居民消費水平論文大全11篇

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篇（1）

② 李琮主編《西歐社會保障制度》，中國社會科學(xué)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(yuǎn)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(xiāng)村文化福利構(gòu)建》，遼寧大學(xué)碩士學(xué)位論文，2009年。

⑥ 呂效華《流動人口文化福利支持機(jī)制構(gòu)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(xué)學(xué)報》，2002年第4期。

⑨ 同⑥。

⑩ 李占樂《現(xiàn)代城市社會福利事業(yè)的興起――變遷與模式轉(zhuǎn)換――以武漢市為個案的制度考察》，華中師范大學(xué)博士學(xué)位論文，2005年。 B11 侯志陽、孫瓊?cè)恪掇r(nóng)村文化福利資本與文化福利治理》，《改革與發(fā)展》，2013年第3期。

B12 方福前、呂文慧《中國城鎮(zhèn)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(jié)構(gòu)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(zhèn)、城鄉(xiāng)之間的流動人口以及短時居住在城鎮(zhèn)的居民。

B15 歐文?休斯認(rèn)為對于公益性部門的績效評估除了應(yīng)該有關(guān)于目標(biāo)的全面進(jìn)展情況，或者關(guān)于財政目標(biāo)的成就指標(biāo)之外，還應(yīng)該有關(guān)于顧客或委托人滿意程度的指標(biāo)。[澳]歐文?E.休斯《公共管理導(dǎo)論》，中國人民大學(xué)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

篇（2）

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

引言

跟據(jù)國家統(tǒng)計局海南調(diào)查總隊抽樣調(diào)查的資料顯示，2013年海南農(nóng)村居民的人均純收入達(dá)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(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展以及城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)，越來越多的農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工或從事非農(nóng)經(jīng)營，農(nóng)民非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入占總收入的比重不斷提高，而農(nóng)業(yè)收入占農(nóng)民總收入的比重不斷降低，農(nóng)民的收入結(jié)構(gòu)已向更穩(wěn)定的方向轉(zhuǎn)變。2013年海南農(nóng)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(fā)展型等非食品類支出增長快于食品類支出，農(nóng)民生活質(zhì)量繼續(xù)改善。

雖然海南農(nóng)村居民收入有所提高，但是增長速度緩慢，農(nóng)村消費環(huán)境改善緩慢，農(nóng)村消費水平難有提高。我國農(nóng)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(nóng)村的消費潛力。分析海南省農(nóng)村居民消費水平的主要影響因素，對于提高海南省農(nóng)村居民消費水平，促進(jìn)海南省經(jīng)濟(jì)的發(fā)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(nóng)村居民收入、農(nóng)村家庭人均純收入、商品零售價格指數(shù)的時間序列數(shù)據(jù)。

由數(shù)據(jù)分析，建立模型：

Yt=β0+β1X1+β2X2+μt

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

根據(jù)以上數(shù)據(jù)，估計結(jié)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(jù)以上模型，R2=0.984346，Adjusted R-squared=0.982607，可決系數(shù)高，擬合度較好。說明了海南省農(nóng)村居民家庭人均純收入與商品零售價格指數(shù)對農(nóng)村居民消費水平的影響比較顯著。

參數(shù)β1=0.793391，β2=-13.14005，而且0

由H0：β1=β2=0，設(shè)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(yīng)拒絕原假設(shè)H0：β1=β2=0，回歸方程顯著，農(nóng)村居民家庭人均純收入和與商品零售價格指數(shù)連結(jié)起來對“農(nóng)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(yīng)t統(tǒng)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(shù)與農(nóng)村居民家庭人均純收入分別對被解釋變量農(nóng)村居民消費水平的影響都顯著。

2.計量經(jīng)濟(jì)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(guān)系數(shù)，選擇X1、X2的數(shù)據(jù)，相關(guān)系數(shù)矩陣如圖：

Y和X1的組合是最優(yōu)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(rèn)為不存在多重共線性。

（2）異方差檢驗

對模型進(jìn)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(tǒng)計值與臨界值，nR2

（3）自相關(guān)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(jié)論

通過模型說明了農(nóng)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(nóng)村居民的收入。商品零售價格指數(shù)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(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等因素的影響。

參考文獻(xiàn)：

[1]國家統(tǒng)計局.中國統(tǒng)計年鑒.

[2]王真.農(nóng)村居民消費主要影響因素分析.學(xué)年論文.2011（5）.

[3]肖毅.石海峰.海南省農(nóng)村居民消費需求影響因素分析.

[4]龐浩.《計量經(jīng)濟(jì)學(xué)》.科學(xué)出版社..

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關(guān)鍵詞：

居民消費水平；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；城鎮(zhèn)化程度；量化關(guān)系

一、引言與文獻(xiàn)綜述

城鎮(zhèn)化是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要動力，新型城鎮(zhèn)化對我國的發(fā)展方式提出了更為嚴(yán)格的要求。城鎮(zhèn)化歸根到底是人的城鎮(zhèn)化，人的城鎮(zhèn)化必然與人民的生活質(zhì)量存在密切關(guān)系，否則推薦城鎮(zhèn)化進(jìn)程就失去意義。長期以來，很多學(xué)者研究了居民消費水平與其影響因素之間的關(guān)系。徐鳳等運用協(xié)整理論,對改革開放以來中國經(jīng)濟(jì)增長與國內(nèi)居民消費之間的關(guān)系進(jìn)行研究，并指出兩者之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，消費對經(jīng)濟(jì)增長具有長期、穩(wěn)定的促進(jìn)作用[1]。付波航等基于中國29個省份1989—2010年的面板數(shù)據(jù)，對城鎮(zhèn)化、人口年齡結(jié)構(gòu)這些人口消費環(huán)境或制度變量與居民消費之間的關(guān)系進(jìn)行了實證研究[2]。劉厚蓮指出，人口城鎮(zhèn)化率與居民消費率呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，城鄉(xiāng)實際收入差距與居民消費需求呈現(xiàn)倒U型關(guān)系[3]。田青等利用1999—2006年30個省、自治區(qū)、直轄市的相關(guān)數(shù)據(jù)分析消費習(xí)慣、收入、購房支出、醫(yī)療、教育支出、收入波動及利率等因素對消費的影響，實證結(jié)果表明，消費習(xí)慣、收入是影響消費的主要因素，而收入波動及利率對居民消費的影響不顯著[4]。以我國1978—2004年的年度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，建立反映城/鎮(zhèn)化水平和消費增長動態(tài)關(guān)系的向量自回歸(VAR)模型，在模型的基礎(chǔ)上，運用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析了城鎮(zhèn)化發(fā)展對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民消費增長的動態(tài)影響，并指出城鎮(zhèn)化發(fā)展對居民消費增長有促進(jìn)作用，特別是城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)村居民消費增長的累積效應(yīng)大于對城鎮(zhèn)居民消費的累積效應(yīng)，并且正向拉動效應(yīng)的持續(xù)時問更長也更穩(wěn)定[5]。儲德銀等通過建立協(xié)整方程和誤差修正模型，從城鄉(xiāng)比較視角分析我國居民消費需求的影響因素，并研究得出收入水平對城鄉(xiāng)居民消費的影響程度最大，而收入分配和政府支出對城鄉(xiāng)居民消費影響的絕對程度基本相同[6]。潘明清等從勞動力流動視角分析城鎮(zhèn)化影響居民消費的內(nèi)在機(jī)制，使用1996—2011年的省級面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)GMM估計方法，重點檢驗了勞動力流動、城鎮(zhèn)化進(jìn)程以及它們的交互作用對居民消費的影響并證明了城鎮(zhèn)化的積聚效應(yīng)大于外部成本效應(yīng)，城鎮(zhèn)化促進(jìn)了居民消費增長[7]。祁毓等在理論機(jī)理分析的基礎(chǔ)上，分別構(gòu)建2002—2008年和1997—2008年全國30個省份的面板數(shù)據(jù),實證研究了不同來源的收入對城鄉(xiāng)居民消費的影響。

二、相關(guān)變量敘述城鄉(xiāng)居民消費的影響[8]。

（一）居民消費水平居民消費水平是指居民在勞務(wù)或者物質(zhì)產(chǎn)品的消費過程中，對滿足發(fā)展、享受和生存需要達(dá)到的程度，可以用勞務(wù)和物質(zhì)產(chǎn)品的質(zhì)量和數(shù)量反映出來也可以通過消費過程中消耗的貨幣量反映出來。本文所采用的就是地區(qū)居民消費的貨幣金額數(shù)來反應(yīng)這個地區(qū)的居民消費水平。

（二）城鎮(zhèn)化程度城鎮(zhèn)化程度在不同學(xué)科中的定義不同，比如，人口學(xué)是指城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎兀乩韺W(xué)上是指城市景觀的比重。本文依據(jù)多數(shù)學(xué)者的研究方法，用一個地區(qū)城鎮(zhèn)人口占這個地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋肀硎驹摰貐^(qū)的城鎮(zhèn)化程度。

（三）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是指一個國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)模、速度和所達(dá)到的水準(zhǔn)。反映一個國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的常用指標(biāo)有國民生產(chǎn)總值、國民收入、人均國民收入、經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度、經(jīng)濟(jì)增長速度。本文采用一個地區(qū)的人均生產(chǎn)總值來反映該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

（四）變量數(shù)據(jù)來源本論文中所采用的數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，有些是直接采用網(wǎng)站的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，有些是根據(jù)需要對網(wǎng)站的數(shù)據(jù)進(jìn)行了簡化計算，因此，可以保證數(shù)據(jù)的真實性和權(quán)威性。

三、建立模型與分析

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗在對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析時，首先要對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗看其是否存在單位根，如果存在單位根則數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，不能直接進(jìn)行分析，必須對其差分項進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗直至平穩(wěn)為止。為了論述方便。下文中居民消費水平、城鎮(zhèn)化程度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分別用JMXF、CZH和JJFZ表示。平穩(wěn)性檢驗的方法主要有ADF-Fisher卡方檢驗、PP-Fisher卡方檢驗、Im,PesaranandShinW-stat和Levin，Lin&Chu-t檢驗[6]，本文依據(jù)數(shù)據(jù)的特征選擇ADF-Fisher卡方檢驗與Im,Pe-saranandShinW-stat作為檢驗方法。檢驗結(jié)果如表1。由表1可知，JMXF、CZH和JJFZ都為二階單整序列，可以進(jìn)行協(xié)整分析。協(xié)整檢驗方法主要有Kao檢驗、Pedroni檢驗和Johansen協(xié)整檢驗基礎(chǔ)上的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗。本文如表2所示，在5%顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，說明JMXF、CZH和JJFZ三者之間存在協(xié)整關(guān)系。

（二）模型估計本文依據(jù)一般構(gòu)建面板數(shù)據(jù)的模型形式，構(gòu)建模型如下：由表3可知，JMXFit=-3625.236+12207.27×CZHit+0.261261×JJFZit。JJFZ與CZH都和JMXF之間存在著正相關(guān)的關(guān)系，由此可以推出，城鎮(zhèn)化程度與人均生產(chǎn)總值都對提升人結(jié)論民的消費水平、對于提高人民的生活水平有著促進(jìn)作用。通過以上的研究可以看出，雖然我國經(jīng)歷了多年的城鎮(zhèn)化進(jìn)程，城鎮(zhèn)化程度也達(dá)到了一定水平，但是在新型城鎮(zhèn)化的大背景下，人均消費水平依然與城鎮(zhèn)化水平密切相關(guān)，人民生活水平的提高仍然依賴于城鎮(zhèn)化的不斷推進(jìn)。

參考文獻(xiàn)：

[1]徐鳳，金克琴.中國居民消費與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證研究[J].北京工商大學(xué)學(xué)報，2009，24（2）：109-113.

[2]付波航，方齊云，宋德勇.城鎮(zhèn)化、人日年齡結(jié)構(gòu)與居民消費———基于省際動態(tài)面板的實證研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2013，23（11）：108-114.

[3]劉厚蓮.人口城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)收入差距與居民消費需求-基于省際面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].人口與資源，2013，（6）：63-70.

[4]田青.我國城鎮(zhèn)居民消費影響因素的區(qū)域差異分析[J].管理世界，2008，（7）：27-33.

[5]胡日東，蘇桔芳.中國城鎮(zhèn)化發(fā)展與居民消費增長關(guān)系的動態(tài)分析[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2007，（5）：58-65.

[6]儲德銀，經(jīng)庭如.我國城鄉(xiāng)居民消費影響因素的比較分析[J].中國軟科學(xué)，2010，（4）：99-105.

篇（4）

中圖分類號：G642 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：B 文章編號：1002-7661（2014）08-015-02

一、引言

我國人口眾多，農(nóng)村人口基數(shù)很大，對農(nóng)村人均消費水平的研究對于改善我國區(qū)域農(nóng)村消費水平差異有著重要的意義。眾所周知，消費水平是衡量一個地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平的重要指標(biāo)，我國幅員遼闊，民族眾多，各區(qū)域間的消費存在著很大的差異。國家對“三農(nóng)”問題非常重視，縮小區(qū)域間的貧富差距，實現(xiàn)共同富裕是實現(xiàn)我國現(xiàn)代化的重要保障。本文運用因子分析方法，通過對2012年不同區(qū)域農(nóng)村人均消費水平進(jìn)行比較研究，分析現(xiàn)象背后的原因，找出一定的消費規(guī)律，并提出一些合理化建議。

二、理論介紹

1、指標(biāo)的選取

本文的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2013》，為了方便分析，按照統(tǒng)計年鑒的分類，將農(nóng)村人均消費支出指標(biāo)分為八類： ―人均食品指出； ―人均衣著支出； ―人均居住支出； ―人均家庭設(shè)備及服務(wù)支出； ―人均交通通信支出人均醫(yī)療保健支出； ―人均文教娛樂支出； ―人均醫(yī)療保健支出； ―人均其他支出。

2、理論介紹

因子分析屬于多元統(tǒng)計分析中一種比較常見的方法，其基本思想是通過研究眾多變量間的內(nèi)部依賴關(guān)系，尋求這些數(shù)據(jù)的基本結(jié)構(gòu)，并用少數(shù)的幾個被成為公因子的不可觀測變量，來表達(dá)基本數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，這些公因子能夠反映原來眾多變量所代表的主要信息，從而有利于研究者達(dá)到簡化數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，方便研究的目的。其主要步驟為：①根據(jù)研究問題選擇原始變量。這里要研究的是農(nóng)村人均消費在各個區(qū)域之間的差異，一共選取了八個指標(biāo)作為原始變量，記為 。②計算相關(guān)矩陣，分析變量之間的相關(guān)關(guān)系。如果大多數(shù)簡單的相關(guān)關(guān)系系數(shù)是大于0.3的，那么可以視為適合進(jìn)行因子分析。③求解初始公因子和因子載荷矩陣。根據(jù)因子載荷矩陣，提取方差貢獻(xiàn)率和累計方差貢獻(xiàn)率信息，每個公因子的方差貢獻(xiàn)率代表對原始數(shù)據(jù)總信息量的解釋程度。④確定公因子 、 …… 。其中 代表公因子的個數(shù)，一般公因子的提取個數(shù) 所包含的原始數(shù)據(jù)的信息總量最好不要低于85%為最佳。⑤對因子載荷矩陣實施旋轉(zhuǎn)，計算因子得分和綜合得分。本論文運用spss軟件會給出每個公因子的因子得分，這里記為Factor（1）、Factor（2）......Factor（n）個公因子的特征值（ ）為權(quán)重計算綜合得分：

其中 為公因子的權(quán)重，利用上式可以算出總得分，將31個省市的農(nóng)村人均居民消費水平進(jìn)行排名，從而對得出的結(jié)果進(jìn)行分析。

三、結(jié)果與分析

因子分析的前提條件是原始變量之間具有較強的相關(guān)性，因此在因子分析之前需要對原始變量進(jìn)行獨立性檢驗，通常采用KMO檢驗及Bartlett球形檢驗。KMO是取樣適當(dāng)性測量統(tǒng)計量。當(dāng)KMO值愈大時，表明變量間的共同因素愈多，愈適合進(jìn)行因子分析。當(dāng)KMO大于0.7時可以進(jìn)行因子分析。Bartlett球形檢驗用來判斷數(shù)據(jù)是否為多變量正態(tài)分布，也可用來判斷相關(guān)系數(shù)矩陣是否適合進(jìn)行因子分析。

由表1可知，KMO值為0.805，說明非常適合進(jìn)行因子分析；Bartlett球形檢驗的p值為0，通過了顯著性檢驗，適合進(jìn)行因子分析。

根據(jù)論文上述的因子分析步驟對2012年全國31個省市的農(nóng)村人均消費水平的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，最后按照總得分進(jìn)行排名，從而可以得出表2。

我們可以將消費水平分為三個層次：高消費水平，中等消費水平、低消費水平。通過表2可以看出，高消費水平的區(qū)域包括北京、上海、天津、江蘇、浙江、吉林等東部沿海省市。而中等消費水平的省市大多位處中部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展雖然不及東部沿海地區(qū)，卻要好于西部經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)區(qū)域。這種分布基本和我國的基本國情相吻合，同時也反應(yīng)了地區(qū)間農(nóng)村居民消費還存在著巨大差異。消除這些差異，提高農(nóng)村人民的消費水平，對于實現(xiàn)共同富裕有著重要的意義。

四、結(jié)論和建議

通過上述分析可以看出，我國區(qū)域間的農(nóng)村人均消費水平差異比較大，高消費水平集中分布在東部沿海地區(qū)，這和區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平密切相連。雖然國家非常重視西部發(fā)展，但由于起步較晚，地處偏僻，依然和中東部有著不小的差距。應(yīng)采取如下政策措施：

首先，提升落后地區(qū)居民收入水平。收入是影響消費的重要因素，特別是低收入人群，邊際消費傾向相對更高，因此，提升落后地區(qū)低收入者的收入水平對消費水平均衡發(fā)展產(chǎn)生決定性作用。改革開放30多年來，人們逐漸享受到發(fā)展帶來的諸多成果，但是成果分享過程中存在著較大的個體差異。而這些個體差異匯聚而表現(xiàn)出來的無非就是不同區(qū)域的整體差異，這些差異顯然不利于和諧社會的建設(shè)，提升落后地區(qū)居民的收入水平，可以實現(xiàn)改革、發(fā)展成果的共享更加公平化，推動和諧社會建設(shè)。

其次，加快市場體系建設(shè)進(jìn)程。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異是區(qū)域農(nóng)村消費水平差異的重要原因，市場機(jī)制的完善、相關(guān)配套設(shè)施的完備可以促使?jié)撛诘南M需求變現(xiàn)。市場的發(fā)展離不開交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，特別是廣大西部地區(qū)，與東部發(fā)達(dá)地區(qū)相比，還存在一定差距。因此，改變落后地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施、物流、市場體系的現(xiàn)狀，可以極大地促進(jìn)這些地區(qū)消費市場的振興。

最后，適度政策傾斜，推動消費水平區(qū)域協(xié)調(diào)。由于區(qū)域極化作用的存在，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高地區(qū)往往會不斷自我強化，由于消費水平受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，消費水平的自我強化作用在所難免。因此，必須出臺相應(yīng)的傾斜政策，推動欠發(fā)達(dá)地區(qū)的發(fā)展進(jìn)程，以免區(qū)域差異更加顯著。

參考文獻(xiàn)：

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篇（5）

中圖分類號：F323.8 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

1 消費支出增長加快

據(jù)江蘇省統(tǒng)計局網(wǎng)站2011年12月14日公布的數(shù)據(jù)顯示，江蘇農(nóng)民消費支出2010年人均達(dá)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(nóng)民消費水平的提高。2010年，江蘇社會消費品零售總額中鄉(xiāng)村地區(qū)實現(xiàn)1516.79億元，比2000年增長了85.2%，反映最近10a來鄉(xiāng)村地區(qū)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(chǔ)。自20世紀(jì)90年代末期至2003年，農(nóng)民收入始終低速增長。1997年至2002年，農(nóng)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(nóng)村居民收入有所增加，但仍然十分有限，只有農(nóng)民收入大幅增加，農(nóng)村居民消費才能同步增長。

3 收入分配差距對農(nóng)民消費的影響

目前，農(nóng)村的收入和消費水平遠(yuǎn)低于城市。江蘇省統(tǒng)計局2011年12月份公布的數(shù)據(jù)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?yōu)?010年的6.7：1，絕對差距從2000年的6452元變?yōu)?010年的16983元，擴(kuò)大了2.6倍。這個結(jié)果表明，農(nóng)村居民中只有一部分人的消費可望得到擴(kuò)大。

4 消費結(jié)構(gòu)逐漸轉(zhuǎn)型

消費結(jié)構(gòu)是反映居民生活消費水平、生活質(zhì)量變化狀況以及內(nèi)在過程合理化程度的重要指標(biāo)。一般所指的消費結(jié)構(gòu)就是衣食住行和文教、醫(yī)療等幾大類消費支出占生活消費支出的比例。目前，農(nóng)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(xué)費僅為200元，1997年教育改革后，學(xué)費從1998年的1000余元攀升至目前的5000元左右。國家統(tǒng)計局的《2004年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》表明，2004年全國農(nóng)村居民人均純收入實際增長6.8%，但農(nóng)村家庭的教育支出年增長率超過20%。教育費用的昂貴，是農(nóng)民進(jìn)行現(xiàn)期消費的“后顧之憂”。

5 農(nóng)村社會保障機(jī)制不健全

預(yù)防性儲蓄理論認(rèn)為，當(dāng)消費者面臨收入的不確定性越大的時候，他更多的是依據(jù)當(dāng)期收入來進(jìn)行消費。而且，未來的風(fēng)險越大，他越會進(jìn)行更多的預(yù)防性儲蓄。當(dāng)前，雖然農(nóng)民收入有所增加，但出于謹(jǐn)慎動機(jī)，用于預(yù)防意外事件的貨幣量也隨之增加。例如，農(nóng)村中“看病難”“養(yǎng)老難”仍是目前農(nóng)民反映最強烈的問題。不久前，國務(wù)院發(fā)展研究中心組織專家實地調(diào)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(nóng)村社會保障機(jī)制不健全，使得農(nóng)民有錢也不敢大膽增加現(xiàn)期消費。

6 農(nóng)村消費環(huán)境較差

主要表現(xiàn)在：

6.1 鄉(xiāng)村道路建設(shè)問題突出

尤其是山區(qū)農(nóng)村，農(nóng)民有特產(chǎn)運不出，工業(yè)品也難以進(jìn)入，形成一道較難逾越的鴻溝。

6.2 我國當(dāng)前電視廣播

通訊設(shè)施雖然發(fā)展很快，但在農(nóng)村尤其是廣大偏僻山區(qū)仍然是盲區(qū)，限制了廣播電視及手機(jī)等產(chǎn)品的消費。

6.3 因缺乏對消費品質(zhì)量的有效監(jiān)督

大量劣質(zhì)產(chǎn)品擁入農(nóng)村市場，農(nóng)民深受其害，消費積極性嚴(yán)重受挫。

7 消費水平總體偏低

從總趨勢上看，江蘇農(nóng)村居民消費支出不斷增長，但農(nóng)民消費水平總體仍然偏低。2001～2010年江蘇地區(qū)生產(chǎn)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(nóng)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(zhèn)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(jīng)濟(jì)發(fā)展中，來自農(nóng)民消費的貢獻(xiàn)非常小。

8 消費心理因素對農(nóng)民消費的影響

現(xiàn)實生活中，農(nóng)民的消費行為還受到傳統(tǒng)消費習(xí)慣和消費觀念的影響，如平時省吃儉用，到節(jié)假日過度消費，重視人情消費、非科學(xué)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(nóng)民消費增長乏力。

9 財政與金融市場的支持力度對農(nóng)民消費需求的影響

近幾年，國家財政、金融在支持農(nóng)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(nóng)民金融信貸觀念相對落后，在生產(chǎn)生活消費時，如自有資金不足，大多數(shù)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(jī)構(gòu)不太愿意向回報率較低、風(fēng)險相對較大的農(nóng)村或農(nóng)民貸款。另外，宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境、就業(yè)機(jī)會等因素同樣會對農(nóng)村消費產(chǎn)生作用，或?qū)⒊蔀橹萍s消費需求的阻力。

篇（6）

[中圖分類號] F126 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼] A

Abstract： The consumption rate is significantly higher than the national average and neighboring in Jilin province， but consumption proportion of rural residents continues to reduce. Analyzing spatial dependence of income and consumption price index of rural residents by means of spatial autocorrelation test model， we concludes that the consumption of rural residents accords with absolute income hypothesis of Keynes， the consumption has spatial agglomeration and obvious spatial autocorrelation of nine cities， so the spatial correlations should be considered into consumption policy.

Key words： Jilin province， region， consumption of rural residents， characteristics study

一、引言

近年來，國際經(jīng)濟(jì)形勢受到歐債危機(jī)和全球經(jīng)濟(jì)低迷等一系列因素影響，中國或多或少的受到了沖擊，吉林省作為中國的農(nóng)業(yè)大省，也不同程度感受到全球需求暴跌的沖擊，就業(yè)壓力加劇，這些都直接影響到吉林省民眾的生活。為了應(yīng)對這種沖擊，吉林省應(yīng)該從發(fā)展方式轉(zhuǎn)變上看待問題，要積極擴(kuò)大內(nèi)需，特別是要加快形成主要依靠消費需求拉動經(jīng)濟(jì)增長的格局。吉林省通過改變?nèi){馬車中，從前將投資作為第一位的格局，把消費放到了首位，同通過擴(kuò)大居民消費需求實現(xiàn)吉林省經(jīng)濟(jì)增長的長期目標(biāo)。吉林省是農(nóng)業(yè)大省，擁有1492.7萬農(nóng)村居民，因此如何解決吉林省農(nóng)村居民消費問題是擺在吉林省各級政府面前的一個關(guān)鍵問題。因為吉林省農(nóng)村居民的消費長期低迷，其消費率一致持續(xù)在60%以上，明顯高于全國平均水平及鄰省。而吉林省的農(nóng)村居民消費所占比重卻持續(xù)降低，從1980-2012年的32年間下降了近26個百分點。因此，如何提高吉林省農(nóng)村居民的消費水平，引導(dǎo)吉林省的農(nóng)村居民朝著正確的消費方向前進(jìn)，也是促進(jìn)吉林省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，調(diào)整好經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)吉林省更好的改善民生的重要決策。吉林省的農(nóng)村居民消費又存在著區(qū)域性的不同特點，特別是吉林省不同地市的農(nóng)村居民消費水平不同，消費結(jié)構(gòu)也不一樣，如何破解吉林省不同地市之間的農(nóng)村居民消費水平不同的問題，防止經(jīng)濟(jì)在不同地市之間的不均衡和集聚現(xiàn)象，同時也是吉林省各級政府改善民生，制定相應(yīng)經(jīng)濟(jì)政策和消費政策的重要內(nèi)容之一。本文根據(jù)吉林省的省情，并對吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民收入和消費價格指數(shù)的空間依賴性進(jìn)行分析，分析吉林省不同地市的農(nóng)村居民消費的區(qū)域差異和集聚特征，為吉林省制定相關(guān)政策提供有價值的參考。

二、空間計量模型的相關(guān)理論

本文利用空間自相關(guān)檢驗?zāi)Ｐ停℅lobal Spatial Autocorrelation），根據(jù)變量選擇不同的數(shù)據(jù)并進(jìn)行處理，對吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費特征進(jìn)行分析研究。全域空間的自相關(guān)是從整個區(qū)域空間來探討吉林省不同地市的農(nóng)村居民消費的空間分布情況。

利用式（4）-式（6）的差值來檢驗吉林省n個地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費是不是存在著全域空間的自相關(guān)關(guān)系。根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)資料可知，空間計量模型主要分成兩種，一種是空間滯后模型，它的形式是y=pWy+xβ+ε，另一種是空間誤差模型，它的形式為y=Xβ+ε，這里的ε是隨機(jī)誤差項向量，而且ε=Wε+μ，限于篇幅，這里就不再贅述。

三、吉林省地市區(qū)域農(nóng)村居民消費特征研究的實證

本論文把吉林省地市區(qū)域農(nóng)村居民人均消費作為被解釋變量，把吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民收入水平、價格水平為解釋變量，建立模型，取吉林省的長春市、吉林市、四平市、遼源市、通化市、白山市、松原市、白城市、延邊市9個地級市進(jìn)行回歸分析，以此來驗證凱恩斯的絕對收入假說。數(shù)據(jù)來源吉林省各年統(tǒng)計年鑒和吉林省各地市的各年年鑒。有的可能缺少某年的居民價格指數(shù)，就用居民消費價格指數(shù)代替，因為分析的空間狀態(tài)，所以利用消費價格指數(shù)不會影響具體的分析結(jié)果。為了檢驗吉林省各地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費的差異與集聚的規(guī)律，本文擬提出兩個假設(shè)作為檢驗的工具，第一個就是假設(shè)吉林省各個地市的農(nóng)村居民消費行為滿足于凱恩斯絕對收入假設(shè)理論。第二個就是假設(shè)吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費存在著空間集聚的特征。

這里的C表示消費額，Y表示收入，P表示消費價格指數(shù)，α與βi（i=1，2）為待估參數(shù)，βi表示為邊際消費傾向，通過分析模型形成整體上是否成立來研究吉林省各地市區(qū)域的農(nóng)村居民的消費支出是否取決于收入的絕對水平。筆者選擇2012年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，所獲得的9個地市區(qū)域的擬合優(yōu)度為0.8725，大于0.8，F(xiàn)值為135.847，伴隨概率為1.774e-021，說明模型總體上成立，又由于收入變量的參數(shù)βi是0.8014，P是0，這也說明了吉林省地市區(qū)域農(nóng)村居民收入決定消費，而且邊際消費傾向還比較大，所以，滿足第一個假設(shè)吉林省農(nóng)村居民消費符合凱恩斯的絕對收入假說的原理。又因為1986-2012年期間9個地市區(qū)域消費（根據(jù)常理，為了不出現(xiàn)偽回歸，ECQ取對數(shù)）的MoranI平均值是0.42748，而且每一年的無空間相關(guān)假設(shè)的概率也都在0.05以下，說明了吉林省內(nèi)相鄰的地市區(qū)域的消費水平存在著一般意義的正相關(guān)，從這一點來看第二個假設(shè)是成立的。根據(jù)空間自相關(guān)檢驗?zāi)Ｐ陀嬎愕玫組oranI的2001年和2010年統(tǒng)計值，吉林省9個地市區(qū)域農(nóng)村居民消費指數(shù)2001年MoranI為0.4307，2010年MoranI為0.4425。通過計算結(jié)果可知，吉林省農(nóng)村居民消費行為表現(xiàn)為，消費水平較高的地市是相鄰的，相鄰地市的消費水平也相近。

通過分析反映了地市區(qū)域農(nóng)村居民消費行為的空間集聚特征，下面來驗證第二個假設(shè)。如果在坐標(biāo)系下進(jìn)行分析，則2000年，長春位于第一象限，屬于高-高的自相關(guān)關(guān)系的集群；松原和四平屬于第二象限是低-高的負(fù)空間自相關(guān)關(guān)系集群；白城、通化、白山、遼源等地市在第三象限，是低-低的空間自相關(guān)關(guān)系的集群；吉林市和延邊朝鮮族自治州在第四象限，是高-低的空間自相關(guān)關(guān)系。2012年，長春、吉林、延邊朝鮮族自治州在第一象限，是高-高的自相關(guān)關(guān)系的集群，松原在第二象限是低-高的負(fù)空間自相關(guān)關(guān)系集群，白城、通化、白山、遼源4個市位于第三象限，也是低-低的空間自相關(guān)關(guān)系的集群；四平在第四象限，屬于高-低的空間自相關(guān)關(guān)系。

通過分析可知，吉林省的各個地級市的農(nóng)村居民消費在各個市域之間存在空間的擴(kuò)散效應(yīng)，說明吉林省相鄰地級市之間消費是互相影響的，而且地市區(qū)域的消費也具有空間的相互影響現(xiàn)象。而且價格變量通過了顯著性水平為5%的顯著性檢驗，可是卻沒有通過1%的檢驗，這也充分證明了吉林省的物價還是比較穩(wěn)定的，農(nóng)村居民消費的物價彈性小，這是主要是因為吉林省各個地市區(qū)域的農(nóng)民消費基本上都集中在生活必需品，價格方面的作用不是很強，因此對消費量的影響不是很大。

四、結(jié)論

本文借助空間經(jīng)濟(jì)計量模型，在考慮到空間因素影響的條件下，探討了吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費所具有的特征，通過研究表明：

（一）吉林省不同地市間的農(nóng)村居民消費呈現(xiàn)出空間集聚現(xiàn)象

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定了消費水平，由于吉林省相鄰地市的經(jīng)濟(jì)水平相當(dāng)也就導(dǎo)致了相鄰地市的消費水平也接近，消費模式也是伴隨著當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展而定的。自從吉林省實行了長吉圖開發(fā)開放先導(dǎo)區(qū)的國家戰(zhàn)略，國家給予很多政策支持，更為長吉兩市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)動增長提供了動力支持，只有農(nóng)村居民的收入水平提高了，才能提高消費水平。農(nóng)村居民的消費環(huán)境不好，消費理念、消費文化也比較低，導(dǎo)致消費性價比也比較低，不僅如此，農(nóng)村居民還存在著習(xí)慣于維持性消費和示范和攀比的現(xiàn)象。

（二）吉林省9個地市的農(nóng)村居民消費具有明顯的空間自相關(guān)性

利用空間滯后模型，通過對吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費特征進(jìn)行分析，反映出吉林省地勢區(qū)域的農(nóng)村居民消費具有明顯的空間依賴性，地理空間效應(yīng)對吉林省9個地級市的農(nóng)民消費起著一定的作用。通過前文中的檢驗可知，空間誤差模型還是能夠很好地解釋吉林省不同地級市的農(nóng)民消費的變化規(guī)律及其影響因素的空間作用機(jī)制。

（三）吉林省在制定農(nóng)村居民消費政策時應(yīng)該考慮空間的相關(guān)性

根據(jù)吉林省的地圖來看，地域狹長，區(qū)域跨度較大，各個市域的發(fā)展各不相同，從地市區(qū)域的范圍來看，每個地級市的消費結(jié)構(gòu)都不一樣，消費存在著空間的正向依賴性，鄰近地市的農(nóng)民可以說有著傳染性，存在著溢出效應(yīng)，基于此，吉林省在制定農(nóng)村居民消費政策時就應(yīng)該把空間相關(guān)性考慮進(jìn)來，同時制定政策時要向發(fā)展比較落后的地市傾斜，通過穩(wěn)定物價，建立完善的社會保障機(jī)制，增強消費信心，改進(jìn)農(nóng)村地區(qū)銷售網(wǎng)絡(luò)，完善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施問題等下功夫。

[參 考 文 獻(xiàn)]

篇（7）

1研究對象和方法

應(yīng)用社會學(xué)調(diào)查方法對中國大城市有職業(yè)居民的體育消費水平進(jìn)行調(diào)查。為了科學(xué)、有效的調(diào)查，并與1996年調(diào)查結(jié)果進(jìn)行比較，采用了1996年《中國群眾體育現(xiàn)狀調(diào)查與研究》第5階抽樣結(jié)果。調(diào)查樣本含量為1170人。問卷回收率92．73％，有效率70．41％，經(jīng)專家鑒定，信度和效度較高，符合本課題研究的要求。

調(diào)查對象的地區(qū)分布為：北京、上海、福州、成都、吉林、廣州、蘭州、包頭、鄭州9個城市。職業(yè)情況為：工人、管理人員、科教文衛(wèi)工作者、直接服務(wù)人員和其他人員。

本調(diào)查問卷的所有原始數(shù)據(jù)均在Pentium586微機(jī)上采用Excel電子表格和Foxpro數(shù)據(jù)庫軟件處理。

2城市居民不同職業(yè)人群體育消費水平

2．1 1996～1999年體育消費水平比較

體育消費水平是指一定時期內(nèi)，個人(家庭)體育消費需求滿足程度，從量的方面反映個人(家庭)體育消費在某一時間上的水平。關(guān)于我國居民體育消費水平，國內(nèi)學(xué)者進(jìn)行了大量的調(diào)查：1991年我國家庭體育消費抽樣調(diào)查結(jié)果顯示，城市家庭戶均體育消費191．55元，人均50．81元。1992年調(diào)查結(jié)果顯示，我國城市居民有67．8％的家庭在體育消費上有投入。1995年武漢市居民體育消費支出占年均收入的1．7％，年均體育消費69．54元(按年均收入4170元計算)。1995年北京市海淀區(qū)體育消費調(diào)查顯示，海淀區(qū)人均體育消費536．7元。1996年我國城市居民家庭體育消費328．83元，相隔4年之后，對相同的地區(qū)進(jìn)行調(diào)查得到我國城市居民1999年家庭體育消費情況。

1996年至1999年城市居民不同職業(yè)人群體育消費增長比例是不同的。總體上，1999年我國城市居民家庭體育消費559．73元，比1996年的調(diào)查結(jié)果，增加230．90元，增長70．22％，年均增長高于國民生產(chǎn)總值增長速度。在這4年間，我國城市居民體育消費水平呈現(xiàn)大幅度上升趨勢，說明體育消費已經(jīng)成為拉動城市居民消費需求的重要因素。

2．2體育消費占家庭收入、支出的比值

從表2可見：1996年城市居民家庭體育消費占家庭年收入的1、78％，1999年占家庭年收入的2．01％，占家庭支出的3．56％。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)國家人們?nèi)粘Ｉ钪杏糜隗w育消費方面的支出占整個社會文化娛樂消費的30％～40％。4年來，我國城市居民體育消費提高幅度很大，但是與經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)國家相比是一個很小的比例，說明我國城市居民體育消費水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)國家相比有很大的差距，這是發(fā)展我國體育產(chǎn)業(yè)亟待解決的問題，同時也說明我國體育產(chǎn)業(yè)還有非常大的發(fā)展空間。體育消費水平的高低與社會生產(chǎn)力發(fā)展水平、國家的經(jīng)濟(jì)實力分不開。據(jù)資料顯示，體育消費水平的不斷提高，已成為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)國家影響居民消費結(jié)構(gòu)變化的重要因素，對提高國民生產(chǎn)總值有巨大的拉動作用。

2．3體育消費與家庭收入的相關(guān)關(guān)系

本文對不同職業(yè)家庭年均體育消費與家庭月均收入數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析(見表3)。

結(jié)果相關(guān)系數(shù)r=0．9076，對相關(guān)系數(shù)進(jìn)行T檢驗，tr=3．758>t0．05(3)=3．182，所以P<0．05，說明不同職業(yè)家庭體育消費與家庭收入有顯著性的相關(guān)關(guān)系，即：體育消費隨家庭經(jīng)濟(jì)收入的增長而增長。本文調(diào)查結(jié)果顯示城市居民體育消費增長高于家庭收入增長的比例，不同職業(yè)家庭體育消費增長與家庭收入增長不同步，最為明顯的是教科文衛(wèi)工作者家庭，家庭收入增長排在第5位，體育消費增長卻排在第1位，說明了不同職業(yè)家庭體育消費增長不僅與家庭收入有相關(guān)關(guān)系，還與職業(yè)分工有很大的關(guān)系(見表4)。

3影響城市居民體育消費的因素

人是社會的人，每個消費者都不是在真空中做出自己的購買決策。消費者的購買決策很大程度上受社會因素、文化因素、個人因素和心理因素的影響。其中，影響面最廣、最普遍的因素是社會文化因素，它主要包括文化和亞文化、社會階層、相關(guān)群體和家庭等內(nèi)容。對消費者影響最直接的是個人和心理因素，個人因素包括消費者的年齡和生命周期階段、職業(yè)、經(jīng)濟(jì)狀況、生活方式、個性和自我觀念；心理因素包括動機(jī)、感覺、學(xué)習(xí)、信念和態(tài)度。目前為止，我國主要大城市和沿海、經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)人民生活基本上進(jìn)入了小康階段，中國將會發(fā)展成為世界上最大消費市場之一，這預(yù)示著我國整體消費趨勢將出現(xiàn)以“發(fā)展需求”為主體，兼顧“享受需求”，以提高生活質(zhì)量為主流的消費革命，并帶動各種產(chǎn)業(yè)更新?lián)Q代。宏觀社會因素的變化和發(fā)展，帶來體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，使體育消費水平有大幅度的提高，這也預(yù)示著在21世紀(jì)初，體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)，并逐漸成為新的經(jīng)濟(jì)增長點。

4結(jié)論與建議

4，1結(jié)論

(1)城市居民的體育消費水平受家庭收入、社會因素、文化因素、個人因素、心理因素的影響，與家庭收入、文化教育等因素成正比。

(2)我國城市居民不同職業(yè)家庭體育消費處于增長的態(tài)勢，其增長速度高于國民生產(chǎn)總值增長速度，說明體育消費在我國城市居民生活中占有重要的位置，并成為拉動城市居民消費需求的重要因素。

篇（8）

1.引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)取得了巨大的發(fā)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(jīng)濟(jì)發(fā)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(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的首要問題。為此，國家提出了“擴(kuò)內(nèi)需、保增長”的宏觀經(jīng)濟(jì)政策，以促進(jìn)國家經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展。由于浙江省城鎮(zhèn)居民消費是居民消費的主要力量，分析研究城鎮(zhèn)居民消費水平及其影響因素，對于浙江省制定恰當(dāng)?shù)南M政策，提高居民消費水平以及刺激經(jīng)濟(jì)增長具有重要的現(xiàn)實意義。

2.研究意義

消費是人類社會經(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)體制的確立，消費在全民經(jīng)濟(jì)生活中的作用更顯重要。可以說，消費活動是經(jīng)濟(jì)活動的終點，一切經(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)活動的起點，是拉動經(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)發(fā)展有很大的影響。社會再生產(chǎn)總是以生產(chǎn)為起點運行的，生產(chǎn)是消費的基礎(chǔ)，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(chǎn)，首先它是生產(chǎn)的歸宿和目的，它使產(chǎn)品得以最終完成和實現(xiàn)，其次它把生產(chǎn)者的勞動能力再生產(chǎn)出來，為生產(chǎn)提供生產(chǎn)主體，三是它充當(dāng)產(chǎn)品的價值、使用價值的鑒定者，四是它為再生產(chǎn)提供動力和投入的導(dǎo)向，從而促進(jìn)再生產(chǎn)在規(guī)模結(jié)構(gòu)和布局上的優(yōu)化、合理化。在市場經(jīng)濟(jì)條件下，消費水平的提高會促進(jìn)消費增長和擴(kuò)大，加快經(jīng)濟(jì)運行，增加投資和進(jìn)出口貿(mào)易，推動國民經(jīng)濟(jì)的快速增長，國家對此也提出了擴(kuò)內(nèi)需、保增長的宏觀經(jīng)濟(jì)政策。

本文利用浙江省1986年到2009年統(tǒng)計年鑒上的相關(guān)數(shù)據(jù)，對影響城鎮(zhèn)居民消費水平的因素進(jìn)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(jìn)行分析和檢驗，最終得出結(jié)論，并根據(jù)分析結(jié)果提出幾點提高消費水平的建議。

3.理論假設(shè)、數(shù)據(jù)來源和分析方法

根據(jù)大量的消費理論文獻(xiàn)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(yù)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(chǎn)投資、人均生產(chǎn)力水平、消費價格指數(shù)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(chǎn)投資、人均生產(chǎn)力水平、消費價格指數(shù)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(zhèn)居民人均消費支出來代表人均消費水平。通過對大量相關(guān)文獻(xiàn)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(zhèn)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(guān)系非常的緊密，城鎮(zhèn)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(zhèn)居民的收入普遍增加，所以居民消費水平也相應(yīng)地提高。

第二個因素，全社會人均固定資產(chǎn)投資。它是反映固定資產(chǎn)投資規(guī)模、結(jié)構(gòu)和發(fā)展速度的綜合性指標(biāo)，用我省全社會固定資產(chǎn)投資額除去全省人口數(shù)就得出人均固定資產(chǎn)投資額。根據(jù)西方經(jīng)濟(jì)學(xué)的基本理論可知投資具有乘數(shù)的效應(yīng)，較小的投入可以引起大的資產(chǎn)流動。投資乘數(shù)的放大作用體現(xiàn)在對生產(chǎn)的拉動和引發(fā)居民消費上。因為固定資產(chǎn)投資增加必然使企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)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(shù)指居民支付所購買生活消費品和獲得的服務(wù)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(shù)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(chǎn)力水平。生產(chǎn)力水平提高，促進(jìn)勞動生產(chǎn)率的提高，同時降低產(chǎn)品生產(chǎn)成本，因此這將導(dǎo)致產(chǎn)品的價格的下降，從而促進(jìn)消費者進(jìn)行消費支出。

變量選取及數(shù)據(jù)收集主要來自于《浙江統(tǒng)計年鑒》，本文共選取5個變量：浙江省城鎮(zhèn)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(chǎn)投資（[x2t]）；消費價格指數(shù)（[x3t]）；人均生產(chǎn)力水平（[x4t]）。通過《浙江省統(tǒng)計年鑒》收集有關(guān)數(shù)據(jù)（1986-2009年），整理后得到所需數(shù)據(jù)。

本文將城鎮(zhèn)居民人均消費支出作為被解釋變量，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、全省社會人均固定資產(chǎn)投資、全省社會人均生產(chǎn)力水平和消費價格指數(shù)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?xì)w到隨機(jī)項中。

4.分析結(jié)果

4.1　數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

通過spss軟件，對變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計其結(jié)果如下：

從表1可以看出，人均生產(chǎn)力水平均值大于城鎮(zhèn)居民人均消費支出、人均可支配收入、人均固定資產(chǎn)投資與消費價格指數(shù)。同時，各變量的標(biāo)準(zhǔn)差較大，1986年至2009年隨著經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，全社會人均生產(chǎn)力水平、人均消費支出，人均可支配收入，人均固定資產(chǎn)投資與消費價格指數(shù)都在穩(wěn)定增長。

4.2　回歸分析結(jié)果

根據(jù)表2可以看出，R2=0.998，模型整體擬合較好，則模型系數(shù)不全為0。且城鎮(zhèn)居民人均可支配收入及消費價格指數(shù)系數(shù)在1%水平內(nèi)顯著不為0，人均固定資產(chǎn)投資在5%水平內(nèi)也顯著不為0。城鎮(zhèn)居民人均消費支出與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，人均固定資產(chǎn)，消費價格指數(shù)間存在正相關(guān)，即收入與固定資產(chǎn)投資及消費價格指數(shù)的增長將導(dǎo)致消費支出的增長。但人均生產(chǎn)力水平與城鎮(zhèn)居民人均消費支出存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，這與經(jīng)濟(jì)理論不符，且以人均生產(chǎn)力水平為被解釋變量，做對城鎮(zhèn)居民人均消費支出的回歸，可以看出，二者呈正相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為0.357，在1%水平內(nèi)顯著不為0，因此本次回歸中人均生產(chǎn)力水平的回歸系數(shù)不具有經(jīng)濟(jì)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(shù)的方差膨脹因子（　variance　inflation　factor，　VIF）均遠(yuǎn)大于10，因此認(rèn)為各變量間存在多重共線性，且對各變量間做pearson相關(guān)系數(shù)，得表3。

表3　變量相關(guān)系數(shù)矩陣（　N　=　24）

[＼&1＼&2＼&3＼&4＼&5＼&城鎮(zhèn)居民人均消費支出＼&1.000＼&＼&＼&＼&＼&城鎮(zhèn)居民人均可支配收入＼&.997＼&1.000＼&＼&＼&＼&人均固定資產(chǎn)投資＼&.976＼&.987＼&1.00＼&＼&＼&消費價格指數(shù)＼&.878＼&.848＼&.760＼&1.000＼&＼&人均生產(chǎn)力水平＼&.986＼&.995＼&.994＼&.800＼&1.000＼&]

從表3可以看出各變量間存在較嚴(yán)重的多重共線性，且城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與城鎮(zhèn)居民人均消費支出相關(guān)系數(shù)最大，因此根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論與統(tǒng)計檢驗，收入是最重要的解釋變量，選出最優(yōu)簡單回歸方程為[yt=f（x1t）]，

5.結(jié)論與建議

通過分析，本文得出城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入和消費價格指數(shù)都是影響消費水平的因素，對其具有顯著的正相關(guān)作用。從實際情況來說，我國城鎮(zhèn)居民的相當(dāng)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(chǔ)，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(xiàn)較大，所以消費水平也會相應(yīng)得到提高。與此同時，消費價格指數(shù)間存在正相關(guān)，即收入及消費價格指數(shù)的增長將導(dǎo)致消費支出的增長。

為了使我省經(jīng)濟(jì)快速持續(xù)發(fā)展，必須增加人們的消費。通過增加消費，拉動經(jīng)濟(jì)增長，通過經(jīng)濟(jì)增長帶動消費的增加。這樣才能使我區(qū)經(jīng)濟(jì)不斷向前發(fā)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(zhèn)中低收入居民作為重點和中長期目標(biāo)加發(fā)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(jīng)濟(jì)發(fā)展速度相適應(yīng)。綜合運用財政、稅收、貨幣等政策，努力增加就業(yè)機(jī)會，縮小收入差距，重視對有發(fā)展前景的勞動密集產(chǎn)業(yè)的大力扶持，增加就業(yè)人數(shù)，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(xiàn)更廣、更規(guī)范、更透明的社會保障制度，提高保障水平。當(dāng)前，要采取經(jīng)濟(jì)、行政、法律等措施，保證居民養(yǎng)老、醫(yī)療保險和失業(yè)救濟(jì)等款項足額到位，及時發(fā)放，盡最大努力減少對居民消費預(yù)期的負(fù)面影響。

第三，發(fā)展消費信貸。發(fā)展消費信貸是促進(jìn)內(nèi)需擴(kuò)大的必然選擇。發(fā)展消費信貸，可以聯(lián)通生產(chǎn)與消費，疏導(dǎo)巨額儲蓄適當(dāng)向消費領(lǐng)域分流，解決現(xiàn)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(yán)重依賴性。

第四，拓寬消費領(lǐng)域、發(fā)展消費熱點、開辟新的消費方式。隨著社會的發(fā)展與進(jìn)步，涌現(xiàn)出大量的新的消費熱點，比如旅游、住房、汽車等。當(dāng)然上述的消費品必然要有政府的一系列的配套改革，推進(jìn)城市住房、用車信貸的制度。還要調(diào)整在短缺時期與消費一般水平內(nèi)限制性消費措施，如高消費稅等，調(diào)整社會的消費水平偏離度。

第五，強化輿論引導(dǎo)。轉(zhuǎn)變?nèi)藗兊南M觀念，引導(dǎo)合理消費。傳統(tǒng)觀念制約著居民消費的傾向，間接導(dǎo)致消費結(jié)構(gòu)的不合理，消費不足，倡導(dǎo)科學(xué)消費、文明消費、適度消費。可以從輿論引導(dǎo)和典型示范兩個方面入手。要堅持“適度超前消費”的輿論導(dǎo)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(jìn)行的有目的、有計劃、有組織地傳授有關(guān)消費知識和技能，提高消費者自身素質(zhì)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(xué)文化知識，而且可以培養(yǎng)消費者形成各種必要的消費技能。

參考文獻(xiàn)：

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篇（9）

 

一、引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)有了飛速地發(fā)展，隨著居民生活水平的提高，消費水平也有了顯著的提高。但是,投資和消費的增長比例關(guān)系卻不盡如人意,消費增長大大慢于投資增長,消費需求對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率不斷下降并成為當(dāng)前經(jīng)濟(jì)運行中的重要問題。為實現(xiàn)擴(kuò)大內(nèi)需、拉動經(jīng)濟(jì)增長的長效目的,我們要在洞察當(dāng)前居民消費現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上,深入分析居民消費增長緩慢的原因,并探索擴(kuò)大居民消費需求、拉動經(jīng)濟(jì)增長的對策和措施。我們就從人均量的角度出發(fā)，建立計量經(jīng)濟(jì)模型來對上述問題進(jìn)行分析。

二、數(shù)據(jù)說明

從《中華人民共和國年鑒》上得到人均國民生產(chǎn)總值（GDP）、農(nóng)村居民人均消費和城鎮(zhèn)人均消費的數(shù)據(jù)（1988--2009）。在本文，采取GDP為Y作為因變量，農(nóng)村居民人均消費X1和城鎮(zhèn)人均消費X2作為自變量。，居民消費。具體數(shù)據(jù)見下表：

表1單位：元

 

obs Y X1 X2 Y1 X3 X4 1988 379 138 405  

 

 

 

篇（10）

一、引 言

當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)放緩，顯露經(jīng)濟(jì)停滯和通脹并存的跡象。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2011年一季度GDP增幅降至9.7%，①出口在減速，外儲增加的1412億美元中，經(jīng)常項目順差僅為298億美元，②投資增幅跌至25%，5月份PMI指數(shù)為52.0%，環(huán)比回落0.9個百分點。③可見，如何擴(kuò)大內(nèi)需尤其是擴(kuò)大居民消費需求成為當(dāng)前政策的首要任務(wù)。事實表明，城鎮(zhèn)居民消費一直是我國最終消費的主體，但是其發(fā)展已步入正軌，發(fā)展?jié)摿τ邢蕖Ｒ虼耍?dāng)前擴(kuò)大消費內(nèi)需的關(guān)鍵在于擴(kuò)大農(nóng)村居民的消費需求。換言之，當(dāng)前的消費問題，很大程度上就是農(nóng)村居民消費需求結(jié)構(gòu)問題。

關(guān)于農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)問題，經(jīng)濟(jì)學(xué)界研究成果相當(dāng)豐富，歸納起來，主要是從以下三視角展開的：一是從農(nóng)村居民家庭的衣食住行等消費類商品消費

情況的視角來研究其現(xiàn)狀：由于國家各項惠農(nóng)政策的實施，農(nóng)村居民家庭消費質(zhì)量不斷提高，表現(xiàn)為食品和衣著消費支出逐漸降低，文娛、交通通訊、醫(yī)療保健等消費支出逐漸增加。二是從轉(zhuǎn)型的視角來研究農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的特征：農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)逐步升級，未來20年居民消費結(jié)構(gòu)將由生存型向享受型和發(fā)展型轉(zhuǎn)變，并且農(nóng)村消費結(jié)構(gòu)升級滯后于城市。三是從消費差異的視角研究農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的差異：表現(xiàn)為城鄉(xiāng)居民之間的消費結(jié)構(gòu)差距擴(kuò)大和農(nóng)村居民群體之間的消費結(jié)構(gòu)差距加大。本研究是從農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長之間的互動關(guān)系視角，利用我國1978 -2010年經(jīng)驗數(shù)據(jù)，實證分析我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長的影響，旨在為當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型尋找原動力。

二、農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的機(jī)理

（一）居民消費結(jié)構(gòu)變動與轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的機(jī)理

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的視角看，居民消費結(jié)構(gòu)是指各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品在居民最終消費中所占的比重，［1］因而產(chǎn)品結(jié)構(gòu)是否合理，影響消費結(jié)構(gòu)是否合理，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在一定意義上又決定了經(jīng)濟(jì)的增長方式。經(jīng)濟(jì)學(xué)家?guī)炱澞?(Kuznets, 1949)曾提出，一個國家國民收入的度量必須從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度去衡量，而一個經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)又是由其生產(chǎn)方式所決定的。也就是說，居民消費結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式是相互作用相互影響的。具體地如下圖所示。當(dāng)居民消費結(jié)構(gòu)發(fā)生變動時，首先通過價格機(jī)制引起生產(chǎn)消費資料的最終產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)調(diào)整，最終產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)的調(diào)整會引起資源在不同產(chǎn)業(yè)間的重新分配，以居民消費結(jié)構(gòu)變動為目的的不同產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展必然促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變。然后，經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式引導(dǎo)和決定三大需求協(xié)調(diào)拉動經(jīng)濟(jì)發(fā)展，收入決定消費，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展通過收入機(jī)制影響消費者行為，從而直接帶動居民消費結(jié)構(gòu)變動。簡而言之，消費結(jié)構(gòu)的變化決定著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動決定著經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的變動，反之，經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的變動必須依據(jù)消費結(jié)構(gòu)的變動進(jìn)行調(diào)整。

居民消費結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的相互作用機(jī)理（二）農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級是我國未來經(jīng)濟(jì)增長的最大原動力

社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的終極目標(biāo)是為了改進(jìn)或提高廣大人民的福祉，因而人們消費需求的滿足狀況、消費水平和消費結(jié)構(gòu)提高程度成為衡量一個國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展、國民經(jīng)濟(jì)是否良性循環(huán)的關(guān)鍵。目前我國有7.4億農(nóng)民、1.82億農(nóng)戶，占中國人口的56.1%、世界人口的11.32%，④這是中國乃至世界最龐大的消費市場，具有最大的發(fā)展空間。然而，從目前發(fā)展現(xiàn)狀看，無論是消費水平還是消費結(jié)構(gòu)，農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民相比，都落后10-15年。如，2009年農(nóng)村居民消費水平為4021元，略高于城鎮(zhèn)1994年的消費水平3852元，不到1995年的4931元。⑤2009年農(nóng)村居民平均每百戶年度擁有彩電量為108.9臺，大體相當(dāng)于城鎮(zhèn)居民1999年水平的105.43臺。⑥可見，農(nóng)村消費市場的發(fā)展是我國新一輪經(jīng)濟(jì)增長的契機(jī)，農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級是我國未來經(jīng)濟(jì)增長的最大原動力。

三、農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的實證分析

（一）模型的設(shè)定、變量的選擇與數(shù)據(jù)的處理

向量自回歸模型（Vector Auto-regression Model, VAR）模型是一種非結(jié)構(gòu)化的動態(tài)聯(lián)立方程模型，它可以同時揭示內(nèi)生變量之間的即期關(guān)系和動態(tài)影響。基于此，本文采用VAR模型研究我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變動與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長之間的長期均衡和短期關(guān)系，以及在給定單位變化條件下各變量系統(tǒng)內(nèi)相互影響的綜合動態(tài)反應(yīng)。考慮到統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可得性及其代表性，選擇相關(guān)變量和對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理如下。

文中采用農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)(EC) ,即農(nóng)村居民食品支出占消費總支出的比重，作為農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的代表變量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是中間變量，用三大產(chǎn)業(yè)占GDP比重，即第一產(chǎn)業(yè)比重（PFI），第二產(chǎn)業(yè)比重(PSI)、第三產(chǎn)業(yè)比重(PTI)作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的代表變量。經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)用國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)指標(biāo)，為了消除物價水平的影響，用歷年生產(chǎn)總值指數(shù)對GDP進(jìn)行調(diào)整，即按可比價計算。所選變量數(shù)據(jù)均根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒（1978-2010）》整理得來。為消除異方差，對以上五個變量做自然對數(shù)化處理，于是構(gòu)建VAR模型為：yt=c+∑Pi=1A變量向量,At是帶估計的參數(shù)矩陣， C是常數(shù)項，p是自回歸滯后階數(shù)，εt是隨機(jī)擾動項。

（二）模型的估計與檢驗

1.單位根檢驗

由表1顯示，五個變量都為不平穩(wěn)的時間序列，經(jīng)過一階差分后為平穩(wěn)I（1）過程，因此，可利用1978―2010年農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長的經(jīng)驗數(shù)據(jù)來構(gòu)建反映它們之間互動關(guān)系的VAR模型。表1單位根檢驗結(jié)果變量 ADF

檢驗值檢驗類型

注：檢驗類型中的C，T，K分別表示檢驗?zāi)Ｐ椭泻薪鼐囗棥②厔蓓棥笾担慌R界值均為Mackinnon協(xié)整檢驗臨界值；表示一階差分。

2.VAR模型估計

在VAR模型估計中的一個重要問題就是滯后階數(shù)的確定，通常可采用兩種方法:一是LR(似然比)檢驗法，另一種方法是利用AIC信息準(zhǔn)則、SC信息準(zhǔn)則和HQ信息準(zhǔn)則判斷。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)計算相應(yīng)的統(tǒng)計量，經(jīng)判斷初步選定滯后階數(shù)為2階，VAR模型具體估計式如下：

一般而言，第一個協(xié)整向量具有較強的經(jīng)濟(jì)解釋能力，對第一個協(xié)整向量進(jìn)行正規(guī)化后可以得到對應(yīng)的協(xié)整關(guān)系表達(dá)式為:

由協(xié)整方程可以看出，農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與GDP的增長呈正相關(guān)，即GDP每增長1%，農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級0.130801%。而三大產(chǎn)業(yè)的系數(shù)均為負(fù)值，顯然，三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)脫節(jié)。因此，當(dāng)前應(yīng)高度重視農(nóng)村居民消費升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，把握擴(kuò)大農(nóng)村居民的有效消費需求以及明確經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向，增強產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的針對性和有效性，促進(jìn)我國盡快走上消費驅(qū)動型經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段。

4.格蘭杰檢驗

為考察農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變動與三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長之間存在的長期均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系以及方向如何，選擇滯后期為2的格蘭杰檢驗，結(jié)果見表3。表3

由表3可得出如下結(jié)論：其一，我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)演變和第一、二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在單向因果關(guān)系，而第三產(chǎn)業(yè)與農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)不存在因果關(guān)系。換言之，三大產(chǎn)業(yè)中，只有第一、二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在一定程度上促進(jìn)農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的升級，而農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級對第一、二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的拉動作用不明顯。究其原因，三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)不相適應(yīng)，特別是第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與農(nóng)村居民的消費需求相差甚遠(yuǎn)。其二，在0.1的顯著性水平下，農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在雙向的因果關(guān)系。這意味著，經(jīng)濟(jì)增長提高了農(nóng)村居民的收入水平，促進(jìn)了農(nóng)村居民的消費結(jié)構(gòu)從生存消費需求向享受、發(fā)展需求層次轉(zhuǎn)變。但是，農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用卻不明顯。其三，第一產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長不存在雙因關(guān)系，而第二、三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長都存在雙向因果關(guān)系。可見，第二、三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)比較大，而第一產(chǎn)業(yè)相對較小。

5.脈沖響應(yīng)分析

為了清晰地反映農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)影響，在VAR模型的基礎(chǔ)上估計農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的脈沖響應(yīng)函數(shù)，并根據(jù)相關(guān)指標(biāo)的比較把響應(yīng)函數(shù)追蹤期設(shè)定為15年。由表4顯示：一方面，當(dāng)本期給第一、二、三產(chǎn)業(yè)一個沖擊后，居民消費結(jié)構(gòu)立即作出了響應(yīng)，并且這一沖擊對農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變動短期內(nèi)影響較大，呈現(xiàn)一定的波動性，因此，三大產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展更有利于農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級。另一方面，經(jīng)濟(jì)增長不僅在短期內(nèi)對農(nóng)村居民消費升級有明顯的拉動作用，而且能持續(xù)形成對農(nóng)村居民消費增長的正向響應(yīng)，不過這種帶動作用將會越來越弱。

6.方差分析

方差分解可將系統(tǒng)的預(yù)測均方誤差分解為系統(tǒng)中各變量沖擊所作的貢獻(xiàn)，從而可以進(jìn)一步考察我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長之間的動態(tài)變化。具體分解結(jié)果如表5。

由表5可知:一方面，消費結(jié)構(gòu)的沖擊影響呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，在第6期最高點27.14417%。三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的沖擊影響是遞增的，在第15年分別到達(dá)1.438864%、1.460255%和23.53602%。另一方面，在lnGDP的變動中，0.000332%-27.14417%的波動可以由消費結(jié)構(gòu)的變動解釋0.328230%-1.148291%的波動可以由第一產(chǎn)業(yè)的變動解釋，0.272053%-1.482778%的波動可以由第二產(chǎn)業(yè)的變動解釋，3.709335%-23.53602%的波動可以由第三產(chǎn)業(yè)的變動解釋。可見，農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊大于三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊，并且第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動大于第一、二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動。因此，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級是未來經(jīng)濟(jì)增長的最大原動力，這與理論分析相吻合。

四、結(jié)論與政策建議

綜上可知：我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長具有長期的均衡關(guān)系；農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊大于三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊，并且第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動大于第一、二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動。然而，目前我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)存在著嚴(yán)重“錯位”，經(jīng)濟(jì)增長提高了農(nóng)村居民的收入水平，促進(jìn)了農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級，而農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)演變并沒有引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改變，對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用也不明顯，從而導(dǎo)致農(nóng)村居民消費慢于經(jīng)濟(jì)增長。因此，在當(dāng)前和未來時期內(nèi)，可從如下幾方面促進(jìn)農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的升級與優(yōu)化，適時調(diào)整三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)型。

（一）建立農(nóng)民增收的長效機(jī)制，穩(wěn)定農(nóng)村居民的消費預(yù)期

首先，建立農(nóng)民增收的長效機(jī)制。農(nóng)村居民消費取決于農(nóng)民收入增長的長效性，因而要拓寬農(nóng)民的增收渠道，既要從農(nóng)業(yè)內(nèi)部挖掘農(nóng)民持續(xù)增收潛力，又要通過市場，增加農(nóng)民的貨幣收入，從農(nóng)業(yè)外部尋求增收途徑，同時還要通過教育、培訓(xùn)等方式提高農(nóng)民自身增收能力。［2］(56-57)其次，穩(wěn)定農(nóng)村居民的消費預(yù)期。目前我國農(nóng)村居民面對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、疾 病等方面的不確定性，不得不減少當(dāng)前消費，增加儲蓄以增強抵御不確定的風(fēng)險。據(jù)調(diào)查，農(nóng)民一次大病的平均花費7000多元，幾乎等于一個家庭一年的全部收入。⑦因此，擴(kuò)大公共財政向農(nóng)村傾斜，完善農(nóng)村教育、醫(yī)療等社會保障體制，增強農(nóng)村居民消費信心，從而促進(jìn)農(nóng)村居民消費支出及其支出結(jié)構(gòu)的升級。

（二）把握農(nóng)村居民消費熱點，引導(dǎo)農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化與升級

消費熱點反映出消費者新的消費愿望，構(gòu)成了消費者對未來消費的潛在需求的方向。隨著農(nóng)民收入水平的提高，農(nóng)村居民消費逐漸升級。因此，要關(guān)注農(nóng)村居民消費需求的新動向，把握農(nóng)村消費熱點。一方面，加強輿論導(dǎo)向，引導(dǎo)農(nóng)村居民合理的消費行為。另一方面，以農(nóng)村居民消費熱點為增長極，適時調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的升級。這樣既能使企業(yè)生產(chǎn)實現(xiàn)有效供給，又能使農(nóng)村居民消費需求結(jié)構(gòu)的變化成為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的強大動力。所以，政府可以通過宏觀調(diào)控政策培育農(nóng)村消費熱點，［3］(29)如調(diào)整財政資金的使用方向、力度和節(jié)奏，采用各種轉(zhuǎn)移支付手段來改變產(chǎn)品的相對價格，在農(nóng)村市場培養(yǎng)那些示范效應(yīng)強，能夠帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、輻射作用大的消費熱點，引導(dǎo)農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級。

（三）以農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級為導(dǎo)向，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整

首先，適時調(diào)整農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)，發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，增加農(nóng)產(chǎn)品的有效供給。一方面，把握市場消費需求，合理調(diào)整農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)的品種結(jié)構(gòu)；另一方面，根據(jù)市場消費結(jié)構(gòu)，發(fā)展高產(chǎn)優(yōu)質(zhì)高效農(nóng)業(yè)，不斷推出農(nóng)產(chǎn)品消費熱點；同時，提高農(nóng)產(chǎn)品的科技含量，構(gòu)建優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)群體，延伸產(chǎn)業(yè)鏈條，推進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。其次，面向農(nóng)村消費品市場調(diào)整第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，生產(chǎn)適合農(nóng)民消費水平的工業(yè)消費品。第三，大力發(fā)展農(nóng)村服務(wù)業(yè)，加大公共財政對農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施的投入力度，改善與農(nóng)民生活消費相配套的“硬”環(huán)境和“軟”環(huán)境，提高農(nóng)村居民消費的幸福指數(shù)。

（四）縮小城鄉(xiāng)居民消費差距，促進(jìn)消費公平

消費差距在很大程度上源于收入差距。所以縮小城鄉(xiāng)居民消費差距，應(yīng)從合理調(diào)節(jié)城鄉(xiāng)居民收入差距入手。首先，穩(wěn)定和完善農(nóng)村稅收政策。繼續(xù)通過對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料從生產(chǎn)到銷售各個環(huán)節(jié)實行稅收減免，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的成本；完善現(xiàn)行對農(nóng)產(chǎn)品征收增值稅制度，應(yīng)將增值稅延伸到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)，切實減輕農(nóng)民負(fù)擔(dān)。［4］(177-179)其次，完善農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度。數(shù)據(jù)資料分析表明：⑧農(nóng)村居民土地價值下降是城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)占有水平差距擴(kuò)大的重要原因。因此，應(yīng)從保護(hù)農(nóng)民土地權(quán)益出發(fā)，健全土地承包權(quán)流轉(zhuǎn)的方式和程序，緩解農(nóng)地關(guān)系緊張的矛盾，提高資源的利用效率，使農(nóng)民能夠獲得通過市場化運作土地資產(chǎn)在流轉(zhuǎn)中帶來增值的收益。第三，建立和完善補償機(jī)制，著力改善農(nóng)村低收入群體的的生產(chǎn)和生活條件，增加低收入者的消費能力。

注 釋：

①中華人民共和國國家統(tǒng)計局.stats.省略/tjsj/jidusj/

②余豐慧.智慧應(yīng)對中國經(jīng)濟(jì)不確定性風(fēng)險［EB/OL］.中國宏觀經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng).2011-5-30

省略/xsfx/rdfx/20110530099713.shtml

③中國宏觀經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng).5月中國制造業(yè)PMI為52%經(jīng)濟(jì)增速回落［EB/OL］. 2011-6-1省略/news_speed/hgjj/20110601099730.shtml

④中國人民大學(xué)課題組.擴(kuò)大農(nóng)民消費問題研究――背景和意義(上) ［EB/OL］. hbzyw.省略/xwxx.asp?id=791

⑤中華人民共和國國家統(tǒng)計局. stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm

⑥中華人民共和國國家統(tǒng)計局.stats.省略/yearbook/indexC.htm，stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm

⑦韓 俊，羅 丹.中國農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生狀況報告［J］.中國發(fā)展觀察, 2005(1):16

⑧張 鑫.中國城鄉(xiāng)居民收入差距及其成因的演化路徑研究［D］.遼寧大學(xué)博士論文，2009（11）：183-184．

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Rural Resident Consumption Structure and Transforming Economic

Development Model: Evidence from 1978 to 2010

篇（11）

引言

近年來，隨著城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展政策的不斷推進(jìn)，以城帶鄉(xiāng)、城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)的一體化發(fā)展進(jìn)程越發(fā)順利、合理。據(jù)中國行業(yè)企業(yè)信息中心調(diào)查結(jié)果顯示，2011年我國消費品市場首要特點就是農(nóng)村消費增長加快，城鄉(xiāng)消費增量差距趨于縮小。但是，在解決城鄉(xiāng)消費差距，建設(shè)全面小康社會的過程中，盡管我國消費品市場總體呈現(xiàn)出了平穩(wěn)較快發(fā)展的良好態(tài)勢，城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)方面卻仍存在一些難以在短期破解的問題，表現(xiàn)在：一是城鄉(xiāng)居民收入、消費增長相對量相對較慢與社會保障體系不健全、保障水平低并存，如何調(diào)整收入分配格局、提高城鄉(xiāng)居民尤其是中低收入者的消費能力是當(dāng)前擴(kuò)大內(nèi)需的重點和難點；二是居民消費品制造業(yè)成本壓力大與創(chuàng)新能力不足、信貸分配結(jié)構(gòu)不盡合理并存；三是城市網(wǎng)絡(luò)購物等新型消費業(yè)態(tài)不盡規(guī)范與農(nóng)村流通網(wǎng)絡(luò)不健全并存，制約著消費市場的擴(kuò)大，根本原因還是基礎(chǔ)設(shè)施與金融支持的問題；四是誠信機(jī)制不健全與事后維權(quán)難度大并存，特別是在農(nóng)村金融體系不夠完善、金融服務(wù)不夠全面、金融信息不夠順暢的背景下，城鄉(xiāng)金融非均衡性發(fā)展難題難以“化解”。林毅夫等（2009）認(rèn)為政府干預(yù)導(dǎo)致了中國城鄉(xiāng)消費差距擴(kuò)大，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支持程度和農(nóng)業(yè)貸款對中國城鄉(xiāng)消費差距影響不穩(wěn)定。張軍（2010）認(rèn)為我國城鄉(xiāng)家庭消費差距問題一直懸而未決，根源在于收入增長的行業(yè)制約、設(shè)施建設(shè)投入的城鄉(xiāng)分離、消費觀念轉(zhuǎn)變的養(yǎng)老制度約束。儲德銀等（2010）認(rèn)為收入分配和政府支出對城鄉(xiāng)居民消費影響的絕對程度基本相同，但二者對城鄉(xiāng)居民消費的影響效應(yīng)卻存在顯著性差異，政府支出對城鎮(zhèn)居民消費具有正向擠入效應(yīng)，而對農(nóng)村居民消費則產(chǎn)生負(fù)向擠出效應(yīng)。本文從金融非均衡性發(fā)展的角度，分析產(chǎn)生城鄉(xiāng)消費差距的原因根源，在一定程度上為當(dāng)前解決城鄉(xiāng)消費差距難題提供參考。文章通過研究我國城鄉(xiāng)金融非均衡性發(fā)展現(xiàn)狀與城鄉(xiāng)居民消費水平差距逐年擴(kuò)大的相關(guān)關(guān)系，實證兩者間相關(guān)關(guān)系顯著性意義的有效性。基于金融視角下提出解決城鄉(xiāng)金融非均衡發(fā)展難題、破解城鄉(xiāng)居民消費差距難題的對策建議，從而最終實現(xiàn)我國城鄉(xiāng)一體化、縮小城鄉(xiāng)差距，最終實現(xiàn)我國全面小康社會的總目標(biāo)。

我國城鄉(xiāng)金融非均衡發(fā)展與居民消費差距現(xiàn)狀

本文首先對1995-2011年我國城鄉(xiāng)金融非均衡發(fā)展和居民消費差距的存量和絕對差量統(tǒng)計數(shù)據(jù)進(jìn)行了系統(tǒng)歸納和整理，以分析兩者的發(fā)展現(xiàn)狀。

（一）我國城鄉(xiāng)金融非均衡性發(fā)展差距現(xiàn)狀

通過對1995-2011年我國城鄉(xiāng)金融貸款占比量進(jìn)行分析，可以看出我國城鄉(xiāng)金融貸款占有總量的差距明顯。1995年全國城鎮(zhèn)金融貸款占有總量為47518.9億元，而農(nóng)村同期金融貸款占有總量僅為3019.1億元，城市占有金融貸款是農(nóng)村的15倍。而隨著我國東西部、沿海與內(nèi)陸經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度差距的擴(kuò)大，城鄉(xiāng)金融貸款占有總量的差距在不斷地擴(kuò)大。從貸款占有量的差距看，1995年至2011年的17年間，城鄉(xiāng)金融貸款絕對差距從1995年的44499.8億元擴(kuò)大到2011年的459179.3億元，并呈現(xiàn)逐年擴(kuò)大態(tài)勢（如圖1所示）。

（二）我國城鄉(xiāng)收入水平差距的發(fā)展現(xiàn)狀

通過對我國1995-2011年的城鄉(xiāng)收入水平統(tǒng)計資料的搜集和整理，可以得出我國城鄉(xiāng)居民收入差距的時間序列圖（如圖2所示）。從城鄉(xiāng)可支配收入看，呈現(xiàn)逐年上升態(tài)勢。1995年城鎮(zhèn)人均可支配收入為4283元，農(nóng)村人均純收入為1578元，城鄉(xiāng)收入差距為2705元，城鎮(zhèn)收入為農(nóng)村收入的2.7倍；而2011年城鎮(zhèn)人均可支配收入21810元，農(nóng)村人均純收入為6977元，城鄉(xiāng)收入差距為14833元，城鎮(zhèn)收入為農(nóng)村收入的3.1倍。總的來看我國城鄉(xiāng)居民收入不斷提高，但是城鄉(xiāng)收入的絕對差距卻并沒有得到改善。

（三）我國城鄉(xiāng)消費水平差距變化的發(fā)展現(xiàn)狀

根據(jù)對我國1995-2011年城鄉(xiāng)消費水平統(tǒng)計資料的搜集和整理，得出我國城鄉(xiāng)居民消費水平差距的時間序列圖（如圖3所示）。由圖3可知，我國城鄉(xiāng)人均消費水平隨收入水平呈現(xiàn)逐年遞增態(tài)勢。1995年的城鎮(zhèn)人均消費4931元，農(nóng)村人均消費為1313元，城鄉(xiāng)消費差絕對差距為3618元，城鎮(zhèn)消費為農(nóng)村消費的3.8倍；2011年城鎮(zhèn)人均消費17163.7元，農(nóng)村人均消費為4882.7元，城鄉(xiāng)絕對差距為12281元，城鎮(zhèn)消費為農(nóng)村消費的3.52倍。雖然從消費水平差距倍數(shù)看2011年較之1995年有所減少，但是結(jié)合收入水平的差距倍數(shù)來看，仍然顯示出了我國城鄉(xiāng)消費水平差距并沒有得到明顯改善。

我國城鄉(xiāng)金融非均衡發(fā)展與居民消費差距的相關(guān)性分析

根據(jù)現(xiàn)狀分析，以城鄉(xiāng)金融非均衡發(fā)展差距水平（FD）和城鄉(xiāng)居民消費差距水平（RC）為研究變量，以1995-2011年的時間序列為研究范圍，分別以城鄉(xiāng)貸差和城鄉(xiāng)消費差距代表FD和RC的差距水平來分析兩者之間的相關(guān)性。

（一）編制相關(guān)性研究變量的時間序列表

根據(jù)現(xiàn)狀分析，本文首先編制了我國城鄉(xiāng)金融發(fā)展差距水平（FD）與居民消費差距（RC）的相關(guān)性分析時間序列表。如表1所示。

（二）城鄉(xiāng)金融非均衡發(fā)展與居民消費差距

根據(jù)城鄉(xiāng)金融非均衡發(fā)展差距水平和城鄉(xiāng)居民消費差距水平的時間序列發(fā)展現(xiàn)狀，為了解金融非均衡發(fā)展的城鄉(xiāng)差距水平與城鄉(xiāng)居民消費水平差距的相關(guān)關(guān)系及金融資源配置變化情況對城鄉(xiāng)消費差距的影響程度，本文對兩者的發(fā)展現(xiàn)狀變化情況進(jìn)行相關(guān)關(guān)系的實證分析。利用SPSS.16.0對表1進(jìn)行系統(tǒng)分析，輸出分析結(jié)果如表2所示。

（三）結(jié)論

由表2我們可以看到：一方面，1995-2011年我國城鄉(xiāng)金融非均衡性發(fā)展與城鄉(xiāng)居民消費水平差距的變化情況相關(guān)系數(shù)為0.978，說明兩者的變化情況是成正相關(guān)關(guān)系的，即城鄉(xiāng)金融非均衡性發(fā)展必然對城鄉(xiāng)居民消費水平的差距存在影響，而且城鄉(xiāng)金融非均衡性發(fā)展程度越高，居民消費水平差距越大；另一方面，從表2中我們看到Sig.（2-tailed）置信水平小于0.05，所以單純的根據(jù)我國城鄉(xiāng)金融信貸差距代表的非均衡性發(fā)展?fàn)顩r與城鄉(xiāng)消費水平差距狀況的相關(guān)性系數(shù)來說明兩者之間的高正相關(guān)水平是不全面的。

綜合我國城鄉(xiāng)金融非均衡發(fā)展與居民消費差距的現(xiàn)狀分析和以上相關(guān)性實證分析可以得出以下結(jié)論：城鄉(xiāng)金融貸款非均衡在一定程度上導(dǎo)致了城鄉(xiāng)人均收入和消費的不均衡，并且成為造成城鄉(xiāng)差距不斷擴(kuò)大的主要原因之一。事實上，追溯到計劃經(jīng)濟(jì)時期，優(yōu)先發(fā)展資本密集型重工業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略在資本稀缺的條件下內(nèi)生決定了金融資源配置上的偏向城市行為。一方面，城市化發(fā)展，導(dǎo)致大量經(jīng)濟(jì)富裕的農(nóng)民遷移城市，在增加了城鎮(zhèn)消費增長的同時壓縮了農(nóng)村消費；另一方面，也在于農(nóng)村金融市場不完善，一部分通過銀行機(jī)構(gòu)將農(nóng)業(yè)剩余資金轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)。這些均是造成我國城鄉(xiāng)金融非均衡性發(fā)展和居民消費差距不斷擴(kuò)大同時存在的重要原因。

基于金融非均衡發(fā)展視角縮小城鄉(xiāng)居民消費差距

本文首先從城鄉(xiāng)貸款占有量差距、城鄉(xiāng)收入差距與城鄉(xiāng)消費差距的時間序列圖來反映FD和RC之間的相關(guān)關(guān)系；然后利用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型對兩者的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行定量分析，得出兩者正相關(guān)度為0.978的高相關(guān)性。因此，要實現(xiàn)我國城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化、加快我國現(xiàn)代化進(jìn)程，縮小城鄉(xiāng)差距特別是限制國民經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展的核心動力的居民消費之間的差距，就必須抓住推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展、縮小城鄉(xiāng)居民消費差距的動力源：金融發(fā)展。結(jié)合“二元論”核心觀點以及哈羅德-多馬模型相關(guān)經(jīng)濟(jì)增長理論，基于金融非均衡發(fā)展視角為縮小我國城鄉(xiāng)居民消費差距提出以下對策建議：

（一）加強金融機(jī)構(gòu)在城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的運作能力

建立完善的區(qū)域金融體系。形成合作化、政策化和商業(yè)化相結(jié)合的分工合理、競爭適度的金融體系。使不同金融機(jī)構(gòu)在區(qū)域金融體系內(nèi)滿足不同層次的農(nóng)村金融服務(wù)需求，加強金融機(jī)構(gòu)在城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的運作能力。

1.加強金融機(jī)構(gòu)“資本創(chuàng)造”經(jīng)濟(jì)發(fā)展。發(fā)揮鄉(xiāng)村、城郊信用社農(nóng)村金融“主力軍”的作用，加強農(nóng)村金融產(chǎn)品和服務(wù)方式創(chuàng)新力度，促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)機(jī)構(gòu)調(diào)整和農(nóng)民增收。可以組建金融機(jī)構(gòu)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)單位經(jīng)濟(jì)發(fā)展“一對一”幫扶小組，不僅有利于加速資本的運動效率，防止農(nóng)村部分農(nóng)戶資金長期閑置，監(jiān)測農(nóng)村資本運動方向；而且有利于推動農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)運作能力的提升，緊密金融與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相互關(guān)系，建立幫扶小組內(nèi)金融機(jī)構(gòu)與鄉(xiāng)鎮(zhèn)單位經(jīng)濟(jì)共同進(jìn)步的評估體系。

2.加強金融機(jī)構(gòu)“資本創(chuàng)新”經(jīng)濟(jì)發(fā)展。調(diào)整農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行政策性職能定位，除了加強農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)及高技術(shù)產(chǎn)業(yè)化項目的支持力度外，還要加強對我國區(qū)域特色的多元化產(chǎn)業(yè)支持力度，以改善不同地區(qū)的金融機(jī)構(gòu)的運作能力，實現(xiàn)區(qū)域特色、產(chǎn)業(yè)特色和金融特色相互結(jié)合的政策性職能定位。如定位江西景德鎮(zhèn)陶瓷金融、贛州的稀土金融、南豐的蜜橘金融、鷹潭的銅金融等等產(chǎn)業(yè)與金融相結(jié)合的創(chuàng)新性金融政策性職能。

3.加強金融機(jī)構(gòu)“資本推動”經(jīng)濟(jì)發(fā)展。引導(dǎo)郵政儲蓄銀行等具有農(nóng)村邊遠(yuǎn)地區(qū)先決優(yōu)勢的金融機(jī)構(gòu)開辦農(nóng)村消費信貸品種，豐富農(nóng)村金融市場的資本供給。通過增加資本供給來實現(xiàn)金融機(jī)構(gòu)運作能力的提高，一方面有利于金融機(jī)構(gòu)的城鄉(xiāng)均衡發(fā)展，另一方面有利于城鄉(xiāng)金融-經(jīng)濟(jì)的共同發(fā)展。

（二）提高金融機(jī)構(gòu)調(diào)整資本流動的靈活性和方向性的能力

完善農(nóng)村中小金融機(jī)構(gòu)體系的政策體系。一方面，需要豐富金融工具特別是具有區(qū)域特色的金融衍生工具的種類，提高金融機(jī)構(gòu)調(diào)整資本流動的靈活性能力。另一方面，縮小城鄉(xiāng)金融非均衡性發(fā)展，大力開發(fā)農(nóng)村居民生產(chǎn)信貸、消費信貸產(chǎn)品，提升消費、收入水平低下地區(qū)的綜合消費水平，實現(xiàn)全國資本流動的健康合理發(fā)展，提高金融機(jī)構(gòu)調(diào)整資本流動的方向性能力。

1.豐富具有區(qū)域特色的金融產(chǎn)品，提高金融機(jī)構(gòu)調(diào)整資本流動的靈活性。在傳統(tǒng)的金融期貨、期權(quán)、掉期及互換的基礎(chǔ)上，結(jié)合農(nóng)村特色產(chǎn)業(yè)的發(fā)展要求，開創(chuàng)如農(nóng)產(chǎn)品遠(yuǎn)期合約、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)收益證券化等金融產(chǎn)品，從而提高金融機(jī)構(gòu)在調(diào)整資本流動時更具有靈活性。其次，加強消費、收入水平低下地區(qū)消費信貸的有效供給。

2.完善金融市場生態(tài)環(huán)境，建立多層次、互補型的金融-經(jīng)濟(jì)-自然可持續(xù)發(fā)展保障體系，提高金融機(jī)構(gòu)調(diào)整資本流動的方向性。一是加大宣傳力度。提高社會公眾對金融市場生態(tài)環(huán)境的認(rèn)知度，形成人人重視、人人參與的良好氛圍。二是發(fā)揮政府在農(nóng)村金融市場生態(tài)環(huán)境中的主導(dǎo)作用，實現(xiàn)農(nóng)戶整體信用評級的提升。三是發(fā)揮典型示范效應(yīng)。落實好對文明信用農(nóng)戶的激勵政策，加大對其授信、貸款、利率等方面的優(yōu)惠力度，調(diào)動群眾積極性的同時，加強對不良信貸主體進(jìn)行信用控制，并且通過全國征信系統(tǒng)對其進(jìn)行公示，以提高違約成本。實現(xiàn)金融機(jī)構(gòu)資本流向優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)，推動社會資源的有效利用和合理分配。

（三）推動具有區(qū)域特色的農(nóng)村投融資平臺的建設(shè)

隨著金融危機(jī)爆發(fā)后“影子銀行”-民間資本流動活躍，在國家適度寬松和穩(wěn)健的財政貨幣政策背景下，各地區(qū)金融機(jī)構(gòu)及政府部門積極探索，為應(yīng)對后危機(jī)時代的經(jīng)濟(jì)發(fā)展摸索出路。而在各城市投融資平臺飛速發(fā)展并推動城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時卻忽略了農(nóng)村特色的投融資平臺建設(shè)，從而致使農(nóng)村地區(qū)“相互抱團(tuán)”組成生產(chǎn)合作組織，以提高農(nóng)戶生產(chǎn)安全性。但是這種合作組織形式在解決當(dāng)前農(nóng)村地區(qū)生產(chǎn)、銷售和贏利的基礎(chǔ)上卻難以有效推動合作社每一位社員的主觀能動性和勞動積極性。只有推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)股份經(jīng)營才是最終出路。因此，文章建議為推動農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、現(xiàn)代化水平和金融普及率的共同提高，須設(shè)立農(nóng)村小額貸款公司和村鎮(zhèn)銀行，促進(jìn)城鄉(xiāng)市場競爭，提高農(nóng)村金融服務(wù)水平。在這樣一個投融資平臺，需要實現(xiàn)社會資本流向農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)部門的同時，更需要實現(xiàn)金融知識的宣傳，引導(dǎo)農(nóng)民更新消費觀念。一方面，各金融機(jī)構(gòu)特別是涉農(nóng)金融機(jī)構(gòu)要根據(jù)農(nóng)村的特點，把不同地區(qū)真正需要的金融政策、金融常識、金融業(yè)務(wù)知識及主要的金融業(yè)務(wù)辦理程序送到農(nóng)民手中，使農(nóng)民學(xué)會運用金融致富，利用金融改善生活，最終實現(xiàn)我國城鄉(xiāng)居民消費差距；另一方面，結(jié)合國家關(guān)于“三農(nóng)”優(yōu)惠的“家電下鄉(xiāng)”、“汽車下鄉(xiāng)”等擴(kuò)大內(nèi)需政策，利用全國各地具有區(qū)域特色的農(nóng)村投融資平臺，推行“金融下鄉(xiāng)”活動，實現(xiàn)金融機(jī)構(gòu)城鄉(xiāng)區(qū)域政策共享、信息共享、技術(shù)共享，以城鄉(xiāng)金融支持產(chǎn)業(yè)發(fā)展達(dá)到均衡，縮小城鄉(xiāng)差距。

（四）構(gòu)建農(nóng)產(chǎn)品-資本流動監(jiān)管體系

構(gòu)建農(nóng)產(chǎn)品-資本流動監(jiān)管綜合體系，包括農(nóng)產(chǎn)品流動信息、資本流動信息、農(nóng)村人均收入增長狀況、金融發(fā)展?fàn)顩r以及農(nóng)村金融發(fā)展?fàn)顩r，形成農(nóng)村金融風(fēng)險監(jiān)測體系、風(fēng)險損失補償體系、資本流動財政支持體系等，有利于實現(xiàn)區(qū)域市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展與金融發(fā)展的同步監(jiān)管與發(fā)展。

對于農(nóng)產(chǎn)品的監(jiān)管體系。包括對農(nóng)產(chǎn)品的標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)過程、農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量檢測、農(nóng)產(chǎn)品的效益監(jiān)測。從生產(chǎn)到流通的全過程，是否實現(xiàn)投入產(chǎn)出的可持續(xù)發(fā)展是農(nóng)產(chǎn)品監(jiān)管體系的監(jiān)測目標(biāo)。

對資本流動的監(jiān)測體系。包括銀行金融機(jī)構(gòu)對農(nóng)產(chǎn)品的支持資本、農(nóng)戶的自有資本以及財政部門的轉(zhuǎn)移支付資本監(jiān)測。根據(jù)弗里德曼的貨幣需求理論，只有恒久財富才會對社會貨幣流動量產(chǎn)生影響。而從整個社會的角度出發(fā)，市場資本總量是由全社會國民收入決定的，從而為構(gòu)建資本流動檢測體系提供了可行性。

綜上所述，文章結(jié)合區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展特色和優(yōu)勢采取適度的貨幣信貸政策和保險政策；對區(qū)域內(nèi)的重點中心地區(qū)實施特殊發(fā)展政策，從而達(dá)到以點帶面、以局部帶動整體的效果；采取優(yōu)化城鄉(xiāng)區(qū)域金融的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)、金融服務(wù)手段的更新、金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點設(shè)備的覆蓋以及金融人才城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化等措施；構(gòu)建現(xiàn)代化農(nóng)村金融服務(wù)體系等等措施，研究金融非均衡性發(fā)展與城鄉(xiāng)居民消費差距的關(guān)系，為進(jìn)一小縮小各區(qū)域金融非均衡發(fā)展對城鄉(xiāng)居民消費水平帶來的不均衡影響，縮小城鄉(xiāng)金融非均衡性發(fā)展程度的同時，為擴(kuò)大農(nóng)民收入來源、提高農(nóng)民消費水平提供參考建議。

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