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第1篇

一、我國居民體育消費(fèi)的現(xiàn)狀

體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展綱要（1995年～2010年）中指出我國體育產(chǎn)業(yè)包括三大類別。第一為體育主體產(chǎn)業(yè)類，指發(fā)揮體育自身的經(jīng)濟(jì)功能和價(jià)值的體育經(jīng)營活動(dòng)內(nèi)容，如對(duì)體育競(jìng)賽表演、訓(xùn)練、健身、娛樂、咨詢、培訓(xùn)等方面的經(jīng)營；第二指為體育活動(dòng)提供服務(wù)的體育相關(guān)產(chǎn)業(yè)類，如體育器械及體育用品的生產(chǎn)經(jīng)營等；第三類指體育部門開展的旨在補(bǔ)助體育事業(yè)發(fā)展的其他各類產(chǎn)業(yè)活動(dòng)。根據(jù)以上可以得知體育消費(fèi)是指人們參與體育活動(dòng)與觀賞運(yùn)動(dòng)競(jìng)賽而對(duì)消費(fèi)資料的使用與消耗。從狹義上講即是直接的體育消費(fèi)是指參與體育活動(dòng)與觀賞運(yùn)動(dòng)競(jìng)賽過程中對(duì)體育服務(wù)產(chǎn)品及與體育消費(fèi)直接有關(guān)的實(shí)物產(chǎn)品、精神產(chǎn)品的消費(fèi)。廣義的體育消費(fèi)指一切與體育活動(dòng)有關(guān)系（聯(lián)系）的個(gè)人消費(fèi)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(fèi)、食宿費(fèi)等等。歸納為兩點(diǎn)就是實(shí)物消費(fèi)和精神消費(fèi)兩大類。

1.實(shí)物消費(fèi)

我國居民的體育消費(fèi)中主要以實(shí)物消費(fèi)為主，主要有運(yùn)動(dòng)服裝鞋帽、健身器材設(shè)備、體育書刊雜志、食品飲料等。經(jīng)調(diào)查表明以運(yùn)動(dòng)服裝鞋帽等體育實(shí)物消費(fèi)資料的比重占體育消費(fèi)支出的81.5％，而用于觀看比賽，參加娛樂活動(dòng)的勞務(wù)性消費(fèi)比重僅占體育消費(fèi)支出的10％左右，體育書刊磁帶占7.1％；其他消費(fèi)品占2.4％。運(yùn)動(dòng)服裝鞋帽等體育實(shí)物消費(fèi)占到這么大的比重主要還是人們的消費(fèi)心理沒有改變，因?yàn)榇蟛糠秩说慕?jīng)濟(jì)水平?jīng)Q定了他們的消費(fèi)結(jié)構(gòu)還沒有脫離傳統(tǒng)，運(yùn)動(dòng)服裝鞋帽兼具運(yùn)動(dòng)和日常穿著，是生活中的必需品。人們?cè)谶M(jìn)行體育消費(fèi)的同時(shí)首先想到的就是對(duì)生活的改變，所以這種比例分成也就正好表明了現(xiàn)在我國居民體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)層次。停留在外表上的消費(fèi)，因?yàn)槿ベI這種運(yùn)動(dòng)服裝鞋帽的人民未必會(huì)投入到真正的體育運(yùn)動(dòng)或鍛煉中，那后續(xù)的一些帶動(dòng)消費(fèi)就不存在。其次就是少數(shù)人購買小型的健身器材，為什么會(huì)選擇這些小型健身器材，是因?yàn)檫@些器材占用地方小，人們?cè)诩抑芯涂梢赃M(jìn)行鍛煉，達(dá)到健身的目的，而省去了一些去場(chǎng)館的費(fèi)用。當(dāng)然后者會(huì)比前者在體育消費(fèi)上面的力度大。但是這些都只是前段消費(fèi)層次。

2.精神消費(fèi)

體育消費(fèi)中的精神消費(fèi)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(yùn)會(huì)的勝利召開，足以體現(xiàn)人民觀賞體育賽事的熱情，因?yàn)橐酝覀儗?duì)于體育運(yùn)動(dòng)盛會(huì)的認(rèn)識(shí)大部分人還是健身，為國爭(zhēng)光的一種理念，但是通過這次的召開，人們發(fā)現(xiàn)了體育運(yùn)動(dòng)中給人們帶來的不光是健身，為國爭(zhēng)光，還有一種協(xié)作、高興、放松的心情。這類消費(fèi)相對(duì)實(shí)物消費(fèi)而言層次較高，在物質(zhì)生活水平日益提高的情況下，人們會(huì)追求精神享受，這類消費(fèi)的增長于是發(fā)展比較快，在廣州，人們用在觀看體育消費(fèi)占整個(gè)體育消費(fèi)支出的12.4%。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，運(yùn)動(dòng)水平的提高，觀賞型消費(fèi)支出會(huì)增大。

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

二、影響體育消費(fèi)的因素分析

滿足體育消費(fèi)的體育產(chǎn)品泛指能夠滿足人們參與、觀賞各種競(jìng)技運(yùn)動(dòng)、健身運(yùn)動(dòng)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(fèi)。如果一個(gè)消費(fèi)者的這種心理與情感需要的滿足程度越高,那他不斷地產(chǎn)生這種特殊購買行為的可能性便越大。同樣,當(dāng)消費(fèi)者花錢參與到體育鍛煉或者購買與體育相關(guān)的服裝及其器材時(shí),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(duì)身體健康的希望。可見,體育產(chǎn)品的核心是它能滿足人們的某些需要。中國人口數(shù)量多,對(duì)體育產(chǎn)品具有消費(fèi)欲望的潛在消費(fèi)者在中國人口中占有相當(dāng)大的比重,因?yàn)楂@得“健康”、“活力”是人類永恒的追求,觀賞競(jìng)技體育實(shí)現(xiàn)心理與情感的滿足則日益成為當(dāng)代一部分人的生活方式。造成我國體育消費(fèi)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(duì)體育消費(fèi)的投入

根據(jù)恩格爾定律,一個(gè)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(huì)下降,而用于文化娛樂(體育)消費(fèi)方面的支出會(huì)逐漸上升。當(dāng)較低層的需要初步得到滿足以后，人們就會(huì)追求較高層次的需求，那么，體育需求是處于享受需求和發(fā)展需求階段，它是滿足人們精神文化生活和增進(jìn)健康、增強(qiáng)體質(zhì)的需求，所以，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和人們收入水平的提高對(duì)于擴(kuò)大體育消費(fèi)會(huì)起到積極的作用。2.體育場(chǎng)館開放程度及服務(wù)水平對(duì)體育消費(fèi)的影響

我國體育場(chǎng)館和設(shè)施數(shù)量少，20世紀(jì)90年代初期，國家規(guī)定單位的體育場(chǎng)所要向社會(huì)開放，雖然這個(gè)規(guī)定給人們的健身提供了很多方便，但是，因?yàn)檫@些體育場(chǎng)所歸各單位管理，場(chǎng)館的管理維護(hù)、運(yùn)轉(zhuǎn)等投入由各單位負(fù)擔(dān)，所以，為了場(chǎng)館能正常運(yùn)營，場(chǎng)館的管理者就必須考慮到利益和效益，健身的價(jià)格又不能定得過高，會(huì)對(duì)人們的健身活動(dòng)有影響，又不能解決場(chǎng)館的日常開銷問題，所以，有的場(chǎng)館出租場(chǎng)地經(jīng)營非健身項(xiàng)目以達(dá)到收支平衡，實(shí)際上用于健身的場(chǎng)地縮小了。現(xiàn)在我國在場(chǎng)館建設(shè)和管理方面也加大了投入力度，在大的城市和地區(qū)設(shè)立比較大的健身中心和文體娛樂中心，從而彌補(bǔ)一些體育場(chǎng)館不足的問題。那么，隨著體育產(chǎn)業(yè)的不斷發(fā)展，以及經(jīng)營觀念和經(jīng)營模式的轉(zhuǎn)變，體育消費(fèi)市場(chǎng)存在著的問題會(huì)逐漸得到改善。

3.傳統(tǒng)消費(fèi)觀念的根本改變及對(duì)體育功能的重新認(rèn)識(shí)

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

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

三、總結(jié)

全面建設(shè)小康社會(huì)的現(xiàn)實(shí)，要求我國居民的健康素質(zhì)明顯提高。建設(shè)和發(fā)展體育市場(chǎng)，引導(dǎo)和激勵(lì)居民的體育消費(fèi)需求，是發(fā)展我國體育事業(yè)的重要任務(wù)。研究認(rèn)為，今后我國居民的體育消費(fèi)需求將遵循需求上升規(guī)律，發(fā)生實(shí)質(zhì)性的趨優(yōu)變化。特別是北京2008年奧運(yùn)會(huì)為標(biāo)志的各類大型體育賽事近年來紛紛涌進(jìn)中國，我們的生活已經(jīng)自覺不自覺地和體育、特別是市場(chǎng)行為的競(jìng)技體育走的很近。因此迫切需要我們?cè)谶M(jìn)行這類體育消費(fèi)的同時(shí)，有理性消費(fèi)觀的指導(dǎo)，避免出現(xiàn)盲目消費(fèi)和超支消費(fèi)等問題。而目前的國內(nèi)賽事和體育機(jī)構(gòu)，應(yīng)該從培養(yǎng)國內(nèi)賽事的體育消費(fèi)群體開始，真正把公眾作為賽事成功與否重要組成部分，使公眾具備體育消費(fèi)的習(xí)慣，從而面對(duì)來勢(shì)洶涌的國際高水平賽事的時(shí)候，能夠理性消費(fèi)、正確消費(fèi)，從而通過合理的體育消費(fèi)形成蓬勃發(fā)展的體育市場(chǎng)和體育消費(fèi)系，使體育消費(fèi)成為我們提升生活質(zhì)量、實(shí)現(xiàn)小康社會(huì)的一部分。

第2篇

論文關(guān)鍵詞：二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，收入差距，消費(fèi)需求

 

我國目前所呈現(xiàn)出的消費(fèi)需求相對(duì)不足的總體態(tài)勢(shì)，根源在于長期存在的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)矛盾所造成的居民消費(fèi)能力的制約，即在二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下，我國農(nóng)村居民的消費(fèi)需求明顯低于城市居民的消費(fèi)需求。按照經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論，在正常條件下，消費(fèi)需求數(shù)量變化首要的受制因素是收入水平。我國居民總體消費(fèi)水平之所以偏低，主要是由于二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)導(dǎo)致居民收入差距過大以及由此而帶來的整體收入水平低下造成的。

一、改革開放以來我國城鄉(xiāng)居民收入差距

改革開放以來，我國城鄉(xiāng)居民的收入水平都有了較大的提高，與此同時(shí)，城鄉(xiāng)居民之間的收入差距水平在不斷擴(kuò)大（詳見圖1、圖2）。

資料來源：《中國統(tǒng)計(jì)年鑒（2010年）》。

圖1 全國城鄉(xiāng)居民收入差距狀況圖(1978—2009年)

資料來源：《中國統(tǒng)計(jì)年鑒（2010年）》。

圖2 全國城鄉(xiāng)居民收入差距比【1】圖(1978—2009年)

可見，改革開放初期我國城鄉(xiāng)居民的收入差距就已經(jīng)存在。隨著時(shí)間的推移，城鄉(xiāng)收入曲線都在迅速上升，但城鎮(zhèn)居民收入曲線上升的速度明顯快于農(nóng)村居民收入曲線上升的速度。城鄉(xiāng)居民之間的收入差距大致經(jīng)歷了一個(gè)縮小-擴(kuò)大-縮小-擴(kuò)大的演變過程，呈現(xiàn)出階段性的態(tài)勢(shì)。

改革開放初期的1978年到1984年，城鄉(xiāng)差距逐步縮小。這時(shí)期，隨著的推行和農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格幾次調(diào)整提高，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有了較快的恢復(fù)和發(fā)展，農(nóng)民收入有了較快較大的增加，其增長速度高于城鎮(zhèn)居民收入增長速度經(jīng)濟(jì)論文，城鄉(xiāng)差距在逐步縮小。1978年改革開放初期城鄉(xiāng)居民收入差距比高達(dá)2.57，即城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是農(nóng)村居民人均純收入的2.57倍。1978年以后，城鄉(xiāng)居民收入差距逐步縮小，到1983年，城鄉(xiāng)居民收入差距比為1.82，是1978-1984年期間最小的一年。

20世紀(jì)80年代中期以后，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大。這時(shí)期，我國改革的重點(diǎn)開始從農(nóng)村轉(zhuǎn)向城市，城市居民收入增長速度較快。而在農(nóng)村，由于聯(lián)產(chǎn)承包制提高勞動(dòng)生產(chǎn)率的能量釋放完畢，再加之因農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格上升幅度大于農(nóng)產(chǎn)品帶來的農(nóng)業(yè)貿(mào)易條件惡化、農(nóng)業(yè)比較利益下降等因素的影響，農(nóng)民收入增長緩慢。導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民收入增長速度很快越過農(nóng)村居民收入增長速度，1985-1994年城鄉(xiāng)居民收入差距趨于擴(kuò)大，到1994年達(dá)到最高點(diǎn)，城鄉(xiāng)居民收入差距比為2.86。

1995-1997年，城鄉(xiāng)收入差距短期內(nèi)縮小。縮小的原因主要是因?yàn)槌擎?zhèn)中下崗職工增加，他們的收入減少所致。1985年城鄉(xiāng)居民收入差距比為2.86，到1997年縮小到2.47。1995-1997年期間，雖然城鄉(xiāng)居民收入差距有所縮小，但差距仍然偏大，且沒有形成一個(gè)長期穩(wěn)定縮小的趨勢(shì)。

1998年至今，城鄉(xiāng)收入差距繼續(xù)擴(kuò)大。1998年的自然災(zāi)害和1999年城鎮(zhèn)職工的普遍加薪是城鄉(xiāng)居民收入差距呈繼續(xù)擴(kuò)大趨勢(shì)的主要原因，且在這一時(shí)期由于教育、醫(yī)療、保障等各種福利方面的差距顯露出來，進(jìn)一步拉大了城鄉(xiāng)間的收入差距。自1998年以來除了個(gè)別年份略有起伏外，城鄉(xiāng)居民收入差距的比例一路攀升，由1998年的2.51擴(kuò)大到2001年的2.90，2007年更是上升到了3.33，為歷年之最，2009年仍保持在3.33。

二、二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)差異比較

城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，逐漸形成了不同的收入階層，也因此形成了城鄉(xiāng)兩種不同的消費(fèi)階層和消費(fèi)市場(chǎng)，從而造成城鄉(xiāng)居民在消費(fèi)水平、消費(fèi)結(jié)構(gòu)、人均消費(fèi)性支出等方面均存在著很大的差異。

1、城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平比較

與城鄉(xiāng)居民的收入差距相似，改革開放以來，我國城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)水平差距也經(jīng)過了縮小、擴(kuò)大，短暫的縮小后進(jìn)一步擴(kuò)大的過程。圖3表明，1978年，城鄉(xiāng)消費(fèi)水平比【2】是2.9，1983、1984、1985年縮小到2.2經(jīng)濟(jì)論文，1995年擴(kuò)大到3.8，短暫的縮小后，1999年以來，我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平之比一直維持在3.6以上，2003年和2004年更是高達(dá)3.8。2009年，農(nóng)村居民的消費(fèi)水平為4021元，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平為15025元，1個(gè)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平相當(dāng)于3.7個(gè)農(nóng)民的消費(fèi)水平。目前農(nóng)村居民的消費(fèi)水平相當(dāng)于20世紀(jì)90年代初城市居民的水平，農(nóng)村居民的消費(fèi)水平比城市居民的消費(fèi)水平大約落后15年左右。

資料來源：《中國統(tǒng)計(jì)年鑒（2010年）》。

圖3 全國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平差距比率圖(1978—2009年)

2、城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)性支出比較

統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，改革開放以來，無論是城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)性支出還是農(nóng)村居民的人均消費(fèi)性支出，都呈現(xiàn)出逐步增加的趨勢(shì)。1990年農(nóng)村居民的人均消費(fèi)性支出為585元，2008年增加到3661元，2008年比1990年農(nóng)村居民的人均消費(fèi)性支出增加了3076元；1990年城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)性支出為1279元，2008年增加到11243元，2008年比1990年城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)性支出增加了9964元。與此同時(shí)，我國城鄉(xiāng)居民之間的消費(fèi)支出差距在擴(kuò)大。1985年城鎮(zhèn)消費(fèi)支出是農(nóng)村消費(fèi)支出的2.3倍，是改革開放以來的最低點(diǎn)。此后，城鄉(xiāng)之間的消費(fèi)支出差距逐漸加大，到2008年城鄉(xiāng)之間的支出比高達(dá)3.6，即目前我國1個(gè)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出相當(dāng)于3.6個(gè)農(nóng)民的消費(fèi)支出。“三個(gè)農(nóng)民抵一個(gè)市民”是當(dāng)前農(nóng)村低消費(fèi)的真實(shí)寫照。

3、城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)比較

城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)差異較大。首先，城鎮(zhèn)居民用于食品的支出比農(nóng)村居民相對(duì)比例小，并隨收入增加呈下降趨勢(shì)，即恩格爾系數(shù)下降，表明城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)已從以食品類消費(fèi)為主的生存性消費(fèi)加速向質(zhì)量型消費(fèi)過渡。其次，衣著、家庭設(shè)備用品等的支出，在城市基本趨于飽和，但因?yàn)檗r(nóng)村居民收入增長緩慢，而未形成新的消費(fèi)熱點(diǎn)，當(dāng)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)向空調(diào)、攝像機(jī)、家用電腦等新一代高檔耐用消費(fèi)品轉(zhuǎn)移的時(shí)候，農(nóng)村居民的消費(fèi)仍停留在以生存為主的消費(fèi)水準(zhǔn)上。再次，城鎮(zhèn)居民用于交通通訊、文化、娛樂教育等的支出有增長趨勢(shì)，城鎮(zhèn)居民將來的消費(fèi)熱點(diǎn)將是住房、汽車、現(xiàn)代化的通訊設(shè)備及教育，但城市新消費(fèi)熱點(diǎn)產(chǎn)品在農(nóng)村的消費(fèi)量還相當(dāng)少，農(nóng)村居民耐用消費(fèi)品的擁用量?jī)H相當(dāng)于城鎮(zhèn)居民20世紀(jì)90年代初期的水平(見表1)。

表1 20世紀(jì)90年代以來我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)比 單位：%

 

指標(biāo)

1990年

1995年

2000年

2007年

2009年

農(nóng)村

城鎮(zhèn)

農(nóng)村

城鎮(zhèn)

農(nóng)村

城鎮(zhèn)

農(nóng)村

城鎮(zhèn)

農(nóng)村

城鎮(zhèn)

食品

58.80

54.25

58.62

50.09

49.13

39.44

43.08

36.29

41.0

36.5

衣著

7.77

13.36

6.85

13.55

5.75

10.01

6.00

10.42

5.8

10.5

居住

17.34

6.98

13.91

8.02

15.47

11.31

17.80

9.83

20.2

10.0

家庭設(shè)備用品及服務(wù)

5.29

10.14

5.23

7.44

4.52

7.49

4.63

6.02

5.1

6.4

醫(yī)療保健

3.25

2.01

3.24

3.11

5.24

6.36

6.52

6.99

7.2

7.0

交通通信

1.44

1.20

2.58

5.18

5.58

8.54

10.19

13.58

10.1

13.7

教育文化

娛樂服務(wù)

5.37

11.12

7.81

9.36

11.18

13.40

9.48

13.29

8.5

12.0

其他商品

及服務(wù)

0.74

0.94

1.76

3.25

3.14

3.44

2.30

3.58

第3篇

在新型城鎮(zhèn)化的大背景下，基于我國多個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，對(duì)我國居民消費(fèi)水平與其影響因素之間的量化關(guān)系進(jìn)行研究。結(jié)果表明，居民消費(fèi)水平不僅與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在著正相關(guān)關(guān)系，同時(shí)還與城鎮(zhèn)化程度存在正相關(guān)關(guān)系，它們都對(duì)人民生活水平的提高起到促進(jìn)作用，所以，我國城鎮(zhèn)化程度的進(jìn)一步提高必然會(huì)有利于人們生活水平的提高。

關(guān)鍵詞：

居民消費(fèi)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?jiǎng)恿Γ滦统擎?zhèn)化對(duì)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(fèi)水平與其影響因素之間的關(guān)系。徐鳳等運(yùn)用協(xié)整理論,對(duì)改革開放以來中國經(jīng)濟(jì)增長與國內(nèi)居民消費(fèi)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(fèi)對(duì)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(gè)省份1989—2010年的面板數(shù)據(jù)，對(duì)城鎮(zhèn)化、人口年齡結(jié)構(gòu)這些人口消費(fèi)環(huán)境或制度變量與居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究[2]。劉厚蓮指出，人口城鎮(zhèn)化率與居民消費(fèi)率呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，城鄉(xiāng)實(shí)際收入差距與居民消費(fèi)需求呈現(xiàn)倒U型關(guān)系[3]。田青等利用1999—2006年30個(gè)省、自治區(qū)、直轄市的相關(guān)數(shù)據(jù)分析消費(fèi)習(xí)慣、收入、購房支出、醫(yī)療、教育支出、收入波動(dòng)及利率等因素對(duì)消費(fèi)的影響，實(shí)證結(jié)果表明，消費(fèi)習(xí)慣、收入是影響消費(fèi)的主要因素，而收入波動(dòng)及利率對(duì)居民消費(fèi)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(fèi)增長動(dòng)態(tài)關(guān)系的向量自回歸(VAR)模型，在模型的基礎(chǔ)上，運(yùn)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(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民消費(fèi)增長的動(dòng)態(tài)影響，并指出城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)居民消費(fèi)增長有促進(jìn)作用，特別是城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)增長的累積效應(yīng)大于對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的累積效應(yīng)，并且正向拉動(dòng)效應(yīng)的持續(xù)時(shí)問更長也更穩(wěn)定[5]。儲(chǔ)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(fèi)需求的影響因素，并研究得出收入水平對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響程度最大，而收入分配和政府支出對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)影響的絕對(duì)程度基本相同[6]。潘明清等從勞動(dòng)力流動(dòng)視角分析城鎮(zhèn)化影響居民消費(fèi)的內(nèi)在機(jī)制，使用1996—2011年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，采用動(dòng)態(tài)GMM估計(jì)方法，重點(diǎn)檢驗(yàn)了勞動(dòng)力流動(dòng)、城鎮(zhèn)化進(jìn)程以及它們的交互作用對(duì)居民消費(fèi)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(fèi)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(gè)省份的面板數(shù)據(jù),實(shí)證研究了不同來源的收入對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響。

二、相關(guān)變量敘述城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響[8]。

（一）居民消費(fèi)水平居民消費(fèi)水平是指居民在勞務(wù)或者物質(zhì)產(chǎn)品的消費(fèi)過程中，對(duì)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(fèi)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(fèi)的貨幣金額數(shù)來反應(yīng)這個(gè)地區(qū)的居民消費(fèi)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(gè)地區(qū)城鎮(zhèn)人口占這個(gè)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(gè)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(gè)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(gè)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(jì)局網(wǎng)站，有些是直接采用網(wǎng)站的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，有些是根據(jù)需要對(duì)網(wǎng)站的數(shù)據(jù)進(jìn)行了簡(jiǎn)化計(jì)算，因此，可以保證數(shù)據(jù)的真實(shí)性和權(quán)威性。

三、建立模型與分析

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)在對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析時(shí)，首先要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)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(duì)其差分項(xiàng)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)直至平穩(wěn)為止。為了論述方便。下文中居民消費(fèi)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(yàn)的方法主要有ADF-Fisher卡方檢驗(yàn)、PP-Fisher卡方檢驗(yàn)、Im,PesaranandShinW-stat和Levin，Lin&Chu-t檢驗(yàn)[6]，本文依據(jù)數(shù)據(jù)的特征選擇ADF-Fisher卡方檢驗(yàn)與Im,Pe-saranandShinW-stat作為檢驗(yàn)方法。檢驗(yàn)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(yàn)方法主要有Kao檢驗(yàn)、Pedroni檢驗(yàn)和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)基礎(chǔ)上的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)。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(jì)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(duì)提升人結(jié)論民的消費(fèi)水平、對(duì)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(fèi)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(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究[J].北京工商大學(xué)學(xué)報(bào)，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(fèi)———基于省際動(dòng)態(tài)面板的實(shí)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(fèi)需求-基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)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(fèi)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(fèi)增長關(guān)系的動(dòng)態(tài)分析[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2007，（5）：58-65.

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

[7]潘明清，高文亮.我國城鎮(zhèn)化對(duì)居民消費(fèi)影響效應(yīng)的檢臉與介析[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2014，（1）：118-125.

第4篇

論文關(guān)鍵詞：協(xié)整，居民收入，消費(fèi)，誤差修正模型

 

一．引言

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

二．樣本數(shù)據(jù)

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

圖1 lnYt和lnCt 走勢(shì)圖圖2 lnYt和lnCt 走勢(shì)圖

三．實(shí)證分析

（一）平穩(wěn)---單位根檢驗(yàn)

從原始序列變量圖，可直觀看出其不平穩(wěn)的態(tài)勢(shì)。時(shí)間序列計(jì)量分析需要樣本是平穩(wěn)的單位根過程，否則就存在“偽回歸”問題。對(duì)兩者進(jìn)行一階差分后, lnYt 和lnCt 相應(yīng)序列圖如圖2 所示。由圖看出,經(jīng)過一階差分后,兩者圖形漸趨平穩(wěn)。進(jìn)一步對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以確定其是否為I（1）過程。單位根檢驗(yàn)采用ADF檢驗(yàn)法，單位根檢驗(yàn)最佳滯后階數(shù)按照AIC（Akaike Information Criterion）準(zhǔn)則確定，AIC值越小，則滯后階數(shù)越佳。ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

表1 lnYtt、lnCt 及其一階差分的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

 

變量

檢驗(yàn)形式（c,t,*)

ADF值

5%臨界值

結(jié)論

lnYt

(c,t,1)

-3.07131

-3.574244

不平穩(wěn)

lnCt

(c,t,1)

-2.972389

-3.574244

不平穩(wěn)

lnYt

(c,0,1)

-4.561073

-2.967767

平穩(wěn)

lnCt

(c,0,1)

-4.254837

第5篇

【關(guān)鍵詞】湖南省 國民生產(chǎn)總值 計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析 OLS參數(shù)估計(jì)

一、引言

國民生產(chǎn)總值（GDP，Gross Domestic Product），作為國民經(jīng)濟(jì)核算的核心指標(biāo)，是指在一定時(shí)間內(nèi)一個(gè)國家（或地區(qū)）所生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和勞務(wù)的市場(chǎng)價(jià)值。它由什么所影響呢？國內(nèi)很多論文都對(duì)此做過相應(yīng)研究，對(duì)象為中國國民生產(chǎn)總值，也有的為部分省的國民生產(chǎn)總值，但湖南省的情況存在空缺，尚未進(jìn)行研究。本文就以湖南省為研究對(duì)象，探究其國民生產(chǎn)總值的影響因素，并進(jìn)行計(jì)量分析，得出結(jié)論。

二、預(yù)處理

（一）變量選擇

選擇湖南省生產(chǎn)總值Y作為被解釋變量。其影響因素很多，本文不能全面地給予說明分析，參考相似論文選取的變量，再根據(jù)模型本身的需要、數(shù)據(jù)獲取難易等，本文選擇了五個(gè)指標(biāo)作為模型的解釋變量：居民消費(fèi)水平X1、固定資產(chǎn)投資X2、進(jìn)出口總額X3、財(cái)政支出X4，稅收收入X5。其中，居民消費(fèi)水映了居民總體經(jīng)濟(jì)水平；固定資產(chǎn)投資的增長是GDP增長的主要保障；進(jìn)出口總額和前兩項(xiàng)一起構(gòu)成經(jīng)濟(jì)發(fā)展的三駕馬車；財(cái)政支出在中國處于經(jīng)濟(jì)建設(shè)時(shí)期的背景下對(duì)GDP有快速促進(jìn)作用；而稅收的多少直接影響市場(chǎng)中的消費(fèi)投資情況，因而也會(huì)對(duì)GDP有所作用。因此，上述解釋變量的選取符合經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況。

（二）數(shù)據(jù)收集

最后是計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)中的異方差檢驗(yàn)，通過Eviews進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，得出P值均遠(yuǎn)大于5%（取95%為置信區(qū)間），可見基本不存在異方差性，不需進(jìn)行異方差修正。

四、結(jié)論

最終確立湖南省生產(chǎn)總值影響因素模型如下：

Y=199.4517+（0.755417）X1+（0.000109）X3+3.815589X4+（-4.486782）X5

可以看出，根據(jù)近30年的數(shù)據(jù)，對(duì)于湖南省GDP，固定資產(chǎn)基本不產(chǎn)生作用，這也與湖南的低房?jī)r(jià)和房產(chǎn)過剩情況相符；進(jìn)出口總額的影響較弱，因湖南不是主要的進(jìn)出口貿(mào)易城市；起較大影響作用的是居民消費(fèi)水平和政府的財(cái)政支出，且財(cái)政支出的效果更為突出。具體量化可以估計(jì)，當(dāng)居民消費(fèi)增加l%，湖南GDP增加0.755417%；進(jìn)出口總額增加l%，湖南GDP增加0.000109%；財(cái)政支出增加1%，湖南GDP增加3.815589%。比較特別的是稅收，影響同樣極大，但對(duì)湖南省GDP起負(fù)向作用，具體為稅收增加l%，湖南GDP約降低4.486782%。這可能是因?yàn)檎坏┨岣叨愂眨用駥⒖赡芙档拖M(fèi)和投資，這將導(dǎo)致GDP的降低。

這也可給提高湖南省生產(chǎn)總值以一定啟示：要重視居民消費(fèi)、財(cái)政支出的作用，調(diào)整房地產(chǎn)結(jié)構(gòu)，同時(shí)控制向居民的征稅額度。

參考文獻(xiàn)

[1]中國國家統(tǒng)計(jì)局.http：///.

[2]伍德里奇[美].計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)導(dǎo)論.第4版[M].高等教育.2014.

[3]單良.胡勇.基于軟件EVIEWS，EXCEL，SPSS的回歸分析比較[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2006（4）：150-153.

[4]張金玲.GDP影響因素的計(jì)量分析[J].當(dāng)代經(jīng)理人，2006（11）.

第6篇

[關(guān)鍵詞] 吉林省；地市區(qū)域；農(nóng)村居民消費(fèi)；特征研究

[中圖分類號(hào)] F126 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)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(shì)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(duì)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(fèi)需求拉動(dòng)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(fèi)放到了首位，同通過擴(kuò)大居民消費(fèi)需求實(shí)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(fèi)問題是擺在吉林省各級(jí)政府面前的一個(gè)關(guān)鍵問題。因?yàn)榧质∞r(nóng)村居民的消費(fèi)長期低迷，其消費(fèi)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(fèi)所占比重卻持續(xù)降低，從1980-2012年的32年間下降了近26個(gè)百分點(diǎn)。因此，如何提高吉林省農(nóng)村居民的消費(fèi)水平，引導(dǎo)吉林省的農(nóng)村居民朝著正確的消費(fèi)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(fèi)又存在著區(qū)域性的不同特點(diǎn)，特別是吉林省不同地市的農(nóng)村居民消費(fèi)水平不同，消費(fèi)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(fèi)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(shí)也是吉林省各級(jí)政府改善民生，制定相應(yīng)經(jīng)濟(jì)政策和消費(fèi)政策的重要內(nèi)容之一。本文根據(jù)吉林省的省情，并對(duì)吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民收入和消費(fèi)價(jià)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(fèi)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(jià)值的參考。

二、空間計(jì)量模型的相關(guān)理論

本文利用空間自相關(guān)檢驗(yàn)?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(duì)吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)特征進(jìn)行分析研究。全域空間的自相關(guān)是從整個(gè)區(qū)域空間來探討吉林省不同地市的農(nóng)村居民消費(fèi)的空間分布情況。

利用式（4）-式（6）的差值來檢驗(yàn)吉林省n個(gè)地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)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(jì)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(xiàng)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(fèi)特征研究的實(shí)證

本論文把吉林省地市區(qū)域農(nóng)村居民人均消費(fèi)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(jià)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(gè)地級(jí)市進(jìn)行回歸分析，以此來驗(yàn)證凱恩斯的絕對(duì)收入假說。數(shù)據(jù)來源吉林省各年統(tǒng)計(jì)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(jià)格指數(shù)，就用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)代替，因?yàn)榉治龅目臻g狀態(tài)，所以利用消費(fèi)價(jià)格指數(shù)不會(huì)影響具體的分析結(jié)果。為了檢驗(yàn)吉林省各地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)的差異與集聚的規(guī)律，本文擬提出兩個(gè)假設(shè)作為檢驗(yàn)的工具，第一個(gè)就是假設(shè)吉林省各個(gè)地市的農(nóng)村居民消費(fèi)行為滿足于凱恩斯絕對(duì)收入假設(shè)理論。第二個(gè)就是假設(shè)吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)存在著空間集聚的特征。

這里的C表示消費(fèi)額，Y表示收入，P表示消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，α與βi（i=1，2）為待估參數(shù)，βi表示為邊際消費(fèi)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(fèi)支出是否取決于收入的絕對(duì)水平。筆者選擇2012年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，所獲得的9個(gè)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(fèi)，而且邊際消費(fèi)傾向還比較大，所以，滿足第一個(gè)假設(shè)吉林省農(nóng)村居民消費(fèi)符合凱恩斯的絕對(duì)收入假說的原理。又因?yàn)?986-2012年期間9個(gè)地市區(qū)域消費(fèi)（根據(jù)常理，為了不出現(xiàn)偽回歸，ECQ取對(duì)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(fèi)水平存在著一般意義的正相關(guān)，從這一點(diǎn)來看第二個(gè)假設(shè)是成立的。根據(jù)空間自相關(guān)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ陀?jì)算得到MoranI的2001年和2010年統(tǒng)計(jì)值，吉林省9個(gè)地市區(qū)域農(nóng)村居民消費(fèi)指數(shù)2001年MoranI為0.4307，2010年MoranI為0.4425。通過計(jì)算結(jié)果可知，吉林省農(nóng)村居民消費(fèi)行為表現(xiàn)為，消費(fèi)水平較高的地市是相鄰的，相鄰地市的消費(fèi)水平也相近。

通過分析反映了地市區(qū)域農(nóng)村居民消費(fèi)行為的空間集聚特征，下面來驗(yàn)證第二個(gè)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(gè)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(gè)地級(jí)市的農(nóng)村居民消費(fèi)在各個(gè)市域之間存在空間的擴(kuò)散效應(yīng)，說明吉林省相鄰地級(jí)市之間消費(fèi)是互相影響的，而且地市區(qū)域的消費(fèi)也具有空間的相互影響現(xiàn)象。而且價(jià)格變量通過了顯著性水平為5%的顯著性檢驗(yàn)，可是卻沒有通過1%的檢驗(yàn)，這也充分證明了吉林省的物價(jià)還是比較穩(wěn)定的，農(nóng)村居民消費(fèi)的物價(jià)彈性小，這是主要是因?yàn)榧质「鱾€(gè)地市區(qū)域的農(nóng)民消費(fèi)基本上都集中在生活必需品，價(jià)格方面的作用不是很強(qiáng)，因此對(duì)消費(fèi)量的影響不是很大。

四、結(jié)論

本文借助空間經(jīng)濟(jì)計(jì)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(fèi)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(fèi)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(fèi)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(fèi)水平也接近，消費(fèi)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(shí)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(dòng)增長提供了動(dòng)力支持，只有農(nóng)村居民的收入水平提高了，才能提高消費(fèi)水平。農(nóng)村居民的消費(fèi)環(huán)境不好，消費(fèi)理念、消費(fèi)文化也比較低，導(dǎo)致消費(fèi)性價(jià)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(fèi)和示范和攀比的現(xiàn)象。

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

利用空間滯后模型，通過對(duì)吉林省地市區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)特征進(jìn)行分析，反映出吉林省地勢(shì)區(qū)域的農(nóng)村居民消費(fèi)具有明顯的空間依賴性，地理空間效應(yīng)對(duì)吉林省9個(gè)地級(jí)市的農(nóng)民消費(fèi)起著一定的作用。通過前文中的檢驗(yàn)可知，空間誤差模型還是能夠很好地解釋吉林省不同地級(jí)市的農(nóng)民消費(fèi)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(fèi)政策時(shí)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(gè)市域的發(fā)展各不相同，從地市區(qū)域的范圍來看，每個(gè)地級(jí)市的消費(fèi)結(jié)構(gòu)都不一樣，消費(fèi)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(fèi)政策時(shí)就應(yīng)該把空間相關(guān)性考慮進(jìn)來，同時(shí)制定政策時(shí)要向發(fā)展比較落后的地市傾斜，通過穩(wěn)定物價(jià)，建立完善的社會(huì)保障機(jī)制，增強(qiáng)消費(fèi)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)]

[1]劉子玉.吉林省農(nóng)村居民消費(fèi)問題研究[D].吉林大學(xué)，2010（6）：90-120

第7篇

關(guān)鍵詞：狀態(tài)空間模型 流通業(yè) 消費(fèi) 動(dòng)態(tài)影響

隨著國民經(jīng)濟(jì)體制的不斷改革和經(jīng)濟(jì)水平的不斷提高，我國消費(fèi)市場(chǎng)規(guī)模日趨擴(kuò)大，城鎮(zhèn)和農(nóng)村的消費(fèi)經(jīng)濟(jì)都得到了一定發(fā)展。消費(fèi)市場(chǎng)必然涉及商品流通，而流通業(yè)作為生產(chǎn)和消費(fèi)的橋梁和紐帶，無疑是引導(dǎo)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的先導(dǎo)力量。我國各級(jí)政府也越來越重視流通業(yè)的發(fā)展，充分認(rèn)識(shí)到流通業(yè)增長對(duì)拉動(dòng)內(nèi)需的重要作用。“十”明確指出，流通發(fā)展能夠?qū)崿F(xiàn)消費(fèi)、引導(dǎo)消費(fèi)和創(chuàng)造消費(fèi)，要把發(fā)展現(xiàn)代流通業(yè)作為現(xiàn)階段擴(kuò)大國內(nèi)消費(fèi)市場(chǎng)的一個(gè)重要抓手。部分地區(qū)以“滿意消費(fèi)惠萬家”活動(dòng)貫徹落實(shí)“十”精神，不斷推進(jìn)流通業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。

學(xué)者們采用不同方法實(shí)證檢驗(yàn)流通業(yè)增長對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的影響，如李駿陽、包偉、夏禹鋮（2011）采用偏最小二乘法檢驗(yàn)了我國流通業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，丁凡凡（2012）則運(yùn)用協(xié)整、因果檢驗(yàn)、回歸分析等一系列計(jì)量方法檢驗(yàn)了我國流通業(yè)發(fā)展與居民消費(fèi)的關(guān)系。但縱觀研究發(fā)現(xiàn)，大部分學(xué)者的研究以流通業(yè)對(duì)居民消費(fèi)的影響系數(shù)固定為前提，能夠分析流通業(yè)對(duì)居民消費(fèi)動(dòng)態(tài)影響的文獻(xiàn)非常罕見。本文實(shí)證分析流通業(yè)增長對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)影響。同時(shí)，考慮到我國二元經(jīng)濟(jì)的發(fā)展模式依然存在，故分城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個(gè)層面分別進(jìn)行探討。

研究方法、變量選取及數(shù)據(jù)處理

（一）研究方法

為了定量研究流通業(yè)增長對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)影響，本文采用Akaike在1976年提出的狀態(tài)空間模型進(jìn)行實(shí)證。狀態(tài)空間模型屬于動(dòng)態(tài)時(shí)域模型，是一類將隱含的時(shí)間作為自變量的計(jì)量模型，它多用于多變量時(shí)間序列的估計(jì)和預(yù)測(cè)。狀態(tài)空間模型包括兩個(gè)參數(shù)方程，分別為量測(cè)方程（measurement equation）和狀態(tài)方程（state equation）。設(shè)yt表示含有k個(gè)變量的k維向量，該變量向量與m維的狀態(tài)向量αt存在相關(guān)性，該狀態(tài)空間模型可寫為：

（1）

其中，第一個(gè)方程為量測(cè)方程，第二個(gè)方程為狀態(tài)方程，Zt表示k×m階的量測(cè)矩陣，Wt表示m×m階的狀態(tài)轉(zhuǎn)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(gè)誤差向量互不相關(guān)。根據(jù)狀態(tài)空間模型的原理，兩個(gè)誤差向量應(yīng)滿足如下關(guān)系：

（2）

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

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

yt = xtβt + zt γ+ ut （3）

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

βt = φ βt-1 + εt （4）

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

（5）

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

（二）變量選取及數(shù)據(jù)處理

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

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

2.解釋變量：流通業(yè)發(fā)展水平。以往有部分學(xué)者僅以社會(huì)消費(fèi)品零售額作為流通業(yè)發(fā)展水平的指標(biāo)（冉凈斐，2008），這樣的選擇存在其合理性，因?yàn)樗橇魍ń?jīng)濟(jì)規(guī)模的總體反映。但是，僅以此作為流通業(yè)發(fā)展水平來檢驗(yàn)流通業(yè)增長對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的影響，顯得較為片面，因?yàn)樯鐣?huì)消費(fèi)品零售額側(cè)重反映商品市場(chǎng)交易方面，而忽視了流通業(yè)生產(chǎn)的行為過程。流通業(yè)作為一類綜合性生產(chǎn)服務(wù)業(yè)，其生產(chǎn)者的經(jīng)濟(jì)行為也從一定程度上影響了消費(fèi)經(jīng)濟(jì)。本文在保留社會(huì)消費(fèi)品零售額這個(gè)變量的基礎(chǔ)上，參考李俊陽（2011）等的研究，以C-D生產(chǎn)函數(shù)為切入點(diǎn)，引入流通業(yè)勞動(dòng)要素和流通業(yè)資本要素兩個(gè)變量，分別反映流通業(yè)的組織規(guī)模和發(fā)展環(huán)境。其中，農(nóng)村社會(huì)消費(fèi)品零售額采用縣及縣以下農(nóng)村消費(fèi)品零售總額表示，且由于城鎮(zhèn)消費(fèi)零售規(guī)模遠(yuǎn)高于農(nóng)村，故直接采用社會(huì)消費(fèi)品零售額作為城鎮(zhèn)消費(fèi)品零售額的指標(biāo)。

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

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

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

流通業(yè)增長對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)動(dòng)態(tài)影響的實(shí)證分析

（一）城鎮(zhèn)層面

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

量測(cè)方程：

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

狀態(tài)方程：

α1，t=α1，t-1+ε1，t

α2，t=α2，t-1 +ε2，t （6）

α3，t=α3，t-1+ε3，t

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

2.實(shí)證結(jié)果及分析。城鎮(zhèn)層面相關(guān)變量的數(shù)據(jù)如表1所示。

根據(jù)式（6），采用卡爾曼濾波方法對(duì)城鎮(zhèn)層面的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

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

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

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

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

（二）農(nóng)村層面

根據(jù)式（6），采用卡爾曼濾波方法對(duì)城鎮(zhèn)層面的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

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

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

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

綜上所述，本文利用狀態(tài)空間模型的框架，實(shí)證檢驗(yàn)了我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村流通業(yè)增長對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)影響。綜合實(shí)證結(jié)果得到結(jié)論如下：城鎮(zhèn)和農(nóng)村流通業(yè)發(fā)展對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的影響均存在時(shí)變特征；城鎮(zhèn)、農(nóng)村消費(fèi)零售規(guī)模對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的影響均存在明顯波動(dòng)，且波動(dòng)特征類似；城鎮(zhèn)、農(nóng)村流通業(yè)勞動(dòng)規(guī)模對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的影響存在明顯不同的變化特征，其中城鎮(zhèn)為波動(dòng)上升趨勢(shì)，農(nóng)村為中間波動(dòng)兩端持穩(wěn)；城鎮(zhèn)和農(nóng)村流通業(yè)資本規(guī)模對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的影響雖然存在差異，但基本同時(shí)趨于穩(wěn)定。

參考文獻(xiàn)：

1.李駿陽，包偉，夏禹鋮.流通業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響的實(shí)證研究[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理，2011（11）

2.丁凡凡.流通業(yè)發(fā)展與居民消費(fèi)關(guān)系研究[D].首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)碩士學(xué)位論文，2012

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

第8篇

關(guān)鍵詞：國民生產(chǎn)總值;固定資產(chǎn)投資;財(cái)政收入;居民消費(fèi);顯著性檢驗(yàn)

一、引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)取得了巨大的跨越式發(fā)展，居民消費(fèi)水平得到了極大的提高。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，我國居民消費(fèi)額由1990年的833億元增加到2012年的14098.21億元;城市恩格爾系數(shù)由0.54降低到2012年的0.36，農(nóng)村恩格爾系數(shù)由1990年的0.55降低到2012年的0.39。這說明我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了巨大的進(jìn)步，居民消費(fèi)水平得到了顯著提高。

關(guān)于居民消費(fèi)，國內(nèi)外學(xué)者做了很多研究。按區(qū)域劃分，有全國性的，也有區(qū)域性的;按內(nèi)容劃分，主要研究消費(fèi)的影響因素，消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化及演變趨勢(shì)等等。本文建立居民消費(fèi)額與國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資與財(cái)政收入之間的多元線性回歸模型，通過多元回歸分析探討國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資與財(cái)政收入與居民消費(fèi)的關(guān)系。

二、數(shù)據(jù)來源與處理

本文選取我國1990～2012年居民消費(fèi)額、國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資與財(cái)政收入的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。搜集數(shù)據(jù)之后，先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行歸納整理，接著對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行取自然對(duì)數(shù)處理。本文中，居民消費(fèi)額、國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資和財(cái)政收入分別用C、G、K和I來表示。最終數(shù)據(jù)處理結(jié)果如表1所示：

三、模型構(gòu)建與求解

（一）構(gòu)建多元線性回歸模型

本文構(gòu)建多元線性回歸分析模型，以居民消費(fèi)額（C）為因變量，國民生產(chǎn)總值（G）、固定資產(chǎn)投資（K）和財(cái)政收入（I）為自變量，構(gòu)建的模型如下：

ln（C）=α?ln（G）+β?ln（K）+γ?ln（I）+ln（μ）

對(duì)模型進(jìn)行變形可得：

C=Gα?Kβ?Iγ?μ

其中，α，β，γ分別表示國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資和財(cái)政收入對(duì)居民消費(fèi)額的彈性系數(shù)。

（二）模型參數(shù)估計(jì)

將處理好的數(shù)據(jù)輸入到eviews軟件中，運(yùn)用多元線性回歸方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸分析。Eviews分析結(jié)果如圖1所示：

通過圖1各變量的散點(diǎn)圖可以看出ln（C）與ln（G）、ln（K）與ln（I）之間具有很明顯的線性相關(guān)關(guān)系，這說明原模型的選取是可靠的。

1. 模型參數(shù)估計(jì)

運(yùn)用eviews軟件對(duì)多元線性回歸模型進(jìn)行回歸分析，可以很直觀地得出結(jié)果。本文運(yùn)用eviews軟件進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果顯示見表2：

由表2得出，本文的模型參數(shù)方程為：ln（C）=1.27ln（G）-0.22ln（K）-0.12ln（I）-2.89。同時(shí)，擬合優(yōu)度為0.999，調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.998，這表明方程擬合效果非常好。

2. 模型估計(jì)評(píng)價(jià)

由上述結(jié)果可得，模型估計(jì)的方程為ln（C）=1.27ln（G）-0.22ln（K）-0.12ln（I）

-2.89，在這個(gè)模型中，α=1.27，β=-0.22，γ=-0.12，這表明國民生產(chǎn)總值與居民消費(fèi)是正相關(guān)，固定資產(chǎn)投資和財(cái)政收入與居民消費(fèi)是負(fù)相關(guān)關(guān)系，這個(gè)符合預(yù)期。同時(shí)α，β，γ表示的是彈性系數(shù)，不考慮數(shù)據(jù)的正負(fù)，可以看出國民生產(chǎn)總值對(duì)居民消費(fèi)的影響最大，其次是固定資產(chǎn)投資對(duì)居民消費(fèi)的影響，最低的是財(cái)政收入的影響。

3. 對(duì)變量進(jìn)行t檢驗(yàn)

由于本文要對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行檢驗(yàn)，故應(yīng)該設(shè)立三個(gè)假設(shè)：

①H0：α=0 H1：α≠0

②H0：β=0 H1：β≠0

③H0：γ=0 H1：γ≠0

由eviews結(jié)果可知，ln（G）、ln（K）和ln（I）的t統(tǒng)計(jì)量分別為15.17、-3.35和-2.63。查表可得在5%的顯著性水平下，t0.05（23）=2.069，由于三個(gè)變量的t統(tǒng)計(jì)量均大于2.069，即表明在很小的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，這意味著三個(gè)變量都是顯著的。

4. 對(duì)變量進(jìn)行聯(lián)合檢驗(yàn)

依據(jù)上述結(jié)論，三個(gè)變量都是統(tǒng)計(jì)顯著，但是這并不意味著多個(gè)變量聯(lián)合顯著。本文接著檢驗(yàn)三個(gè)變量的聯(lián)合顯著性。假設(shè)：

H0：α=β=γ=0

H1：α≠β≠γ=0

三個(gè)變量的檢驗(yàn)結(jié)果要服從F分布，臨界值為F（2，19）=3.52。

本文運(yùn)用eviews軟件進(jìn)行F統(tǒng)計(jì)量的分析，分析結(jié)果如表3所示：

由表3的分析結(jié)果可知，三個(gè)變量的F統(tǒng)計(jì)量為86.29，這遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于F（2，19）=3.52，表明拒絕原假設(shè)，也即三個(gè)變量是聯(lián)合顯著的。

四、結(jié)論

本文運(yùn)用多元線性回歸模型，將居民消費(fèi)額作為因變量，國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資和財(cái)政收入作為自變量，并對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行t檢驗(yàn)，同時(shí)將三個(gè)變量聯(lián)合起來進(jìn)行聯(lián)合檢驗(yàn)。通過計(jì)量分析，可以得到以下結(jié)論國民生產(chǎn)總值對(duì)居民消費(fèi)是正向影響，固定資產(chǎn)投資和財(cái)政收入對(duì)居民消費(fèi)是負(fù)向影響。結(jié)果顯示，國民生產(chǎn)總值越多，居民消費(fèi)額越高;反之，固定資產(chǎn)投資和財(cái)政收入越多，居民消費(fèi)額越少，這符合人們的預(yù)期。當(dāng)固定資產(chǎn)投資增多時(shí)，人們用于消費(fèi)的收入減少，消費(fèi)減少;當(dāng)財(cái)政收入增加時(shí)，意味著從居民手中“拿”的越多，居民用于消費(fèi)的越少。

國民生產(chǎn)總值對(duì)居民消費(fèi)的影響最大，財(cái)政收入對(duì)居民消費(fèi)的影響最小。分析結(jié)果表明，國民生產(chǎn)總值對(duì)居民消費(fèi)影響彈性系數(shù)最大，這表明一單位國民生產(chǎn)總值的變化會(huì)影響比較大的居民消費(fèi);財(cái)政收入由于對(duì)居民消費(fèi)的彈性系數(shù)較小，一單位的財(cái)政收入變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的變動(dòng)不是很大。

各個(gè)變量不僅單獨(dú)顯著，還聯(lián)合顯著。通過對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行t檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明各個(gè)變量都是顯著影響的;不僅如此，本文通過構(gòu)建聯(lián)合檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明三個(gè)變量聯(lián)合顯著，表明這三個(gè)變量都是影響居民消費(fèi)的要素。

參考文獻(xiàn)：

[1]Tsung -wu Ho，The government sp

ending and private consumption：a panel integration analysis[J].International Review of Economics and Finance，2001（10）.

[2]Hjelm，G.，Is private consumption gr-

owth higher（lower）during periods of fiscal contraction（expansion）[J].Journal of Economics，2002（24）.

[3]胡書東.中國財(cái)政支出和民間消費(fèi)需求之間的關(guān)系[J].中國社會(huì)科學(xué)，2002（06）.

[4]李廣眾.政府支出與居民消費(fèi)：替代還是互補(bǔ)[J].世界經(jīng)濟(jì)，2005（05）.

[5]俞莉.江蘇省居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化對(duì)產(chǎn)業(yè)變動(dòng)的影響[D].江蘇大學(xué)碩士學(xué)位論文，2005.

第9篇

關(guān)鍵詞：居民消費(fèi)，人均國民生產(chǎn)總值，實(shí)證分析

 

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(fèi)水平也有了顯著的提高。但是,投資和消費(fèi)的增長比例關(guān)系卻不盡如人意,消費(fèi)增長大大慢于投資增長,消費(fèi)需求對(duì)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(yùn)行中的重要問題。為實(shí)現(xiàn)擴(kuò)大內(nèi)需、拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的長效目的,我們要在洞察當(dāng)前居民消費(fèi)現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上,深入分析居民消費(fèi)增長緩慢的原因,并探索擴(kuò)大居民消費(fèi)需求、拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的對(duì)策和措施。我們就從人均量的角度出發(fā)，建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型來對(duì)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(fèi)和城鎮(zhèn)人均消費(fèi)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(fèi)X1和城鎮(zhèn)人均消費(fèi)X2作為自變量。，居民消費(fèi)。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