導言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇居民消費水平論文，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內容能為您提供靈感和參考。

篇1

體育產業發展綱要（1995年～2010年）中指出我國體育產業包括三大類別。第一為體育主體產業類，指發揮體育自身的經濟功能和價值的體育經營活動內容，如對體育競賽表演、訓練、健身、娛樂、咨詢、培訓等方面的經營；第二指為體育活動提供服務的體育相關產業類，如體育器械及體育用品的生產經營等；第三類指體育部門開展的旨在補助體育事業發展的其他各類產業活動。根據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品及與體育消費直接有關的實物產品、精神產品的消費。廣義的體育消費指一切與體育活動有關系（聯系）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。經調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，因為大部分人的經濟水平決定了他們的消費結構還沒有脫離傳統，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，那后續的一些帶動消費就不存在。其次就是少數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，人們發現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%。隨著經濟的發展，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，伴隨著生活節奏的加快，人們為了追求更佳的生活質量，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,體育產品的核心是它能滿足人們的某些需要。中國人口數量多,對體育產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、增強體質的需求，所以，經濟的發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量少，20世紀90年代初期，國家規定單位的體育場所要向社會開放，雖然這個規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，隨著體育產業的不斷發展，以及經營觀念和經營模式的轉變，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來認識，體育與文化、教育、衛生等都屬于上層建筑的范疇，受國家經濟發展水平所制約，體育的發展主要依靠國家財政撥款，而對于體育本身的經濟功能，即：體育的產業性質缺乏足夠的認識。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。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、成功與協作的感受會對人們傳統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，其中有地區經濟發展的不平衡、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展起來。

三、總結

篇2

 

隨著我國經濟的快速發展，城鎮居民的收入不斷增加，我國各地區城鎮居民的消費支出強勁增長，消費結構發生了巨大的變化。但是，由于各地區的經濟發展不平衡及原有經濟基礎的差異，各地區的消費結構仍存在著明顯差別。為了進一步改善消費結構，正確引導消費，提高我國城市居民的消費水平和生活質量，有必要對各地區城鎮居民的消費結構之間的異同進行考察與比較，以期發現特點和規律，從宏觀上把握各地區城鎮居民的消費現狀和不同地區消費水平的差異，為提高我國各地區消費水平提供決策依據。

一、對地區消費水平的差異的分析方法

1 因子分析模型的建立

因子分析模型是根據變量間的相關性大小，把變量分組畢業論文怎么寫，利用同組內的變量之間相關性較高而不同組的變量之間相關性較低，每組變量代表一個基本結構，這個基本結構稱為公共因子。因子分析的出發點是用較少的相互獨立的因子變量來代替原來變量的大部分信息，可以由下面的數學模型來表示[[1]]：

其中：，，，…，為p個原有變量，是均值為0、標準差為1 的標準化變量；，，，…，為m個因子變量，m 小于p，表示成矩陣形式為

，

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

2 實證分析

居民消費水平是指居民在物質產品和勞務的消費過程中，對滿足人們生存、發展和享受需要方面所達到的程度。它主要通過消費的物質產品和勞務的數量和質量來反映。

在各種消費指標中，消費結構指標最能夠體現出各地區間的消費水平差異，本文引用我國常用的消費資料支出分類方法，將各地區城市居民人均生活費支出分為8個部分，相應的指標分別用X1～X8表示 。其中X1（食品）、X2（衣著）、X3（居住）、X4（家庭設備用品和服務）、X5（醫療保健）、X6（交通和通訊）、X7（娛樂教育文化服務）、X8（其他商品與服務），單位：元

2.1 因子分析

2. 1.1 數據來源

本文數據取自各地區域城鎮居民家庭平均每人全年消費性支出(2009年)，來自2010年中國統計年鑒[[2]]。具體表格略論文開題報告范文。

2.1.2因子分析的過程

由于多個變量使用的量綱可能各不相同或者變量間的數值大小相差很大，因此， 首先將初始變量標準化，把原變量數列化為均值為0，方差為1的數列。標準化后全國31個省市作為樣本，將上述X1～X8八項支出指標作為變量，得到原始數據陣。首先判斷數據變量是否適合進行因子分析，算出樣本相關系數陣為：

表1：樣本相關系數陣

由上述矩陣發現8個消費要素間的相關系數大部分均大于0.3，適合做因子分析。

再進行KMO統計檢驗，作為比較變量間簡單相關系數和偏相關系數的指標，數學定義為，其中是變量與其他變量的簡單相關系數，是變量與變量在控制了剩余變量下的偏相關系數。

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

計算結果如下：

表2

并且通過巴特利特球體檢驗(P=0.000＜0.05)，表明說明原有的8個變量具有很強的相關性，它們反映的消費要素有很大重疊畢業論文怎么寫，可以做因子分析。

利用SPSS計算后得到主成分的碎石圖，分析發現提取2個主因子比較合適。

利用主因子分析法提取2個主因子，用最大方差旋轉進行簡化，得到因子載荷矩陣（見下表），它代表變量和公因子的相關系數：

表3

由表1 載荷矩陣可得出以下結論：

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

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

從二維的旋轉空間的成分圖可以明顯的看到各個消費要素間的類屬關系，可以看到主消費因子和次消費因子非常靠近兩個因子的坐標軸，表明用兩個因子刻畫消費要素效果非常好，信息丟失較少，達到了我們綜合消費要素，減少解釋變量的目的，使得提前的因子含義清晰，有利于我們對消費要素進行歸類進行分析解釋：

表4

2個因子能解釋的方差分別為5.640（70.494 ％），1.155（14.440 ％），因此這2個主因子能說明總情況的84.935％。8個變量標準化后（不受各變量的不同量綱的影響），最后各變量X1～X8相對應的共性值之和分別為0.916，0.854，0.744，0.783，0.843，0.892，0.926，0.835，除居住外均大于0.75，所以這些變量對各地區城市居民消費結構的分析具有很強的說服力。

根據標準化數據，分別計算各地區城市主要、次要消費因子得分，以各因子方差貢獻率作權重進行加權匯總，得出各地區居民消費水平綜合評價得分并排名，表中因子得分情況及其正負僅表示該省市與平均水平的相對位置，并不說明該省市的居民消費發展水平為負。

綜合評價排名V=0.704 * F1+0.144 * F2

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

表5：全國各省市居民消費因子得分及排名表

 

地區

F得分

F1排名

F2得分

F2排名

綜合得分

綜合排名

上海

3.34231

1

0.44751

7

2.42

1

 

廣東

2.23941

2

-0.75061

9

1.47

2

 

北京

1.32859

4

2.06475

1

1.23

3

 

浙江

1.35439

3

0.58846

6

1.04

4

 

福建

1.13345

5

-0.98121

10

0.66

5

 

天津

0.69190

6

1.05934

2

0.64

6

 

江蘇

0.59168

7

-0.05948

8

0.41

7

 

遼寧

-0.02806

8

0.61654

5

0.07

8

 

山東

-0.17779

9

0.84007

4

0.00

9

 

重慶

-0.19444

10

0.88520

3

篇3

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

引言

跟據國家統計局海南調查總隊抽樣調查的資料顯示，2013年海南農村居民的人均純收入達到8343元，同比增加了935元，名義增長了12.6%，扣除價格因素的影響，實際增長了9.7%。近年來隨著農村經濟的發展以及城鎮化進程的推進，越來越多的農民進城務工或從事非農經營，農民非農產業收入占總收入的比重不斷提高，而農業收入占農民總收入的比重不斷降低，農民的收入結構已向更穩定的方向轉變。2013年海南農村居民人均生活消費支出為5467元，同比增加了731元，名義增長了15.4%，扣除掉價格因素，實際增長了9.3%。從消費類別看，享受型、發展型等非食品類支出增長快于食品類支出，農民生活質量繼續改善。

雖然海南農村居民收入有所提高，但是增長速度緩慢，農村消費環境改善緩慢，農村消費水平難有提高。我國農村的消費市場具有很大的潛力，因此一個很重要的問題是如何去挖掘農村的消費潛力。分析海南省農村居民消費水平的主要影響因素，對于提高海南省農村居民消費水平，促進海南省經濟的發展有重要意義。

一、建立模型

1.模型估計

分析1993-2013年海南省農村居民收入、農村家庭人均純收入、商品零售價格指數的時間序列數據。

由數據分析，建立模型：

Yt=β0+β1X1+β2X2+μt

β0為沒有任何因素影響下農村居民的消費水平；β1為農村居民家庭人均純收入對農村居民消費水平的影響；β2為商品零售價格指數對農村居民消費水平的影響；μt是隨機擾動項。

根據以上數據，估計結果以下：

Yt=1387.978+0.793391 X1C13.14005X2

（704.3340） （0.024215） （6.597850）

t=（1.970625） （32.76379） （-1.991566）

R2=0.984346 Adjusted R-squared=0.982607

F=565.9392 DW=0.698484

根據以上模型，R2=0.984346，Adjusted R-squared=0.982607，可決系數高，擬合度較好。說明了海南省農村居民家庭人均純收入與商品零售價格指數對農村居民消費水平的影響比較顯著。

參數β1=0.793391，β2=-13.14005，而且0

由H0：β1=β2=0，設顯著性水平α=0.05，通過F分布表可查出自由度為k-1=2， n-k=18的臨界值Fα（2，18）=19.4，由上表知F=565.9392> Fα（2，18）=19.4，所以應拒絕原假設H0：β1=β2=0，回歸方程顯著，農村居民家庭人均純收入和與商品零售價格指數連結起來對“農村居民消費水平”有顯著影響。

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

2.計量經濟意義的檢驗

（1）多重共線性的檢驗

令Y分別對X1、X2做回歸

計算各解釋變量的相關系數，選擇X1、X2的數據，相關系數矩陣如圖：

Y和X1的組合是最優方程，雖然X2跟Y的擬合度不好，但是引入了X2后，R2=0.984346，大于Y和X1回歸后的R2=0.980897，對整體模型來說X2這個解釋變量具有改善作用，并且t檢驗也符合，因此解釋變量X2不能舍棄，模型可認為不存在多重共線性。

（2）異方差檢驗

對模型進行White檢驗

可得出nR2=8.606542，由White檢驗知，在顯著水平α=0.05下臨界值χ20.05（5）=11.0705，比較統計值與臨界值，nR2

（3）自相關檢驗

由上得DW=0.698484，若給定α=0.05，查表得DW檢驗臨界值dL=1.125、du=1.538，因為du

二、結論

通過模型說明了農村居民家庭人均收入對消費水平有很大的影響，因此提高消費水平的重要手段就是要增加農村居民的收入。商品零售價格指數對于消費水平來說也有一定的影響，但它受到通貨膨脹率以及經濟發展水平等因素的影響。

參考文獻：

[1]國家統計局.中國統計年鑒.

[2]王真.農村居民消費主要影響因素分析.學年論文.2011（5）.

[3]肖毅.石海峰.海南省農村居民消費需求影響因素分析.

[4]龐浩.《計量經濟學》.科學出版社..

篇4

 

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，擴大內需還是保持經濟增長是根本之策，然而較低的居民消費水平限制了市場的開發。改革開放以來,上海城鎮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。消費水平沒有充分開發直接影響上海經濟的健康穩定發展。因此，研究收入和消費的關系有利于進一步了解國內消費市場，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．樣本數據

本文選用1978～2008 年上海城鎮居民“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居民消費價格指數(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 )。為了減少數據處理中的誤差，尤其是異方差，對原始數據分別取自然對數，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序列。應用的計量分析工具是專業計量軟件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---單位根檢驗

從原始序列變量圖，可直觀看出其不平穩的態勢。時間序列計量分析需要樣本是平穩的單位根過程，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,經過一階差分后,兩者圖形漸趨平穩。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按照AIC（Akaike Information Criterion）準則確定，AIC值越小，則滯后階數越佳。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

lnCt

(c,t,1)

-2.972389

-3.574244

不平穩

lnYt

(c,0,1)

-4.561073

-2.967767

平穩

lnCt

(c,0,1)

篇5

2我國居民消費結構的縱向分析

進入21世紀以來,隨著經濟體制改革的深入,國民經濟的迅速發展,我國城鄉居民的消費水平顯著提高,居民的各項支出顯著增加。隨著消費水平的提高,我國城鄉居民消費從注重量的滿足到追求質的提高,從以衣食消費為主的生存型到追求生活質量的享受型、發展型,消費質量和消費結構都發生了明顯的變化。城鎮居民在食品、衣著、家庭設備用品三項支出在消費支出中的比重呈現明顯的下降趨勢,其中食品類支出比重降幅最大,達15個百分點;衣著類下降4個百分點;家庭設備用品類下降幅度不是很大。與此同時,醫療保健、交通通訊、文化娛樂教育服務、居住及雜項商品支出在消費支出中的比例均有上升,富裕階段的消費特征開始顯現。3我國居民消費變化的趨勢特點

(1)居民收入迅速增長,消費水平大幅度提高,消費結構呈現明顯的富裕型特征消費是收入的函數,收入的增加是消費水平提高和消費結構變化的前提。隨著我國經濟的發展,我國居民的收入水平不斷提高,特別是21世紀以來,我國居民的收入水平迅速提高。伴隨著收入水平的提高,城鄉居民各項支出全面增加,消費性支出大幅度增長。2005年,我國城鎮、農村居民人均消費性支出分別為6510.94元和1943.30元,是1994年的3.9倍和2.5倍。今后5—10年以至更長時間,我國經濟保持一個較高的增長速度是完全可能的,城鄉居民的消費水平將大幅度提高。

(2)消費能級不斷提高,消費內容日益豐富,住房與轎車消費同時升溫,可望提前成為消費熱點在消費水平提高和消費結構改善的同時,城鄉居民的消費能級不斷提高。

(3)以教育為龍頭的娛樂教育文化服務類消費繼續攀升隨著人們對知識認知程度的提高和自我完善意識的增強,對教育的投入仍會保持增長。目前從子女教育在人們儲蓄目的位居前列的情況看,對教育及教育產品的投入仍是今后一個時期的消費熱點。大力發展教育事業,特別是高等教育、成人教育、職業教育應是政府長期堅持和倡導的。

4我國大部分地區居民消費水平偏低的原因及解決方法與策略

(1)居民消費率分析:居民消費率是指在一定時期內一國(或地區)居民消費部分占GDP的比重。改革開放以來的30年中我國居民消費率的變化大體上可以分為五個階段:第一個階段是1978-1981年,這一階段居民消費率直線上升,并在1981年達到了改革開放以來的最高點(53.1%)。第二個階段是1982-1989年,這8年中居民消費率出現過幾次小幅波動,但基本上比較穩定。第三個階段是1990-1994年,居民消費率持續下降。第四個階段是1995-2000年,在此期間,除了1997年居民消費率出現了小幅下降以外,其余年份均保持上升趨勢,但是上升幅度相當小,只有1.9個百分點。第五個階段是2001-2005年,居民消費率直線下降,并且在2005年達到了歷史最低點(38.2%)。

(2)居民消費占最終消費的比重:改革開放以來的1978年到2005年期間,我國最終消費中居民消費所占的比重雖然出現過波動,但是整體上保持穩定。值得注意的是2004年居民消費的比重直線下降。改革開放以來,我國居民消費占最終消費的比重最高只有81.5%,而且大多數年份不到80%,尤其是2004和2005兩年居民消費的比重更是降到了73.3%。國外經驗表明,居民消費占最終消費的比重一般不低于80%。這也從另一個方面反映出我國居民消費率偏低的事實。

(3)最終消費率分析:最終消費率是指在一定時期內(通常為一年或一個季度)一國(或地區)最終消費占GDP的比重。改革開放以來的28年中我國最終消費率的變化大致上可以分為四個階段:第一個階段是1978-2005年,居民消費率直線上升,并在1981年達到了改革開放以來的最高點(67.5%)。第二個階段是1982-1994年,除了在1985、1988和1989這三年有小幅回升外,其余年份均在下降。第三個階段是1995-2000年,除了1997年最終消費率出現了小幅下降以外,其余年份均保持上升趨勢,但是在整個階段中,最終居民消費率上升的幅度并不是很大,只有3.6個百分點。第四個階段是2001-2005年,居民消費率直線下降,并且在2005年達到了歷史最低點(52.1%)。與我國處在相同發展階段的一些國家的最終消費率一般均在80%以上,但是我國的最終消費率在2003年卻只有55.4%。

以上分析顯示,1978年以來的任何一個時期,我國的居民消費率和最終消費率都明顯偏低,尤其是2001年以來尤甚,這表明我國當前消費不足明顯存在。

論文關鍵詞:消費結構;消費趨勢;因子分析;聚類分析

篇6

中圖分類號：F323.8 文獻標識碼：A

1 消費支出增長加快

據江蘇省統計局網站2011年12月14日公布的數據顯示，江蘇農民消費支出2010年人均達6543元，比2001年翻了一番多，年均增幅10.8%。社會消費品零售總額也能說明農民消費水平的提高。2010年，江蘇社會消費品零售總額中鄉村地區實現1516.79億元，比2000年增長了85.2%，反映最近10a來鄉村地區的消費需求呈增長趨勢。

2 收入水平對消費的影響

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

3 收入分配差距對農民消費的影響

目前，農村的收入和消費水平遠低于城市。江蘇省統計局2011年12月份公布的數據顯示，按收入5等份分組計算的高收入戶與低收入戶的差距由2000年的5.4：1變為2010年的6.7：1，絕對差距從2000年的6452元變為2010年的16983元，擴大了2.6倍。這個結果表明，農村居民中只有一部分人的消費可望得到擴大。

4 消費結構逐漸轉型

消費結構是反映居民生活消費水平、生活質量變化狀況以及內在過程合理化程度的重要指標。一般所指的消費結構就是衣食住行和文教、醫療等幾大類消費支出占生活消費支出的比例。目前，農民的教育消費太高，以高等教育為例，教育改革前，全國高校年人均學費僅為200元，1997年教育改革后，學費從1998年的1000余元攀升至目前的5000元左右。國家統計局的《2004年國民經濟和社會發展統計公報》表明，2004年全國農村居民人均純收入實際增長6.8%，但農村家庭的教育支出年增長率超過20%。教育費用的昂貴，是農民進行現期消費的“后顧之憂”。

5 農村社會保障機制不健全

預防性儲蓄理論認為，當消費者面臨收入的不確定性越大的時候，他更多的是依據當期收入來進行消費。而且，未來的風險越大，他越會進行更多的預防性儲蓄。當前，雖然農民收入有所增加，但出于謹慎動機，用于預防意外事件的貨幣量也隨之增加。例如，農村中“看病難”“養老難”仍是目前農民反映最強烈的問題。不久前，國務院發展研究中心組織專家實地調查顯示，52%的人頭痛感冒就自己買藥吃，有近20%的人是自我治療或者硬挺著等病好。農村社會保障機制不健全，使得農民有錢也不敢大膽增加現期消費。

6 農村消費環境較差

主要表現在：

6.1 鄉村道路建設問題突出

尤其是山區農村，農民有特產運不出，工業品也難以進入，形成一道較難逾越的鴻溝。

6.2 我國當前電視廣播

通訊設施雖然發展很快，但在農村尤其是廣大偏僻山區仍然是盲區，限制了廣播電視及手機等產品的消費。

6.3 因缺乏對消費品質量的有效監督

大量劣質產品擁入農村市場，農民深受其害，消費積極性嚴重受挫。

7 消費水平總體偏低

從總趨勢上看，江蘇農村居民消費支出不斷增長，但農民消費水平總體仍然偏低。2001～2010年江蘇地區生產總值使用額中，居民消費從3027.67億元增加到10942.82億元，年均實際遞增12.4%。其中：農村居民消費從1373.31億元增加到2676.41億元，年均僅遞增5%；而城鎮居民消費從1654.36億元增加到8266.41億元，年均遞增16.7%。由此可見，在江蘇近10a的經濟發展中，來自農民消費的貢獻非常小。

8 消費心理因素對農民消費的影響

現實生活中，農民的消費行為還受到傳統消費習慣和消費觀念的影響，如平時省吃儉用，到節假日過度消費，重視人情消費、非科學消費，消費方式講究從眾與求同，造成實際改善生活的支出受到擠占，使得農民消費增長乏力。

9 財政與金融市場的支持力度對農民消費需求的影響

近幾年，國家財政、金融在支持農村消費上做了很多工作，但相對于對城市消費的支持，還是很小的。就金融信貸來說，一來因農民金融信貸觀念相對落后，在生產生活消費時，如自有資金不足，大多數選擇向親戚朋友等個人借款，甚至向不法高利貸者借貸。其次是銀行等金融機構不太愿意向回報率較低、風險相對較大的農村或農民貸款。另外，宏觀經濟環境、就業機會等因素同樣會對農村消費產生作用，或將成為制約消費需求的阻力。

篇7

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

學者們采用不同方法實證檢驗流通業增長對消費經濟的影響，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對農村居民消費的影響，丁凡凡（2012）則運用協整、因果檢驗、回歸分析等一系列計量方法檢驗了我國流通業發展與居民消費的關系。但縱觀研究發現，大部分學者的研究以流通業對居民消費的影響系數固定為前提，能夠分析流通業對居民消費動態影響的文獻非常罕見。本文實證分析流通業增長對消費經濟的動態影響。同時，考慮到我國二元經濟的發展模式依然存在，故分城鎮和農村兩個層面分別進行探討。

研究方法、變量選取及數據處理

（一）研究方法

為了定量研究流通業增長對消費經濟的動態影響，本文采用Akaike在1976年提出的狀態空間模型進行實證。狀態空間模型屬于動態時域模型，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。狀態空間模型包括兩個參數方程，分別為量測方程（measurement equation）和狀態方程（state equation）。設yt表示含有k個變量的k維向量，該變量向量與m維的狀態向量αt存在相關性，該狀態空間模型可寫為：

（1）

其中，第一個方程為量測方程，第二個方程為狀態方程，Zt表示k×m階的量測矩陣，Wt表示m×m階的狀態轉移矩陣，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。根據狀態空間模型的原理，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的協方差矩陣。量測方程和狀態方程等式右邊除誤差向量和狀態向量外的所有矩陣或向量，以及兩個誤差向量的協方差矩陣統稱為非隨機的系統矩陣，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模型擴展為可變參數的狀態空間模型，具體形式如下：

yt = xtβt + zt γ+ ut （3）

其中，βt表示隨時間變化而發生變化的變系數向量，反映解釋變量xt對被解釋變量yt影響的動態性，γ為固定參數變量。假設變系數向量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為自回歸參數向量的系數，εt為隨機誤差項。根據狀態空間模型的原理，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）變量選取及數據處理

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

1.被解釋變量：消費水平。基于數據的可獲得性，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，以城鎮居民人均消費支出作為城鎮層面的被解釋變量，數據來源于1997-2012年《中國統計年鑒》；以農村居民人均生活消費支出作為農村層面的被解釋變量，數據來源于1997-2012年《中國農村統計年鑒》。

2.解釋變量：流通業發展水平。以往有部分學者僅以社會消費品零售額作為流通業發展水平的指標（冉凈斐，2008），這樣的選擇存在其合理性，因為它是流通經濟規模的總體反映。但是，僅以此作為流通業發展水平來檢驗流通業增長對消費經濟的影響，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，而忽視了流通業生產的行為過程。流通業作為一類綜合性生產服務業，其生產者的經濟行為也從一定程度上影響了消費經濟。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生產函數為切入點，引入流通業勞動要素和流通業資本要素兩個變量，分別反映流通業的組織規模和發展環境。其中，農村社會消費品零售額采用縣及縣以下農村消費品零售總額表示，且由于城鎮消費零售規模遠高于農村，故直接采用社會消費品零售額作為城鎮消費品零售額的指標。

在選取流通業勞動要素和資本要素指標時，首先對流通業進行界定。基于數據的可得性，選取批發和零售業、住宿和餐飲業兩大行業綜合作為流通產業體系。城鎮流通業勞動要素采用批發零售和住宿餐飲業城鎮單位就業人數表示，農村流通業勞動要素采用批發零售和住宿餐飲業鄉村就業人數表示，城鎮和農村的相關數據分別來源于歷年《中國統計年鑒》和《中國農村統計年鑒》。需要注意的是，由于2005年之前沒有批發零售業和住宿餐飲業兩大行業的具體數據，而分為批發零售貿易業和餐飲業，本文以這兩大行業的數據之和作為流通業數據。城鎮流通業資本要素采用批發零售和住宿餐飲業城鎮固定資產投資完成額表示，農村流通業勞動要素采用批發零售和住宿餐飲業農村固定資產投資完成額表示，城鎮和農村的相關數據分別來源于歷年《中國統計年鑒》和《中國農村統計年鑒》。

3.控制變量：收入水平。一個地區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，城鎮居民收入水平采用城鎮居民家庭人均可支配收入表示，農村居民收入水平采用農村居民家庭人均純收入表示，數據來自歷年《中國統計年鑒》。

受通貨膨脹的影響，一個地區的名義消費水平往往不能真實反映消費水準，因此有必要根據價格指數對原始數據進行調整。同理，社會消費品零售額、固定資產投資額和居民收入水平也都需要根據相應的價格指數進行調整。城鎮居民消費水平和收入水平均按城市居民消費價格指數進行平減調整，農村居民消費水平和收入水平均按農村居民消費價格指數進行平減，城鎮社會消費品零售額和農村社會消費品零售額分別按城市商品零售價格總指數和農村商品零售價格總指數表示。由于難以具體獲取城鎮和農村固定資產投資價格指數，故對城鎮和農村流通業固定資產投資完成額均按固定資產投資價格指數進行平減。所有價格指數的數據來自1997-2011年《中國統計年鑒》。

流通業增長對消費經濟動態影響的實證分析

（一）城鎮層面

1.模型設定。根據前述狀態空間模型理論，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年流通業從業人員數，Kt 表示t年流通業固定資產投資完成額，INCt表示t年居民人均收入。β0、β1均為固定參數，α1，t、α2，t、α3，t均為時變參數。ut為量測方程的誤差項，ε1，t、ε2，t、ε3，t分別為三個狀態方程的隨機誤差項。

2.實證結果及分析。城鎮層面相關變量的數據如表1所示。

根據式（6），采用卡爾曼濾波方法對城鎮層面的數據進行實證檢驗，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的最終狀態估計值分別為0.033、0.039和0.068。根據狀態空間模型的回歸結果可知，各個變量對城鎮居民消費水平均有顯著的影響，可見該回歸結果是比較穩健的。為了更清晰地分析流通業各個變量對城鎮居民消費水平的動態影響，根據式（7）的回歸結果，給出時變參數α1，t、α2，t、α3，t的變化情況，具體如圖1、圖2、圖3所示。

根據式（7），城鎮居民收入水平的系數為0.885，且在1%的水平顯著，表明城鎮居民人均可支配收入每提高1%，將帶動城鎮居民消費支出提高0.885%，這與以往大量研究得到的城鎮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年城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的彈性系數存在明顯的波動特征，且這種波動基本表現在1996-2004年期間，2004年以后該彈性系數呈平穩增加，但增幅很小。在1996-1999年期間，我國城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的彈性系數呈顯著增加趨勢，產生這種現象的原因在于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，國民經濟不斷增長，人民生活水平不斷提高，小康社會不斷發展，尤其是國內市場消費水平明顯提升。而消費市場的崛起為我國流通業的發展提供了強大動力，由于流通業的發展促進國內消費品市場的不斷擴張，因而能進一步推動城鎮居民消費支出的增長。但是，1999-2001年期間，我國城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的彈性系數呈顯著降低趨勢，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消費零售的快速增長，進而影響了城鎮消費零售市場擴張對城鎮消費水平的促進作用。在2001-2004年期間，我國城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的彈性系數呈“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整。2004年以后，我國城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的彈性系數基本穩定，表明城鎮消費零售市場已不斷成熟，對城鎮消費水平的影響也基本穩定下來。圖4描繪了城鎮消費零售規模對城鎮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為城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的彈性系數），從中可以發現，整個樣本期間城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的貢獻率與彈性系數的變化趨勢基本保持一致。

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

（二）農村層面

根據式（6），采用卡爾曼濾波方法對城鎮層面的數據進行實證檢驗，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的最終狀態估計值分別為0.299、0.038和0.059。根據狀態空間模型的回歸結果可知，各個變量對城鎮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各個變量對農村居民消費水平的動態影響，根據式（8）的回歸結果，給出時變參數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。

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

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

參考文獻：

1.李駿陽，包偉，夏禹鋮.流通業對農村居民消費影響的實證研究[J].商業經濟與管理，2011（11）

2.丁凡凡.流通業發展與居民消費關系研究[D].首都經濟貿易大學碩士學位論文，2012

篇8

 

一、引言

改革開放以來，中國的經濟轉型戰略取得了巨大成功，但內需不足的結構性失衡問題一直未得到根本解決，尤其是廣大農村居民消費率明顯偏低，已成為中國經濟長期健康運行的隱憂。伴隨著世界經濟進入后危機時代，以及中國改革向縱深推進，問題變得更為復雜。因此，深入研究農村居民生活消費的主要影響因素及其作用機制，是一個具有重要現實意義和豐富政策蘊含的命題。

擴大內需的最大潛力在農村。本文對傳統的居民消費模型進行修正，研究了影響我國農村居民消費的因素，把國家財政對農業的支出、農村居民消費價格指數等變量引入模型。結果顯示，農村居民的人均純收入、財政用于農業的支出水平對居民消費具有顯著影響。在此基礎上，本文探討了擴大農村居民消費需求的財稅對策。

二、文獻綜述

（一）外文文獻綜述

關于居民消費需求的研究文獻較多，如凱恩斯絕對收入假說、杜森貝利提出了相對收入假說、以莫迪利亞尼為代表的生命周期假說和以弗里德曼為代表的持久收入假說。霍爾第一個正式把理性預期假說和LCH／PIH結合起來，得出了不確定性下消費者效用最大化的隨機游走模型。但Campbell和Deaton也提出了消費的“過度平滑性”，用以說明隨機游走假說與實證結果之間的矛盾。隨后發展起來的預防性儲蓄假說和流動性約束假說，采用了更符合現實的不確定性假定來研究消費最優化行為。

在研究財政支出對消費的影響方面，Fatas和Mihov、Blanchard&Peroti采用結構向量自回歸方法對政府財政支出與居民消費關系做了考察，結果表明財政擴張會導致產出和居民消費的顯著增加。

在研究預防性儲蓄對消費的影響方面，哈波德認為社會保險可降低居民預防性儲蓄，首先，因為在居民面臨大額醫療支出或收入下降的情況下，在困難時期保障的存在降低了家庭所面臨的不確定性，由此可以降低居民的預防性儲蓄。菲爾德斯坦提出養老社會保障對居民儲蓄的替代效應和引致退休效應。他運用擴展的生命周期假說模型，考察了美國居民消費養老社會保障之間的關系。

（二）中文文獻綜述

我國對于消費需求的研究起步較晚，對于影響居民消費因素的研究主要集中在以下幾個方面：一是關于居民收入對其消費的影響。在諸多研究當中，眾多學者都認為收入水平一直是影響居民消費的主要因素，二者之間存在長期穩定地均衡。陳天祥、李貴榮（2001）分析了我國農村居民消費不足的原因，認為影響農村居民消費的因素可歸結為三類：較低的農村居民純收入水平；勤儉節約的消費觀念；宏觀經濟發展，其中收入水平對農村居民消費取決定性的影響。黃少安和孫濤（2005）從家庭倫理、道德習慣等非正規制度的角度分析研究了中國等國家和地區居民消費和儲蓄的特點，并沿用和擴展代際交疊模型，用最優化條件分析了我國居民在儲蓄和消費行為等方面的特征和存在的問題。

二是社會保障支出對居民消費影響的研究綜述。吳敬璉（1998）指出，在社會生活越來越不確定的情況下經濟學論文，要想擴大消費首先要讓消費者對未來的預期越來越好。劉鈞（2000）認為社會保障問題制約著消費啟動的作用力度，完善的社會保障運行機制可以提高居民的邊際消費傾向，可以替代居民用于養老和防止意外事故而進行的儲蓄。王云、辜萍（2001）通過分析社會保障制度對城鄉居民收入分配、消費觀念等消費行為的影響，認為社會保障制度與城鄉居民消費行為存在非常密切的關系，社會保障制度的健全與完善有利于擴大城鄉居民消費，推動經濟增長。

三是財政支農對居民消費影響的研究綜述

國內學術界對財政支出對農村居民消費的影響也進行了一些研究。許允彬、趙衛亞（2007）使用半參數模型考察了農村產出對農村居民消費的影響。財政農業支出、農村產出與農村居民消費等農村經濟變量之間是密切相關、相互影響的，財政農業支出的政策效應也會隨時間動態地變化。張陽、楊宏嶄（2010）利用協整和誤差修正模型對山東省財政支農支和農村消費之間的關系進行實證研究，發現山東省的財政支農支出與農村消費之間存在Granger因果關系、長期穩定的協整關系、同向變動關系和相互促進作用。

四是預防性儲蓄方面。不少學者認為未來的不確定性越大，預期未來的消費增長就越大，預防性儲蓄就越多。劉麗敏（2004）認為思考中國農村居民儲蓄行為及影響因素必須要結合中國經濟體制變遷。還有不少學者研究了城鄉居民消費的流動性約束問題，認為流動性約束太強和消費者短視行為是造成我國目前消費疲軟的根本原因。

還有眾多學者分析研究了就業、人口年齡結構等因素對居民消費的影響。如施祖輝（1997）通過對就業率與居民消費增長之間關系的實證分析，研究了就業對消費的影響。[1]

三、山東農村居民人均消費情況分析

自改革開放以來，伴隨著收入水平的提高，如下圖所示，山東農村居民人均消費也呈現出大幅增長的趨勢，從1978年的農村人均消費僅為93.69元，增長到2008年的4077.05元，并且在1995年及其以后年份出現一個人均消費快速上升的趨勢，并且在2006年之后又進入了另一個快速上升的階段。

圖1 1978-2008年山東農民人均消費線條圖

以上只是對歷年數據中山東農村居民人均消費的規模大致分析情況，關于山東農村居民人均消費背后增長的原因還有待于進一步分析。以下將引入一些列影響農村居民人均消費的變量對其進行定量實證分析論文格式。

三、數據與模型設定

本文所使用的數據為1978—2008年的年度數據，原始數據來源于山東省統計年鑒（2008）及山東統計信息網，根據相關理論及數據的可得性，本文選取山東省農村人均消費支出（ct）為被解釋變量，農民人均純收入（yt）、財政支農支出（gt）、農村消費價格指數（pt）作為影響農村居民消費的解釋變量。

其中，財政用于農業的支出主要包括：支農支出、農業基本建設支出、農業科技三項費用、農村救濟費、新型農村合作醫療等等。農村消費價格指數采用的是以1977年為基期，1977年的農村消費價格指數為100。

同時為了消除時間序列中存在的異方差現象，對變量進行對數變換，變換后不影響原序列的相關性。分別用Lnct、Lnyt、Lngt和lnpt表示取自然對數后的農村人均消費水平、農民人均純收入、財政支農支出、農村消費品價格指數。

四、多線段回歸模型

通過觀察分析山東省農村人均消費水平及其線條圖可知，數據在1995年、2006年有兩個顯著的突變點，可以建立關于人均消費水平與時間變量的多線段回歸模型進行研究，以下將對其進行分析。

建立模型：

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

運用Eviews 6.0對上述模型進行回歸分析，得到以下回歸方程：

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

t=(-1.332) （9.041） (6.322) (4.703)

=0.977 F=381.556DW=1.490

從回歸結果可以得出如下分析：t檢驗值(除常數項外)、F檢驗值、呈現出高度的顯著性，并且不存在明顯的自相關問題。可見，可以從1995年、2006年進行分段。

按1995、2006年進行分段，可得到以下分段回歸線性函數：

五、實證回歸分析

（一）ADF檢驗

在運用經濟變量建立模型時，通常要求時間序列是平穩的。否則，通過普通最小二乘法得到的回歸分析結果可能是毫無意義的偽回歸，而經濟時間序列常常是非平穩的。

運用Eviews6.0對時間序列lnct和lnyt、lngt、lnpt進行ADF檢驗，以判斷時間序列的平穩性。若ADF值大于臨界值，則意味著變量時間序列含有一個單位根，即變量時間序列是不平穩的；否則，若ADF值小于臨界值，則認為變量的時間序列是平穩的。

ADF檢驗結果見表1

表1 ADF檢驗值表（lnct、lnyt、lngt、lnpt）

 

變量

檢驗類型

ADF檢驗值

5%臨界值

結論

lnct

(C,T,2)

-3.013053

-3.574244

非平穩

Dlnct

(C,0,2)

-3.776756

-2.971853

平穩

lnyt

(C,T,2)

-2.881591

-3.574244

非平穩

Dlnyt

(C,0,2)

-3.519626

-2.971853

平穩

lngt

(C,T,2)

-2.089553

-3.568379

非平穩

Dlngt

(C,0,2)

-3.481609

-2.967767

平穩

lnpt

(C,T,2)

-2.586008

-3.568379

非平穩

Dlnpt

(C,0,2)

篇9

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。

參考文獻：

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[6]堯華英.中國城鎮居民平均消費傾向對收入分配的影響的實證研究[J].現代經濟信息，2009.2

篇10

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，出現投資、消費與出口不協調的局面。而在消費的變化上，我國政府消費率一直處于平穩狀態，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。要通過擴大內需，提高居民消費，使其成為國民經濟新的增長點，就必須建立居民消費需求長效機制，發揮國家政策助力，以國家發展戰略的高度長期推進。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，根據貴州省實際，因地制宜分析該省居民消費的現狀及其影響因素，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。

在傳統的西方經濟理論中，學者們普遍認為社會保障體系對宏觀經濟具有“自動穩定器”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。穩定的收入是居民消費能力最直接體現，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人均可支配收入及農村人均純收入。考慮到城鄉人口數統計存在缺漏，本文的居民收入水平用人均地區生產總值來表示。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。由于基尼系數統計存在遺漏，本文的收入分配狀況用城鄉居民可支配收入比來表示，即城鎮居民可支配收入與農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系，供給創造需求，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量和效率。③”當前，中國經濟陷入產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不能再次刺激經濟增長，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量也作為消費供給的指標，金融機構的數量越多，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，且鑒于數據的可獲得性，本文用銀行類金融機構的數量來表示。

四是消費環境。影響居民消費需求的外在環境因素很多，包括政治、經濟、社會和法律環境等，但很多環境因素難以量化，本文主要選擇經濟環境中相對重要的消費物價水平和利率水平環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量的顯著變動，人們會根據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）變量選取及數據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）、人均地區生產總值（X3）、城鄉居民收入差距（X4）、地方財政一般公共服務支出（X5）、全省銀行類金融機構數量（X6）、居民消費價格指數（X7）、一年期人民幣存款基準利率（X8）。本文以貴州省2004~2013年的相關數據進行分析。其中，個人消費貸款和全省銀行類金融機構數據來源于《中國區域金融運行報告——貴州省金融運行報告》；一年期人民幣存款基準利率根據中國人民銀行網站原始數據計算得出，計算方法為加權平均法，以利率持續天數占整年天數之比為權重；其余數據來源于國家統計局、貴州省統計年鑒和統計公報。

（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（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。對數據進行標準化處理，并得到了相關系數矩陣的特征值（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，必須發展其個人消費信貸，解決流動性約束問題。其次，人均地區生產總值（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展。而社會保障覆蓋率（X1）和全省銀行類金融機構的數量（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（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)創新金融產品，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務，提供人性化的消費金融產品，大力加強消費信貸業務營銷，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開發多樣性金融產品，適合農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，為生產大量消費品的企業提供消費信貸，這樣也會間接帶動消費的發展。

（二）建立收入穩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。實施脫貧攻堅戰略，應當有政府和政策性金融機構協力推進，政府部門加大財政支出，政策性金融機構實施扶貧開發，人民自立更生。通過增加就業崗位，鼓勵創業創新，將扶貧工作漫灌式輸血變為精準式造血，拓開居民收入來源，提高居民實際收入，特別是邊遠地區農民和城鎮低收入居民的收入，縮小居民收入差距，調節居民收入分配比例，提高社會平均消費傾向，構建城鄉居民收入穩定增長的長效機制。

（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，需求是通過對產品的最終消費拉動經濟增長，而供給側則是從生產端和供給端來“推動”經濟增長。貴州省經濟發展相對落后，但是具有環境未曾遭受破壞、資源豐富等后發優勢，因此貴州省有必要將資源要素供給從產能過剩的行業中釋放出來，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境的有效供給向新興產業轉移，優先發展某一方面消費如服務業消費，然后通過乘數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展，以培育貴州省新興的消費增長點。

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

參考文獻:

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