革住房制度，把滿足居民合理居住條件愿望和發揮房地產支柱產業作用結合起來，盡可能地減輕居民合理購買自住普通商品房負擔，發揮房地產在擴大內需中的積極作用，進而從根本上解決城市居民的住房問題。住房產業還可帶動建材、冶金、機械、化工、林業以及室內裝飾業和家用電器業等相關產業的發展。
三是服務消費。在我國，服務消費具備強大的結構性增長空間，隨著我國經濟發展和居民收入的逐步提高，服務的消費，特別是大中城市的服務消費將會成為下一輪擴大消費的重點。諸如社區商業、物業、家政服務、老年服務產業等。大力發展服務產業，不僅能夠直接拉動內需，增加就業，而且還能為地區經濟結構的調整創造有利條件。
四是汽車消費。目前，我國已進入汽車私人消費的快速增長期。汽車產業關聯度大，不僅直接拉動消費，還可以拉動鋼鐵、石化、輕工等機械制造業。因此，國家把汽車產業列入十大產業振興規劃之一。政府應在擴大汽車需求、改善汽車消費環境，完善汽車消費政策，減免使用環節征收的各項費用等方面予以重點關注，從而加快我國汽車進入家庭的步伐。
五是信息消費。國務院《關于促進信息消費擴大內需的若干意見》（國發〔2013〕32號）指出：“我國市場規模龐大，正處于居民消費升級和信息化、工業化、城鎮化、農業現代化加快融合發展的階段，信息消費具有良好發展基礎和巨大發展潛力。”信息消費是一種直接或間接以信息產品和信息服務為消費對象的消費活動。當前，信息消費伴隨著人們生活的改善和收入的提高，成為追求生活高質量的一種必然選擇，潛力巨大。
信息消費不僅具有效益功能，更具有強大的福利功能，因此成為居民消費的重中之重。信息消費具有滿足人們的生活需要，提高生活質量，增進人們的快樂、健康和幸福的作用。發展居民的信息消費，有利于提高消費力，擴大消費規模，優化消費結構，提高消費質量，促進經濟增長和社會文明進步。當前我國居民信息消費發展還很不平衡，政府必須在加快信息產業的發展、提高居民的信息消費能力、引導信息消費等方面作更多更艱苦的努力。要積極發展電子商務，大力發展信息網絡產業，促進與金融、物流、現代制造業等有機融合。
[本文為沈陽市社科聯2013年度民生課題“居民消費需求對沈陽經濟增長貢獻實證分析及擴大內需的對策研究”（立項編號：sysk2013-07-20）研究成果。]
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篇6
關鍵詞：消費水平 可支配收入 消費價格指數
1.引言
改革開放以來，我國經濟取得了巨大的發展，人民生活水平得到很大的提高。然而，我國過去三十年的經濟發展主要依賴于出口與投資拉動，消費不足成了制約著國民經濟持續發展的首要問題。為此，國家提出了“擴內需、保增長”的宏觀經濟政策，以促進國家經濟持續發展。由于浙江省城鎮居民消費是居民消費的主要力量，分析研究城鎮居民消費水平及其影響因素，對于浙江省制定恰當的消費政策，提高居民消費水平以及刺激經濟增長具有重要的現實意義。
2.研究意義
消費是人類社會經濟生活中的重要行為和過程，任何社會都離不開消費。在我國，隨著社會主義市場經濟體制的確立，消費在全民經濟生活中的作用更顯重要。可以說，消費活動是經濟活動的終點，一切經濟活動的目的就是為了滿足人們不斷增長的消費需求；但另一方面，消費活動又是經濟活動的起點，是拉動經濟增長的動力。國家一系列決策和尚待解決的問題很大程度上是既源于消費，又回歸到消費。要使我國經濟長期增長，啟動消費需求，就要正確解決“潛在需求很大”與“有效需求不足”的矛盾。
消費水平的提高對經濟發展有很大的影響。社會再生產總是以生產為起點運行的，生產是消費的基礎，并為消費提供了對象，決定消費水平。但消費也能反作用于生產，首先它是生產的歸宿和目的，它使產品得以最終完成和實現，其次它把生產者的勞動能力再生產出來，為生產提供生產主體，三是它充當產品的價值、使用價值的鑒定者，四是它為再生產提供動力和投入的導向，從而促進再生產在規模結構和布局上的優化、合理化。在市場經濟條件下，消費水平的提高會促進消費增長和擴大，加快經濟運行，增加投資和進出口貿易，推動國民經濟的快速增長，國家對此也提出了擴內需、保增長的宏觀經濟政策。
本文利用浙江省1986年到2009年統計年鑒上的相關數據，對影響城鎮居民消費水平的因素進行了實證研究，首先找出可能影響消費水平的因素，然后采用多元線性回歸模型其進行分析和檢驗，最終得出結論，并根據分析結果提出幾點提高消費水平的建議。
3.理論假設、數據來源和分析方法
根據大量的消費理論文獻的借鑒和研究可知，影響居民消費水平的因素有很多，如居民人均可支配收入、對收入的預期、消費心理、消費偏好、消費慣性、消費者年齡性別及全社會人均固定資產投資、人均生產力水平、消費價格指數等等。由于消費心理等一些因素是不可度量的，因而本文排除這些不可測量的變量，從浙江省居民人均可支配收入、人均固定資產投資、人均生產力水平、消費價格指數等四個可度量的方面來考察其對浙江省城居民消費水平的影響狀況，其中本文以浙江省城鎮居民人均消費支出來代表人均消費水平。通過對大量相關文獻的參閱，本文選擇四個對消費水平可能存在顯著影響的因素，具體如下：
第一個因素，浙江省城鎮居民家庭人均可支配收入，指居民家庭在支付個人所得稅之后所得的實際收入。收入和消費的關系非常的緊密，城鎮居民的收入水平的高低決定消費水平的高低，是制約消費的基本因素，近年來隨著改革開放的深入，人民生活水平的提高，城鎮居民的收入普遍增加，所以居民消費水平也相應地提高。
第二個因素，全社會人均固定資產投資。它是反映固定資產投資規模、結構和發展速度的綜合性指標，用我省全社會固定資產投資額除去全省人口數就得出人均固定資產投資額。根據西方經濟學的基本理論可知投資具有乘數的效應，較小的投入可以引起大的資產流動。投資乘數的放大作用體現在對生產的拉動和引發居民消費上。因為固定資產投資增加必然使企業擴大生產規模，這樣社會各部門的勞動者收入也會隨之增加，從而消費增加。
第三個因素，消費價格指數指居民支付所購買生活消費品和獲得的服務項目的價格。CPI提高，則通貨膨脹率提高，居民實際消費水平下降。CPI提高，則居民可分配收入減少，恩格爾指數上升，生活水平下降。CPI提高，刺激居民減少儲蓄，增加消費，
第四個因素，全社會人均生產力水平。生產力水平提高，促進勞動生產率的提高，同時降低產品生產成本，因此這將導致產品的價格的下降，從而促進消費者進行消費支出。
變量選取及數據收集主要來自于《浙江統計年鑒》，本文共選取5個變量：浙江省城鎮居民人均生活消費支出（Y）；居民人均可支配收入（[x1t]）；人均固定資產投資（[x2t]）；消費價格指數（[x3t]）；人均生產力水平（[x4t]）。通過《浙江省統計年鑒》收集有關數據（1986-2009年），整理后得到所需數據。
本文將城鎮居民人均消費支出作為被解釋變量，城鎮居民家庭人均可支配收入、全省社會人均固定資產投資、全省社會人均生產力水平和消費價格指數等作為解釋變量，除了以上幾個主要因素做解釋變量外，其余的因素都歸到隨機項中。
4.分析結果
4.1 數據描述性統計
通過spss軟件，對變量進行描述性統計其結果如下：
從表1可以看出，人均生產力水平均值大于城鎮居民人均消費支出、人均可支配收入、人均固定資產投資與消費價格指數。同時，各變量的標準差較大，1986年至2009年隨著經濟的飛速發展，全社會人均生產力水平、人均消費支出，人均可支配收入，人均固定資產投資與消費價格指數都在穩定增長。
4.2 回歸分析結果
根據表2可以看出，R2=0.998，模型整體擬合較好，則模型系數不全為0。且城鎮居民人均可支配收入及消費價格指數系數在1%水平內顯著不為0，人均固定資產投資在5%水平內也顯著不為0。城鎮居民人均消費支出與城鎮居民人均可支配收入，人均固定資產，消費價格指數間存在正相關，即收入與固定資產投資及消費價格指數的增長將導致消費支出的增長。但人均生產力水平與城鎮居民人均消費支出存在負相關關系，這與經濟理論不符，且以人均生產力水平為被解釋變量，做對城鎮居民人均消費支出的回歸，可以看出，二者呈正相關關系，系數為0.357，在1%水平內顯著不為0，因此本次回歸中人均生產力水平的回歸系數不具有經濟意義。
4.3 多重共線性的檢驗與消除
從表2可以看出各系數的方差膨脹因子（ variance inflation factor， VIF）均遠大于10，因此認為各變量間存在多重共線性，且對各變量間做pearson相關系數，得表3。
表3 變量相關系數矩陣（ N = 24）
[＼&1＼&2＼&3＼&4＼&5＼&城鎮居民人均消費支出＼&1.000＼&＼&＼&＼&＼&城鎮居民人均可支配收入＼&.997＼&1.000＼&＼&＼&＼&人均固定資產投資＼&.976＼&.987＼&1.00＼&＼&＼&消費價格指數＼&.878＼&.848＼&.760＼&1.000＼&＼&人均生產力水平＼&.986＼&.995＼&.994＼&.800＼&1.000＼&]
從表3可以看出各變量間存在較嚴重的多重共線性，且城鎮居民人均可支配收入與城鎮居民人均消費支出相關系數最大，因此根據經濟理論與統計檢驗，收入是最重要的解釋變量，選出最優簡單回歸方程為[yt=f（x1t）]，
5.結論與建議
通過分析，本文得出城鎮居民的人均可支配收入和消費價格指數都是影響消費水平的因素，對其具有顯著的正相關作用。從實際情況來說，我國城鎮居民的相當一部分都是工薪階層，收入主要來源于工資，是消費的來源及基礎，只有滿足基本的生活需要以后才會去消費，而消費水平的提高其實很大程度上是受該部分消費的制約，因為剩余的可支配收入越多時，由其而帶動的引致消費就會越高，引致消費對消費水平的貢獻較大，所以消費水平也會相應得到提高。與此同時，消費價格指數間存在正相關，即收入及消費價格指數的增長將導致消費支出的增長。
為了使我省經濟快速持續發展，必須增加人們的消費。通過增加消費，拉動經濟增長，通過經濟增長帶動消費的增加。這樣才能使我區經濟不斷向前發展。因此，從上面分析可知，我們可以通過以下幾種方法來增加人們的消費。
第一，要著力增加居民收入。把增加城鎮中低收入居民作為重點和中長期目標加發確立；逐年提高收入分配在國民收入總分配中的比例，使居民收入保持一個合理的、較快的增長速度，使其與經濟發展速度相適應。綜合運用財政、稅收、貨幣等政策，努力增加就業機會，縮小收入差距，重視對有發展前景的勞動密集產業的大力扶持，增加就業人數，提高居民收入，從而提高居民的消費能力。
第二，建立健全的社會保障制度。要盡快建立覆蓋現更廣、更規范、更透明的社會保障制度，提高保障水平。當前，要采取經濟、行政、法律等措施，保證居民養老、醫療保險和失業救濟等款項足額到位，及時發放，盡最大努力減少對居民消費預期的負面影響。
第三，發展消費信貸。發展消費信貸是促進內需擴大的必然選擇。發展消費信貸，可以聯通生產與消費，疏導巨額儲蓄適當向消費領域分流，解決現實購買力與消費需求不匹配的矛盾，這里的信貸不僅包括耐用消費品及住房方面，還指居民對子女教育信貸的程度。只有這樣，才能減少居民對本期收入的嚴重依賴性。
第四，拓寬消費領域、發展消費熱點、開辟新的消費方式。隨著社會的發展與進步，涌現出大量的新的消費熱點，比如旅游、住房、汽車等。當然上述的消費品必然要有政府的一系列的配套改革，推進城市住房、用車信貸的制度。還要調整在短缺時期與消費一般水平內限制性消費措施，如高消費稅等，調整社會的消費水平偏離度。
第五，強化輿論引導。轉變人們的消費觀念，引導合理消費。傳統觀念制約著居民消費的傾向，間接導致消費結構的不合理，消費不足，倡導科學消費、文明消費、適度消費。可以從輿論引導和典型示范兩個方面入手。要堅持“適度超前消費”的輿論導向。媒體要加大宣傳力度，努力提高實際效果。在全社會廣泛開展消費者教育。消費者教育是指對廣大消費者所進行的有目的、有計劃、有組織地傳授有關消費知識和技能，提高消費者自身素質的一種社會活動。在全社會廣泛開展消費教育，不僅可以直接增長消費者的科學文化知識，而且可以培養消費者形成各種必要的消費技能。
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篇7
[關鍵詞]文化消費；農村居民；收入；實證分析
[DOI]1013939/jcnkizgsc201705020
1引言
我國的文化產業目前發展迅猛，但與發達國家相比還比較落后。原因主要是我國人民對文化產業的有效需求還不足，尤其是我國農村居民文化消費占全國文化總消費的比重是偏低的，農村居民文化消費方面嚴重不足抑制了我國文化產業的發展。
國內外學者從理論和實證方面對文化消費與收入的關系進行了深入的研究，Brito和Barros（2005）的研究表明，收入ξ幕產品消費起正相關的作用。DinizMachad（2011）通過相關性分析，認為收入對文藝服務消費起正相關的作用。王娟等（2014）定性分析了我國城鄉居民文化消費結構，認為文化消費在將來能成為推動經濟增長的重大力量。仝如瓊等（2010）的研究分析，認為居民可支配收入、消費熱點和消費環境對文化消費有重要影響，并提出相關建議。
本文運用了單位根和協整檢驗，并且以誤差修正模型等計量方法對農村居民收入水平與收入結構對農村居民文化消費的關系進行了實證分析，探討了農村居民收入水平與收入結構對農村居民文化消費的影響。
2理論方面的分析
21確定模型包含的變量
在文化消費與收入水平關系中，字母RC表示被解釋變量――文化消費支出，字母RY表示解釋變量――農村居民人均純收入，為了表現出文化消費發展的繼往性，引入前期文化消費支出作為解釋變量。
在文化消費與收入結構的關系中，字母RC表示被解釋變量――文化消費支出，解釋變量以收入結構的指標表示，字母RG、RJ、RZ分別表示工資性收入、家庭經營性收入、轉移性收入。
22構建理論模型
根據相對收入假說，文化消費與收入水平關系的數學模型：
RCt=α0+α1RYt+α2RCt-1+μt（t=1，2，…，n）
由于農村居民收入結構的數據差異較大，不利于進一步的研究和解釋，因此先對數據作取自然對數的處理，處理后的文化消費分別與工資性收入、家庭經營性收入及轉移性收入之間關系的散點圖如下圖所示。
由以上分析，文化消費與收入結構關系的數學模型：
logRCt=β0+β1logRGt+β2logRJt+β3logRZt+μt（t=1，2，…，n）
23數據的收集與處理
本文以《中國統計年鑒》上選取全國范圍內的時間段為1995―2013的時間序列數據，并對數據進行適當處理在分析之前，在研究收入結構時，為了減少數據之間的差異和消除異方差，對RC、RG、RJ、RZ進行自然對數變換。
3實證分析
31文化消費與收入水平關系的實證分析
311變量的平穩性檢驗――ADF檢驗
農村居民文化消費支出與人均純收入具有明顯的趨勢性，如果不經檢驗直接建立回歸模型，可能引起偽回歸的爭議。本文同時利用Eviews對RC和RY進行ADF（Augmented Dickey-Fuller）單位根檢驗方法檢驗，并檢驗了變量的平穩定，表1為其分析結果。
由表1可知，RC與RC都是不平穩序列，經過一階差分后，兩者都是平穩的，即ΔRC～I（1），ΔRY～I（1）。故可用EG檢驗分析RC與RC的協整關系，同時判斷RC與RC有無長期均衡關系。
312變量的協整檢驗――EG檢驗
注：本文中***表示在1‰水平上顯著，**表示在1%水平上顯著，*表示在5%水平上顯著，無標志說明檢驗值不顯著。
采用單位根對上述方程的殘差序列進行平穩性檢驗，結果見表2。
結果表明，根據簡單OLS估計的收入與文化消費的協整方程，協整方程的殘差的平穩性較好，由此得出農村居民人均純收入協整與文化消費支出。
對協整方程的序列相關性、多重共線性及異方差性依次進行檢驗，結論為：協整方程具有多重共線性，而不具有序列相關性與異方差性。因此可運用廣義差分法克服多重共線性，差分后得到的方程為：
經計量檢驗該方程不存在多重共線性。統計檢驗結果表明，樣本回歸方程對樣本的擬合優度很高，解釋變量對被解釋變量的解釋能力達到了9870%。在999%的置信水平下，RCt與線性關系顯著，與RCt-1線性關系不顯著。
313格蘭杰因果檢驗
通過VAR模型確定最佳滯后期為1，繼而對農村居民文化消費與收入水平是否存在格蘭杰因果關系進行檢驗，如表3所示結果。
RY是RC的格蘭杰原因，即收入水平的前期值可作為文化消費支出本期值的解釋變量。
314建立誤差修正模型――ECM模型
上述協整分析表明農村居民文化消費支出與人均收入存在長期均衡關系，然而農村居民收入水平對文化消費支出的影響不顯著。文化消費支出在短時間范圍內總是偏離均衡值的，根據格蘭杰因果檢驗得知，通過建立誤差修正模型，即ECM模型來反映農村居民文化消費支出與人均收入存在短期內的關系。
32文化消費與收入結構關系的實證分析
321變量的平穩性檢驗――ADF檢驗
利用Eviews進行ADF檢驗，ADF單位根依據SIC準則檢驗最佳滯后階數，SIC值越小，表明滯后階數越佳。結果見表4。
結果表明，根據簡單OLS估計的收入結構與文化消費的協整方程的殘差是平穩的，因此，我國農村居民收入結構與文化消費是協整的。
對協整方程的序列相關性、多重共線性及異方差性依次進行檢驗，結論為：協整方程具有多重共線性，而不具有序列相關性與異方差性。因此可運用廣義差分法克服多重共線性，差分后得到的方程為：
對差分后的方程進行計量檢驗。統計檢驗結果表明，樣本方程與樣本有較高的擬合度，且在95%的置信水平下，logRCi與logRGi、logRZi線性關系顯著，與logRJi線性關系不顯著。
323格蘭杰因果檢驗
通過VAR模型確定最佳滯后期為1，繼而對農村居民文化消費與收入水平是否存在格蘭杰因果關系進行檢驗，見表6。
324建立誤差修正模型――ECM模型
考慮到滯后分別的影響，建立ECM模型，經過WLS調整后得到以下方程：
33實證分析結果
根據上述對文化消費與收入水平的關系的分析，可以得到以下基本結論：我國農村居民文化消費水平和收入水平存在著長期的均衡關系，然而農村居民收入水平對文化消費支出的影響不顯著。文化消費支出隨居民的收入增加1元時而增加0015元，但是本期文化消費支出隨居民在前期文化消費支出增加了1元卻可增加0874元。說明長期內雖然收入水平對文化消費會產生一定的影響，但影響遠不及前期文化消費，即居民的消費習慣強烈。由誤差修正模型可知，文化消費的增長與收入水平在短期內的增長線性關系不顯著，而文化消費的增長與前期文化消費及收入水平增長的線性關系顯著。由此得出，農村居民的文化消費的當期水平及增長額都主要取決于前期消費水平，也就是居民的消費習慣。
根上述對文化消費與收入結構關系的分析，可以得出以下基本結論：我國農村居民文化消費水平與其收入結構存在著長期的協整關系。工資性收入對文化消費支出具有顯著影響，其彈性為0822，即RC隨RG每增加1%而增加0822%；家庭經營收入對文化消費擴大不具有顯著作用；轉移性收入對文化消費擴大具有抑制作用，產生抑制作用與預期不符，可能的原因是選取的數據過少，無法準確地估計出轉移性收入的情況，因此得到的彈性值不具有實際意義。在短時間范圍內，文化消費的增長受到所有因素的影響，但是本期工資性收入和前期工資性收入產生的影響最顯著。
4結論
本論文從實證分析方面驗證了農村居民文化消費與收入水平和文化消費與收入結構的關系，結果顯示，農村居民的文化消費很大部分上取決于農村居民的消費習慣以及工資性收入。
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篇8
Abstract： The supply and demand of cultural products in Shaanxi Province is imbalanced. Based on the analysis of the current consumption of cultural products， the price elasticity of consumer demand of the cultural products is analyzed by SPSS software and ELES model. It is concluded that： the cultural industry in Shaanxi province has a surplus of production capacity， the self price elasticity of cultural product consumption is not sensitive， improve the income level can promote cultural consumption and Shaanxi Province should change the concept of residents' consumption to raise the will of cultural consumption.
關鍵詞： 文化產品；消費需求；價格彈性；產能過剩
Key words： cultural artifact；consumer demand；price elasticity；excess production capacity
中圖分類號：G647 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2016）31-0061-03
1 研究背景與文獻綜述
“文化產品成為現代國民財富的重要內容。在當代，文化產品是一種珍貴的經濟資源，大力創造和充分發掘文化資源，將它合并、嫁接于生產，能有力地促進經濟增長和財富增殖。”[1]《陜西省國民經濟和社會發展第十三個五年規劃綱要》中指出“要壯大文化產業規模。支持骨干文化企業做強做大，鼓勵和引導民營文化企業健康快速發展”、“文化產業增加值年均增長25%以上”。陜西如何充分利用豐厚的文化資源，抓住絲綢之路起點省份的良好機遇，培育一批具有核心競爭力的文化產品和文化品牌，形成全方位、多層次、寬領域的對外文化交流新格局是當前新常態下需要考慮的問題。大力發展文化產業有利于推進供給側結構性調整，化解產能過剩危機，同時將文化產業與科學技術相融合，實施互聯網+多媒體計劃，推動傳統媒體和新興媒體深度融合，對于陜西省企業走出去，促進陜西省經濟發展具有重要的現實意義。
從文化產品價格來看，秦霖等分析了文化產品的價值實現與價格形成，認為文化產品價值實現程度的高低取決于文化產品使用者的需求程度，而成本和效用共同決定了文化產品的價格區間。[2]岳紅紀等對文化產品的特征、價值屬性和估價原則進行了深入分析。[3]王志標則分析了影響文化產品價格的因素，認為生產所花費的時間、歷史沉積時間、奇巧性、偏好與時尚等因素具有重要作用。從文化產品的消費需求來看。[4]劉詩白認為，文化品的滿足人民群眾精神需要的性質和程度，以及文化品擁有的滿足購買者需要的有用性和使用價值，決定于產品反映現實生活的緊密度和深度。[1]左鵬研究發現隨著年齡、教育層次的不同以及消費者處于不同的生命周期，文化消費需求對價格變動的敏感程度是明顯不同的，同時，與文化產品消費相關聯的專業技能教育的高低也是影響文化產品價格的一個顯著因素。韓沖在分析了杭州居民文化消費的基礎上，從宏觀視角探究影響文化消費的因素并得出相應結論。[5]劉曉紅運用擴展線性支出系統模型對江蘇省農村居民文化消費需求自價格彈性和互價格彈性分別進行了測算。結論表明：居民文化消費受自身價格影響最大；食品價格對文化消費影響明顯。[6]本文將對陜西省居民文化消費現狀進行總體分析，并在此基礎上運用ELES模型分析文化產品需求的價格彈性以及收入彈性，為陜西省文化產業發展建言獻策。根據對文化產品概念的界定和數據的可得性，文中的文化產品包含教育文化娛樂。
2 陜西省居民文化產品消費的現狀
文化部的《中國文化消費指數2013》顯示，我國文化消費的潛在規模為4.7萬億元，而實際消費僅為1萬億元，存在超過3萬億元的消費缺口。在發達國家，教育文化娛樂消費一般占居民總消費的20%～30%，而我國2014年的數據僅為10.6%。進一步提高文化消費支出比重，及時化解過剩產能，成為文化產業發展的一項重要內容。
2.1 文化產業消費支出逐年增加
統計數據顯示，2006年陜西省文化產業增加值為97.88億元，至2011年達到374.86億元，平均年增長31.8%，陜西省文化產業發展速度已超過以往任何一個時期，遠高于同期GDP的增長速度。2012年文化產業增加值達500.4億元，占GDP總量的3.46%。2013年文化產業增加值達635億元，增長率26%，占GDP總量的4%。2014年，全國文化產業增加值為12.1%，而陜西省文化產業增加值達到了150%。較高的產值要求文化產品消費相應增加。陜西省居民家庭文化產品消費逐年增長，從2000年的365.5元到2014年的1500.4元，近15年間增長了4倍多。且增幅較為平穩。多數年份增加值在10%以上，但2014年僅增長了4.33%。說明陜西省文化產業供給大于需求，存在產能過剩現象。圖1是陜西省居民家庭人均教育文化娛樂消費支出。
2.2 文化消費占消費總支出比重整體呈下降趨勢
從消費支出占人均可支配收入和文化支出占消費支出的比重來看，陜西省消費支出占人均可支配收入比重較高，達到70%～80%。文化消費占比在10%～20%，且基本呈現整體下降趨勢。造成文化消費支出占消費總支出比重下降的原因較多，如陜西省文化產業競爭力不強，高價格無補助的局面造成消費不足，經濟發展速度較高造成的價值觀危機等等。但從2014年陜西省居民家庭消費型支出構成中可以看到，我省文化消費支出占消費性支出比重達到了13%。而全國僅有11%。一方面與我省文化資源豐富密不可分，另一方面，說明陜西省居民對文化產品消費的重視。見表1和圖2。
3 文化產品消費需求的價格彈性分析
3.1 擴展線性支出模型介紹
3.2 回歸分析結果
運用《陜西統計年鑒2015》中的數據，以陜西省農村居民家庭為例，模型采用擴展線性支出系統模型。運用最小二乘法，分析其文化產品消費需求的價格彈性，得到了數據見表2。
從表2中可以看到，各項可決系數都在90%以上，說明模型擬合程度較高，收入水平與消費支出存在高度線性相關關系，同時計算出來的piri表示各項消費支出的基本需求。繼而根據公式計算自價格彈性和互價格彈性。見表3。
3.3 結論分析
3.3.1 自價格彈性分析
陜西省農村居民各項消費需求的自價格彈性均為負值，說明了價格和需求量變動之間的負相關關系，對于文化產品來說，需求的自價格彈性為-0.27，說明價格每上升一個單位，需求下降27個單位，表明需求對價格的變動較敏感，但與其他消費品的自價格彈性相比較，可以看到文化產品需求的價格彈性較低，分析其原因一方面與文化產品的特性有關，由于文化消費不同于其他一般性的物質消費，屬于精神層面的消費，因此很可能較多的受到如生活水平、居民收入、文化層次以及消費觀念和個人偏好的影響。因此文化產品需求對價格的變動不如其他商品那么敏感。另一方面與本文中對文化產品的界定有關，在文化產品包含了教育的情況下，理解其價格彈性較低就比較容易了。陜西省是教育大省，省內高校眾多且居民家庭都十分重視教育，對教育的支出已類似于對生活必需品的支出，對教育的消費、投資占比較大。
3.3.2 互價格彈性分析
互價格彈性的分析包括了兩個方面，一是其他消費品對文化產品的互價格彈性，即其他消費品價格變動對文化產品需求量的影響。二是文化產品對其他消費品的互價格彈性，即文化產品價格變動對其他消費品需求的影響。考查其他消費品對文化產品的互價格彈性，可以看到食品、煙酒對文化產品的互價格彈性最大，其次是居住、醫療保健，說明當這些消費品價格上漲時，文化產品的消費需求增加較快，替代作用較為明顯。尤其是食品煙酒其互價格彈性達到了6.2%，而文化產品對其他消費品的互價格彈性中，文化產品價格變動對生活用品及服務的影響最大，達到了5.44%，其次是交通通信，說明當文化產品價格上漲時，人們從文化產品中減少的消費更多的會用于生活用品及服務。
3.3.3 收入價格彈性分析
收入價格彈性從概念上指的是收入每變動1%，需求量變動的比例。從計算分析的結果來看，文化產品的收入價格彈性即β為3.3%，意味著收入每增長1%，文化消費需求增長3.3%。因此，要提高文化消費需求，促進家庭收入增加也是必要的條件。
4 總結
通過分析陜西省居民家庭文化產品消費需求得出以下結論：①從陜西省現狀來看，2014年陜西省文化產業增加值達到了150%，而全國僅為12.1%。對文化產業的固定資產投資也較全國增長幅度大，2014年陜西省文化產業固定資產增幅50%以上，而全國僅為21%。文化產品供給較大，政府投資較多，但供給大于需求，存在產能過剩。②陜西省居民文化產品消費受自身價格因素影響不大，由于文化消費不同于其他一般性的物質消費，屬于精神層面的消費，因此很可能較多的受到如生活水平、居民收入、文化層次以及消費觀念和個人偏好的影響。③增加居民收入水平提高文化產品消費需求。推進工資性收入、經營凈收入、財產性收入、轉移性收入穩步提高，最終增加實現居民收入增長。④轉變居民消費觀念，提高文化消費的意愿。[7]一方面文化消費需求受居民文化素質影響較大，因此通過學校教育、家庭教育和社會教育，鼓勵居民增加文化消費。另一方面，形成全社會文化消費的良好氛圍，加大對文化產品的宣傳，增強居民消費意愿。
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篇9
摘 要：本文基于江西省2002年—2013年的11個市的農村居民面板數據，對江西農村居民的預防性儲蓄行為進行實證研究。我們發現，江西農村居民存在顯著的預防性儲蓄行為。農民對未來收入的不確定性及支出不確定性對他們當期的消費產生了較大影響，不確定性越大，消費越少。而且農戶在對當期消費做出選擇時，消費習慣成為了一個不可忽視的因素。
關鍵詞 ：預防性儲蓄 不確定性 消費習慣
一、引言
改革開放30年以來，與投資驅動的中國經濟高速增長伴隨著的是儲蓄率持續大幅攀升的現象，該現象被成為“中國儲蓄之謎”。那么，是否也存在著“江西儲蓄之謎”，答案是肯定的。繼1978年以來，江西省生產總值持續攀升，1978年為87.00億元，2013年為14338.50億元，在價格不變的基礎上，是1978年的31.98倍，經濟高速增長。1980年江西居民的消費支出為68.45億元，2012年居民的消費支出為4753.79元，是80年的69.45倍，而且2013年江西省城鄉居民的人均年末儲蓄存款余額為21549元，1978年為13元，30年增長為原來的1888.38倍。
為什么人們的收入增長如此之快，消費卻跟不上呢？而是急切的傾向于儲蓄。而且儲蓄增長的速度遠遠超過了收入增長的速度？預防性儲蓄理論可以解釋這個現象，當行為人未來的勞動收入不確定時，那么行為人會較收入確定的情況，減少消費，增加儲蓄。而因不確定性增加的這部分儲蓄被稱為預防性儲蓄。國內外對預防性儲蓄理論的研究主要圍繞三個方面進行。
第一個方面是圍繞預防性儲蓄內因的研究。Leland（1968）是預防性儲蓄研究的奠基者，他使用一個兩期數理模型證明了：如果未來收入是不確定的，當效用函數的三階導數大于0時，消費者將會較收入確定情況時額外地多進行一部分儲蓄，而這部分儲蓄就是出于謹慎動機而進行的預防性儲蓄。Deaton（1991）發現，如果把不確定性引進流動性約束假說，預防性儲蓄動機就會激勵那些面對流動性約束的行為人進行儲蓄。萬廣華（2003）等人以中國農村居民微觀數據測定了中國農村居民的儲蓄行為，發現流動性約束是制約農戶消費的主要因素；羅楚亮（2004）利用1995、1999、2002年的城鎮入戶調查數據研究，發現城鎮居民受到經濟轉軌時未預期到的醫療、教育等改革的影響，而產生了很強的預防性儲蓄動機；Filippo Pericoli和Luigi Venture（2012）研究了家庭解體對預防性儲蓄是否有影響，他利用了意大利關于收入和財富的相關數據，建立了一個概率模型來估計婚姻分裂的可能性。
第二個方面是圍繞預防性儲蓄強度的研究。Miles Kimball（1987）定義了絕對謹慎度系數和相對謹慎度系數，其目的是幫助研究不確定性對期望邊際效用的影響，并以此來衡量預防性儲蓄動機強度。龍志和與周浩明（2000）利用Dynan（1993）構建的理論模型框架，采用1991—1998年分地區的消費、收入與物價數據構成的面板數據對我國城鎮居民的相對謹慎性系數進行了估算。他們發現我國城鎮居民的相對謹慎性系數約為5.2，由此得出我國城鎮居民在這期間存在較強的預防性儲蓄動機的結論，但是施建淮與朱海婷（2004）從標準的理性消費者預期效用最大化模型出發推導出消費函數的一個顯式解和衡量預防性動機強度的公式，結果是相對謹慎性系數約為0.878。Manuela Deidda（2014）調查了可能導致預防性儲蓄的流動性約束在意大利的情況。用了收入增長的主觀差異的指標以及大量調查結果顯示的流動性約束指標來衡量預防性儲蓄動機的強度。
第三個方面是圍繞預防性儲蓄地區差異及其時序變化的研究。易行健（2008）選取中國農村居民1992—2006年間的分省面板數據，對我國農村居民預防性儲蓄動機的地區差異進行實證檢驗。周紹杰（2010）利用中國城市居民家庭的調查數據（1988—2003）構造合成面板數據，然后用兩階段最小二乘法（OLS）進行檢驗，比較跨期之間代與代之間相對謹慎系數的差異。
國內國外關于預防性儲蓄研究的指標都存在選取片面，數據不完全等問題。他們采用的研究方法需要完善，大多數研究都是基于理論的分析，缺少實證檢驗。且部分研究尚無定論，如儲蓄性動機的重要性，流動性約束的研究等。
本文基于2003年—2012年江西11個市的農村居民面板數據，建立面板模型，對江西農村居民預防性儲蓄的內因進行定量分析。結合理論分析與實證檢驗。本文第二部分為模型設定，第三部分為數據與模型估計，第四部分為結論。
二、模型設定
（一）預防性儲蓄模型
Zeldes(1998a)，Caballero(1991)，Dynan(1993)等，基于跨期最優，建立了一生效用最大化的理論模型，可是由于現有技術問題，模型無法求解，Carroll（1998）在他們的基礎上，利用計算機數值模擬技術，提出了儲蓄的緩沖存貨理論。而一些學者，根據緩沖存貨理論，設定了財富持久收入比恒等式。這已經被很多學者使用，包括Carroll 和 Samwick(1998)、Lusardi(1998)、Engen 和Jonathan(2001)、Dynan 和 Krane(2003)等。
（二）面板數據
上述模型為截面數據模型，而在實際應用中，面板數據較截面及時間序列數據有更優良的性質。其優點列舉如下：通過使用因調查對象的不同而不同的變量，面板數據可以研究不同對象單位之間的異質性；通過時間序列和橫截面數據的混合，面板數據提供“更加有信息價值的數據，變量增加變異性，變量之間的共線性削弱了，并且提高了自由度和有效性；通過對重復橫截面數據的研究，面板數據更適用于對變化動態的研究；面板數據能夠更好的檢測和度量純粹使用橫截面數據或時間序列數據所無法觀察到的影響；面板數據能夠使我們對更加復雜的行為模型進行研究；通過使用數千個單位，面板數據能夠將偏差降到最低。
（三）江西農戶預防性儲蓄模型
基于以上考慮筆者選擇使用2003年至2012年間江西各設市的農村居民微觀面板數據進行研究，且結合前期調研情況，通過250份江西農戶預防性儲蓄動機調查問卷，筆者發現，江西農村居民在進行儲蓄時，會因為未來支出的不確定性，及節約習慣等而儲蓄。所以在設定符合江西農村居民的模型時，適當的增加了影響預防性儲蓄的變量。模型如下：
三、數據與模型估計
（一）數據與變量說明
利用江西省南昌市、九江市、鷹潭市等十一個市的2003年-2012年的“農村年人均消費水平”表示農戶消費水平，利用“農村居民人均純收入”持久收入，然后計算了消費收入比，數據來源為《江西統計年鑒》。之所以沒有直接利用財富收入比，是因為沒有找到較好的財富的變量，從而為了減少模型的誤差，可從其對立面考慮問題，因為預防性儲蓄，人們會減少消費。消費數據可直接獲得。
對于收入不確定性的度量，引入“收入離差”的概念，定義：
對于支出不確定性的度量，主要考慮由于價格因素導致的支出不確定性，所以，利用2003年-2012年各設市的“居民消費者價格指數”支出不確定性。數據來源為《江西統計年鑒》。
對于消費習慣，承認人們的加性消費習慣，所以，利用滯后一期的“農村居民年人均消費水平”。
（二）模型估計與經濟說明
筆者使用Eviews 6.0對模型進行估計，鑒于本文主要研究江西省整體預防性儲蓄的狀況，采用混合模型對其進行回歸，當然，筆者考慮過橫截面及時間固定效應模型及隨機效應模型，由于其系數在統計上是不顯著的，所以不宜使用這些估計方法。混合估計結果見表1：
從表1可以看出，所有的t大于5%的顯著性水平下的臨界值，而且P值很小，接近0，從而所有的系數在統計上都是顯著的。也就證明江西農村居民的預防性儲蓄行為確實存在，而且與他們面臨的收入不確定性，支出不確定性、消費習慣有關，其不夠高，但不影響結論。其值比較高，說明數據之間不存在序列相關，性質良好。
還可以看到，收入不確定性的系數為負，表示其與消費收入比成反比，收入不確定性每增加一個百分點，消費就會減少0.0001個百分點。而這與先驗信息是一致的，收入不確定越大，人們的消費就越少，預防性儲蓄就越多。支出不確定性的系數也為負，也與先驗信息一致，支出的不確定性越大，消費越少，預防性儲蓄就越多。習慣性消費系數為正，表示以往的消費習慣對當期消費產生了正的影響，與實際相符。每增加一個百分點，消費也就增加0.306723個百分點。
四、結論
本文的實證分析表明江西農村居民的預防性儲蓄受三個因素影響：收入不確定性、支出不確定性和習慣性消費。其中收入不確定性和支出不確定性對預防性儲蓄有正的影響，習慣性消費對預防性儲蓄有負的影響。
人們無法完美的預測未來的收入，實際收入與預期收入之間總是存在著或多或少的差距，未來收入不確定性越大，人們為了保證以后的消費水平而進行的預防性儲蓄也就越多。
江西農村居民的收入不確定性主要與江西農村居民的收入結構，農產品的市場風險，自然風險，以及江西的二元經濟結構有關。江西農村居民收入多元化的發展狀況，直接影響著收入不確定性，多元化的收入結構能夠相對降低農村居民的收入不確定性，而且，農產品市場的供求關系，政府相關的農業扶持政策，以及自然災害等會增加收入的不確定性。值得注意的是，現代工業部分與傳統農業部分形成的江西二元經濟結構，使得大部分農村剩余勞動力進城尋找就業機會，而就業機會隨著城市對民工的需求量的變化變化，并且他們可能受到的不公平待遇，如拖欠工資，收費等。因此，農民工進城工作的收入的暫時的，不穩定的，而這又增加了江西農村居民的收入不確定性。
降低江西農村居民的預防性儲蓄，需要減少他們對未來收入的不確定性。本文提出以下幾點建議：第一，繼續加強江西農村居民收入結構的多元化發展，使得收入來源多樣化，如：工資收入、家庭經營收入，財產性收入及轉移收入等。第二，發展和規劃江西農產品的批發市場，通過價格等各種信息服務，協調生產與銷售關系，供給與需求關系。第三，發展江西農村專業合作經濟組織，逐步替代傳統的農業合作社，向專業化，一體化生產靠齊，減少交易費用。第四，完善江西勞動力市場，建立完備的就業信息體系，提供足夠的就業機會，同時，可通過適當的培訓機制，提高江西農村居民的勞動力素質。
支出不確定性也是江西農村居民預防性儲蓄的主要影響因素，本文主要考察了由于價格因素導致的支出不確定性，支出不確定性越大，人們的預防性儲蓄也就越多。
江西農村居民的支出不確定性主要與江西農村居民的養老保障制度，教育、醫療支出有關。江西目前的新型農村社會養老保險制度雖然在一定程度上發揮了作用，但是力度不夠，補貼金額相對較少，農村居民還得依靠收入，增加儲蓄，防老養老。江西已實行了九年義務制教育，盡管減少了農村居民的教育支出，但是高中及高中以上的受教育階段的費用仍是一筆不小的開支，子女必須依靠家長從現有的收入中增加儲蓄，來負擔未來的教育支出。新型農村合作醫療制度，也存在社會滿意度低，保障水平低的問題。
針對江西農村居民支出不確定性的問題，本文提出以下幾點建議：第一，建立完善的江西農村居民社會養老保障體制，提出切實可行的保障計劃，使得江西農村居民的基本生活得到保障。第二，努力發展教育事業，適量建立農村居民子女的高等教育基金，提高高等教育獎助學金的金額及覆蓋率。第三，改善新型農村合作醫療制度，切實提高服務水平。
消費習慣在預防性儲蓄理論中是一個不可忽視的因素，由于消費習慣的存在，或者某種程度上可以說儲蓄習慣的存在，人們會多進行一部分儲蓄。這在江西農村居民中完美的體現出來了。人們的當期消費往往和過去的消費有關，會形成一種慣性，表現為消費曲線一般較平滑。所以本文利用滯后一期的消費水平消費習慣。本著節約，子孫傳承等傳統觀念，江西農村居民傾向于減少消費，增加儲蓄。江西省應大力提倡積極消費，合理節約的思想，改變江西農村居民的傳統觀念，促進消費，真正的提高農村居民的幸福水平。
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作者簡介：
篇10
論文關鍵詞：天津市房地產價格波動,經濟發展,實證研究
目前房地產業已經成為國民經濟發展的重要方面，對提高居民生活水平、改善投資模式、拉動區域經濟增長等方面有重大貢獻。同時，房地產業又存在著較大的區域差異性。一個區域的房地產價格水平應當與該地區的經濟發展程度相適應、相制約。
在房地產業發展過程中，其與建筑業間的關系非常密切，不容忽視。根據數據顯示，建筑業發展對于一個地區的區域經濟發展水平起到巨大的推動作用，而建筑業作為房地產業的支撐性部門，由此我們可以斷定，房地產開發通過建筑業對地區經濟發展也能起到很大的間接性的拉動作用。房地產業作為建筑業的上游產業，房地產業的發展情形決定著建筑業的興旺與否，因此二者密不可分，要積極發揮協調作用。
另外，房地產業作為關系到國計民生的重要社會生產部門，與其相關聯的產業部門也應當中類繁多。下面則通過價格波及效應對具體產業部門的影響進行定量計算與分析。
2 天津市房地產業的價格波及效應計算
根據《天津市2002年42部門投入產出表》中42部門投入產出表數據，利用公式4.1計算房地產業提價對其余部門價格的影響。把計算結果按照房地產業提價1個貨幣單位對其余部門價格影響的大小進行分類，結果如表4.1所示。
表1 天津房地產業提價1個貨幣單位對其余部門價格影響大小分類
相應提價
部門
部門分類
相應提價
部門分類
相應提價
>0.03
（9部門)
木材加工及家具制造業
0.038682115
信息傳輸、計算機服務和軟件業
0.105699778
金融保險業
0.062502663
批發和零售貿易業
0.049945712
儀器儀表及文化辦公用機械制造業
0.031450885
服裝皮革羽絨及其制品業
0.03825511
其他制造業
0.030063136
郵政業
0.030643094
住宿和餐飲業
0.052135907
0.01~0.03
（23部門）
農業、公共管理和社會組織、煤炭開采和洗選業、紡織業、交通運輸及倉儲業、造紙印刷及文教用品制造業、電氣/機械及器材制造業、化學工業、通信設備/計算機及其他電子設備制造業、金屬冶煉及壓延加工業、金屬制品業、通用/專用設備制造業、交通運輸設備制造業、電力/熱力的生產和供應業、石油加工煉焦及核燃料加工業、燃氣生產和供應業、水的生產和供應業、建筑業、租賃和商務服務業、綜合技術服務業、衛生/社會保障和社會福利業、食品制造及煙草加工業、非金屬礦物制品業、、
0.005~0.01
（7部門）
石油和天然氣開采業、旅游業、科學研究事業、教育事業、其他社會服務業、文化、體育和娛樂業、非金屬礦采選業、
（2部門）
金屬礦采選業、廢品廢料
由表1可以分析出，我國的計算結果中提價大于0.03的部門中可以發現金融保險業、住宿和餐飲業、批發和零售貿易業、信息傳輸計算機服務和軟件業、木材加工及家具制造業、服裝皮革羽絨及其制品業、儀器儀表及文化辦公用機械制造業、其他制造業、郵政業受房地產業影響較大，這些部門中多屬于第三產業，也包括少部分第一產業。第三產業各部門的業務范圍與房地產業緊密相關，我們也不難看出，關系到城鎮居民生活和消費水平的如住宿和餐飲業、批發和零售貿易業、服裝皮革羽絨及其制品業都直接和城鎮居民可支配收入及居民消費價格指數有著緊密聯系，這也和上述Granger因果關系檢驗中，商品房價格是城鎮居民可支配收入的Granger原因的結論相一致，說明商品房價格確實會影響到城鎮居民的收入及消費情況。因此，房地產價格的提升必然會導致上述各部門的產品提價。而第二產業相較之下受房地產業提價的影響較小。
3 小結
與房地產業關聯較大的一半為第三產業中的相關部門。在實際的經濟生活中，第三產業對房地產的建設、使用和維護中均能占據較大比重，或者其從事的相關業務范圍與房地產業有密切聯系，因此，房地產價格的上升會引起其相關部門的提價。第二產業收到房地產提價的影響則相對較小。
參考文獻：
[1]天津統計局.天津統計年鑒[M].天津：中國統計出版社.2011.
[2]沈悅,劉洪玉.住宅價格與經濟基礎面: 1995 —2002 年中國14 城市的實證研究[J].經濟研究,2004 (6)：78-86.
