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第1篇

論文關(guān)鍵詞：體育消費(fèi)，體育市場，消費(fèi)結(jié)構(gòu)

開展對體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)的研究，可以了解體育消費(fèi)在我國城市居民生活中的地位，為體育消費(fèi)市場生產(chǎn)和流通提供寶貴信息，正確引導(dǎo)居民體育消費(fèi)，拓寬體育消費(fèi)領(lǐng)域，促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)和體育事業(yè)發(fā)展。

l研究對象和方法

對全國30個省市自治區(qū)25至50歲的城市有職業(yè)居民進(jìn)行調(diào)查研究。采用PPS抽樣方法和簡單的隨即抽樣方法發(fā)放問卷，抽取北京、上海、福建(福州)、四川(成都)、吉林(吉林)、廣東(廣州)、甘肅(蘭州)、內(nèi)蒙(包頭)9個城市。調(diào)查樣本量為1170人，回收問卷1085份，回收率92．73％，有效問卷759份，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。

2研究結(jié)果與分析

2．1關(guān)于分析體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)的理論基礎(chǔ)

西方行為心理學(xué)家馬斯洛(A．H．Maskow)強(qiáng)調(diào)，人們對不同層次的需要強(qiáng)度是不同的，而且是有序的，即人們首先要求滿足較低層次的需要，在較低層次的需要得到滿足后，較高層次的需要才得以強(qiáng)化。馬斯洛的需要層次理論對于體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)分析，其啟發(fā)意義在于隨著人類需要層次的上升，人類消費(fèi)結(jié)構(gòu)有層次的變化，體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)同樣也有層次的變化，表現(xiàn)為體育勞務(wù)消費(fèi)比重上升，體育實(shí)物消費(fèi)比重下降的趨勢，消費(fèi)形式也將進(jìn)一步多樣化。作為基本勞務(wù)產(chǎn)品形式之一的體育勞務(wù)，將隨著我國居民消費(fèi)內(nèi)容的更新和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化，成為人們?nèi)粘趧?wù)消費(fèi)之一。

2．2城市居民體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀

體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)是指個人或家庭在生活過程中，不同類型體育消費(fèi)的比例。為了便于調(diào)查研究，最大限度的保證獲得數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，本文將體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)分成三大類進(jìn)行調(diào)查：體育健身娛樂、體育比賽表演、體育實(shí)物產(chǎn)品(運(yùn)動服裝、鞋帽、體育器材)，結(jié)果見表l。

從表1可以看出，各城市居民體育實(shí)物消費(fèi)、體育健身娛樂消費(fèi)、體育表演消費(fèi)的情況。總體上，體育勞務(wù)消費(fèi)水平211．74元(體育健身娛樂、體育比賽表演)高于體育實(shí)物消費(fèi)水平204．45元，符合馬斯洛的需要層次理論，也與我國城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀相符合。但是，我們也能看到我國城市居民體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)存在一些的特殊現(xiàn)象。

上海城市居民體育健身娛樂消費(fèi)年人均高達(dá)407．14元，體育比賽表演消費(fèi)132．14元，是城市體育比賽表演消費(fèi)總平均數(shù)的2．70倍。為了進(jìn)一步剖析這種現(xiàn)象，我們對本次調(diào)查中一些相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析、比較發(fā)現(xiàn)，上海市城市居民家庭收入水平均高于其它城市，上海市經(jīng)常參加體育活動人口數(shù)量與體育消費(fèi)人口數(shù)量差異很大，而且，體育消費(fèi)人口中的體育人口數(shù)量低，非體育人口數(shù)量高。根據(jù)這個結(jié)果推斷，上海市城市居民體育娛樂消費(fèi)水平高。在本次調(diào)查中這種現(xiàn)象也得到了證實(shí)，上海城市居民經(jīng)常參加體育的人口在9個城市中排在第6位。

吉林城市居民體育健身娛樂消費(fèi)相對自己城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀而言，120元也是一個很高的水平。在調(diào)查中了解到吉林城市居民家庭月均收入在9個城市中排在末位，但是體育健身娛樂消費(fèi)相對比較卻很高，如果將體育健身娛樂消費(fèi)與體育比賽表演消費(fèi)相加，認(rèn)為是體育勞務(wù)消費(fèi)，那么吉林城市居民體育勞務(wù)消費(fèi)占體育實(shí)物消費(fèi)122．21％，占家庭體育消費(fèi)44．92％。出現(xiàn)這種結(jié)果不符合馬斯洛的需要層次理論。

廣州和北京城市居民體育健身娛樂消費(fèi)相對自己城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀而言，卻是一個低水平。如果按照上面的計算方法，根據(jù)馬斯洛的需要層次理論，這兩個城市體育勞務(wù)消費(fèi)水平都應(yīng)該高于或等于體育實(shí)物消費(fèi)水平，但是調(diào)查結(jié)果與推斷恰恰相反。這又是一個違背馬斯洛的需要層次理論的特殊現(xiàn)象，雖然北京和廣州兩個城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城市居民生活水平高，但是體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)與人們推斷的結(jié)果不同。

通過以上分析發(fā)現(xiàn)，我國城市居民體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)，并非完全符合馬斯洛的需要層次理論，說明城市居民體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)不僅僅受城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，同時也受城市居民社會生活環(huán)境、城市自然環(huán)境等因素的影響。而且，在城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城市居民生活水平達(dá)到一定程度時，這些因素對體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)會起到重要的作用。

2．3體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)的發(fā)展趨勢

2．3．1城鎮(zhèn)居民歷年消費(fèi)的結(jié)構(gòu)情況

從表2可以看出，城鎮(zhèn)居民食品支出比重逐年下降。這種下降趨勢反映出，隨著家庭收入增加，家庭收入或家庭支出中用來維持基本生存條件——購買食品的支出下降，購買其它物品的可支配收入得到相應(yīng)增加。還可以看出，城鎮(zhèn)居民娛樂、教育文化服務(wù)支出逐年增加。此外，90年代以來人們對醫(yī)療保健需求開始顯著增加。1999年，我國醫(yī)療制度再次改革，人們更加關(guān)注自身的健康問題，尤其是食品科學(xué)含量的增高，健康問題被推倒人們生活的重要日程中，人們的自我保健意識日益增強(qiáng)，并不斷尋求科學(xué)的保健方法，這些為提高體育消費(fèi)水平帶來了有利的契機(jī)，為改變體育消費(fèi)的結(jié)構(gòu)帶來了強(qiáng)大動力

2．3．2國外家庭體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)展情況

在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)國家，體育消費(fèi)已成為人們?nèi)粘ＯM(fèi)的重要組成部分之一。但是，這些國家居民體育消費(fèi)并非從一開始就形成目前的結(jié)構(gòu)，而是有一個逐漸發(fā)展過程。從瑞典家庭體育消費(fèi)情況可以得到證明，瑞典家庭體育健身的總支出，1992年比1985年增長了43．17億克朗，其中用于體育活動的開支，1992年比1985年增加了17．61億克朗，增長率184．02％；用于購買體育服裝、鞋帽的開支僅增長了15．95億克朗，增長率69、23％；用于購買體育器材的支出也僅增加了8．42億克朗，增長率62．56％。可見，近10年瑞典家庭體育勞務(wù)消費(fèi)增長速度明顯快于體育實(shí)物消費(fèi)。這種趨勢也被多數(shù)國家體育消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)變化所證實(shí)。

2．3、3城市居民體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)展趨勢

隨著我國國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)、快速發(fā)展，人民生活水平不斷提高，使居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)更趨合理，即物質(zhì)消費(fèi)支出比重下降，服務(wù)性消費(fèi)支出比重不斷增加。人們在滿足基本的生存資料需求基礎(chǔ)上，更加注重享受資料和發(fā)展資料的追求，參加體育健身、娛樂活動成為人們追求精神享受的形式之一。隨著人們閑暇時間增多，生活方式改變，體育意識、體育健康觀念增強(qiáng)，對體育需求會明顯增加。據(jù)謝瓊桓等人在2010年中國社會體育的戰(zhàn)略構(gòu)想研究中進(jìn)行的抽樣調(diào)查，“1987年我國體育消費(fèi)家庭年均體育支出49．67元，1992年54．83元，當(dāng)時恩格爾系數(shù)分別為76％和69％；2010年恩格爾系數(shù)如果降到40—45％左右，則意味著有體育消費(fèi)家庭的體育支出可達(dá)目前水平的5——6倍，在300元左右。”21世紀(jì)，居民體育需求迅速增加，體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)也向合理化方面轉(zhuǎn)變，即在90年代體育勞務(wù)消費(fèi)和體育實(shí)物消費(fèi)并重的基礎(chǔ)上，逐步向以體育勞務(wù)消費(fèi)為主，兼顧體育實(shí)物消費(fèi)為輔的方向轉(zhuǎn)變。從本文調(diào)查中也可以看到，城市居民總體體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)是體育勞務(wù)消費(fèi)高于體育實(shí)物消費(fèi)。未來體育消費(fèi)結(jié)構(gòu)的發(fā)展趨勢是以高收入、高文化職業(yè)人群為主導(dǎo)，逐步向以體育勞務(wù)消費(fèi)為主，兼顧體育實(shí)物消費(fèi)為輔的方向轉(zhuǎn)變。

第2篇

改革開放以來，我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)生很大的變化，通過國家統(tǒng)計給出2003-2012年的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)數(shù)據(jù)，來具體分析一下城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化趨勢。

1.食品消費(fèi)食品消費(fèi)直接影響城鎮(zhèn)居民的物質(zhì)生活和水平，人們只有溫飽問題解決了才會出現(xiàn)其他消費(fèi)，這是其他消費(fèi)的基礎(chǔ)。從國家統(tǒng)計局統(tǒng)計十年內(nèi)我國城鎮(zhèn)居民的食品消費(fèi)情況可以得出：從2003-2012年，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平一直處于上升的階段，并且從2007-2008年間，上升的速度是最高的。

2.衣著消費(fèi)隨著溫飽問題的解決和人民生活水平的提高，人民開始其他的消費(fèi)品，比如我日常生活中衣著的消費(fèi)，通過數(shù)據(jù)分析中可以得出：2003-2012年，城鎮(zhèn)居民在衣著消費(fèi)水平的趨勢也是呈現(xiàn)直線上升的趨勢。

3.家庭用品消費(fèi)家庭用品消費(fèi)支出從2003-2012年也是一直處于上升趨勢。城鎮(zhèn)居民目前對高檔耐用消費(fèi)品的需求已經(jīng)飽和,現(xiàn)處于更新的階段,因而家庭用品的消費(fèi)支出增加不大。隨著更新?lián)Q代的加快以及新的消費(fèi)“熱點(diǎn)”的形成,用品支出將趨于相對穩(wěn)定,不會明顯下降。

4.醫(yī)療保健消費(fèi)從數(shù)據(jù)中可知，醫(yī)療保健支出比重一直呈上升趨勢。一是表明人們生活水平提高了，開始注意保持健康的身體，二是物價上漲和各種收費(fèi)提高使居民支出增加，并且居民的對健康方面的意識在不斷地加強(qiáng)。

二、影響我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化因素

1.城鎮(zhèn)居民收入變化一切消費(fèi)的最終形成必然依賴于一定的購買力來實(shí)現(xiàn)。收入水平的變化直接決定著消費(fèi)結(jié)構(gòu)的最終形成及變化，我們從兩個方面加以分析。第一，從歷史資料看，收入水平的不斷提高推動著消費(fèi)結(jié)構(gòu)的改變。第二，從不同收入居民家庭看，不同收入水平?jīng)Q定著不同的消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

2.物品價格變動價格是影響居民消費(fèi)投向的重要因素之一，價格的變動，勢必要影響到消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化。1978年以后，國家開始調(diào)整不合理的價格體系，食品價格提高幅度較大，從而使城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)居高不下的重要原因；1993年，國家大幅度調(diào)整糧、油價格；自1988年物價猛漲，許多居民擔(dān)心貨幣貶值，大筆資金投到日用品，特別是耐用消費(fèi)品上。

3.國家政策變化分配政策的變化，使居民間收入差距擴(kuò)大，從而打破了過去消費(fèi)結(jié)構(gòu)的趨同性，形成了具有一定層次梯度的消費(fèi)結(jié)構(gòu)。同時，由于各項(xiàng)改革措施的陸續(xù)出臺，特別是住房制度改革的逐步推出，房租的提高，加大了住房支出的比重。以后，隨著醫(yī)療制度改革、退休制度改革和養(yǎng)老保險的推進(jìn)，消費(fèi)儲蓄的比例也會增加，這些都會改變消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

4.消費(fèi)者消費(fèi)觀念和心理的變化隨著改革開放的進(jìn)一步加深和收入的提高，居民的消費(fèi)觀念和心理發(fā)生了很大的變化求新、求奇、求美、求精的消費(fèi)觀念普遍被人們接受；攀比心理、追求名牌心理等也對居民購買行為有著重要的影響。人們越來越追求方便、舒適的生活。

三、結(jié)語

第3篇

論文關(guān)鍵詞：SPSS，應(yīng)用軟件因子分析方法，聚類分析方法居民消費(fèi)水平，地區(qū)消費(fèi)結(jié)構(gòu)

 

隨著我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，城鎮(zhèn)居民的收入不斷增加，我國各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出強(qiáng)勁增長，消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)生了巨大的變化。但是，由于各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡及原有經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的差異，各地區(qū)的消費(fèi)結(jié)構(gòu)仍存在著明顯差別。為了進(jìn)一步改善消費(fèi)結(jié)構(gòu)，正確引導(dǎo)消費(fèi)，提高我國城市居民的消費(fèi)水平和生活質(zhì)量，有必要對各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)之間的異同進(jìn)行考察與比較，以期發(fā)現(xiàn)特點(diǎn)和規(guī)律，從宏觀上把握各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)現(xiàn)狀和不同地區(qū)消費(fèi)水平的差異，為提高我國各地區(qū)消費(fèi)水平提供決策依據(jù)。

一、對地區(qū)消費(fèi)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(jù)變量間的相關(guān)性大小，把變量分組畢業(yè)論文怎么寫，利用同組內(nèi)的變量之間相關(guān)性較高而不同組的變量之間相關(guān)性較低，每組變量代表一個基本結(jié)構(gòu)，這個基本結(jié)構(gòu)稱為公共因子。因子分析的出發(fā)點(diǎn)是用較少的相互獨(dú)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(shù)學(xué)模型來表示[[1]]：

其中：，，，…，為p個原有變量，是均值為0、標(biāo)準(zhǔn)差為1 的標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)軸；為特殊因子；F 與均為不可觀測的隨機(jī)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(shù)。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(dāng)于多元回歸分析中的殘差，被定義為彼此不相關(guān)且與公因子也不相關(guān)。

2 實(shí)證分析

居民消費(fèi)水平是指居民在物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的消費(fèi)過程中，對滿足人們生存、發(fā)展和享受需要方面所達(dá)到的程度。它主要通過消費(fèi)的物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量來反映。

在各種消費(fèi)指標(biāo)中，消費(fèi)結(jié)構(gòu)指標(biāo)最能夠體現(xiàn)出各地區(qū)間的消費(fèi)水平差異，本文引用我國常用的消費(fèi)資料支出分類方法，將各地區(qū)城市居民人均生活費(fèi)支出分為8個部分，相應(yīng)的指標(biāo)分別用X1～X8表示 。其中X1（食品）、X2（衣著）、X3（居住）、X4（家庭設(shè)備用品和服務(wù)）、X5（醫(yī)療保健）、X6（交通和通訊）、X7（娛樂教育文化服務(wù)）、X8（其他商品與服務(wù)），單位：元

2.1 因子分析

2. 1.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)取自各地區(qū)域城鎮(zhèn)居民家庭平均每人全年消費(fèi)性支出(2009年)，來自2010年中國統(tǒng)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(shù)值大小相差很大，因此， 首先將初始變量標(biāo)準(zhǔn)化，把原變量數(shù)列化為均值為0，方差為1的數(shù)列。標(biāo)準(zhǔn)化后全國31個省市作為樣本，將上述X1～X8八項(xiàng)支出指標(biāo)作為變量，得到原始數(shù)據(jù)陣。首先判斷數(shù)據(jù)變量是否適合進(jìn)行因子分析，算出樣本相關(guān)系數(shù)陣為：

表1：樣本相關(guān)系數(shù)陣

由上述矩陣發(fā)現(xiàn)8個消費(fèi)要素間的相關(guān)系數(shù)大部分均大于0.3，適合做因子分析。

再進(jìn)行KMO統(tǒng)計檢驗(yàn)，作為比較變量間簡單相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)的指標(biāo)，數(shù)學(xué)定義為，其中是變量與其他變量的簡單相關(guān)系數(shù)，是變量與變量在控制了剩余變量下的偏相關(guān)系數(shù)。

Kaiser給出了常用的KMO度量標(biāo)準(zhǔn)： 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(jié)果如下：

表2

并且通過巴特利特球體檢驗(yàn)(P=0.000＜0.05)，表明說明原有的8個變量具有很強(qiáng)的相關(guān)性，它們反映的消費(fèi)要素有很大重疊畢業(yè)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(fā)現(xiàn)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(zhuǎn)進(jìn)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(guān)系數(shù)：

表3

由表1 載荷矩陣可得出以下結(jié)論：

（1）第1 主成分，為主要消費(fèi)因子，在食品、居住、交通和通訊、家庭設(shè)備用品、服務(wù)娛樂教育文化服務(wù)和其他商品與服務(wù)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(qū)城市居民在這6個方面的消費(fèi)指標(biāo)，可命名為生活必需型因素。

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

從二維的旋轉(zhuǎn)空間的成分圖可以明顯的看到各個消費(fèi)要素間的類屬關(guān)系，可以看到主消費(fèi)因子和次消費(fèi)因子非常靠近兩個因子的坐標(biāo)軸，表明用兩個因子刻畫消費(fèi)要素效果非常好，信息丟失較少，達(dá)到了我們綜合消費(fèi)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(fèi)要素進(jìn)行歸類進(jìn)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(biāo)準(zhǔn)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(yīng)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(qū)城市居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的分析具有很強(qiáng)的說服力。

根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)，分別計算各地區(qū)城市主要、次要消費(fèi)因子得分，以各因子方差貢獻(xiàn)率作權(quán)重進(jìn)行加權(quán)匯總，得出各地區(qū)居民消費(fèi)水平綜合評價得分并排名，表中因子得分情況及其正負(fù)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(fèi)發(fā)展水平為負(fù)。

綜合評價排名V=0.704 * F1+0.144 * F2

2.1.2.1我國區(qū)域居民消費(fèi)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(fèi)因子得分及排名表

 

地區(qū)

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

-0.01

第4篇

內(nèi)容摘要：理論上消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相互推動，基于我國1999-2011年間面板數(shù)據(jù)，論文實(shí)證檢驗(yàn)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的互動關(guān)系，進(jìn)而得出二者在我國東、中、西部的區(qū)域效應(yīng)差異。全樣本的研究結(jié)果表明，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間互動關(guān)系并不成立;從區(qū)域效應(yīng)上看，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的推動作用在中部地區(qū)不成立，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的推動作用僅在中部地區(qū)成立。最后，文章指出應(yīng)努力推進(jìn)兩者良性互動，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展。

基金項(xiàng)目：本文得到江蘇省社科研究應(yīng)用精品課題“推動公共支出轉(zhuǎn)型增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)增長消費(fèi)驅(qū)動力—以江蘇省為例的研究”(編號： 12SYC-100)資助

中圖分類號：F205 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

引言與文獻(xiàn)回顧

改革開放以來中國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展， 國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)由1978年的3605.6億元增長到2011年的465731.3億元，增長了約128倍;城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入由343.4元增長到21810元，增長了約63倍。經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來了城鎮(zhèn)居民收入水平的提升，而收入水平的提升則增強(qiáng)了城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)能力。城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)支出由1978年的311.2元增長到2011年的15161元，增長了近50倍。在消費(fèi)結(jié)構(gòu)方面，城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)由1978年的0.575下降到2011年的0.363，食品支出占消費(fèi)總支出的比重持續(xù)下降，表明隨著收入水平的提高，城鎮(zhèn)居民減少其基本消費(fèi)支出，消費(fèi)結(jié)構(gòu)由“溫飽型”向“發(fā)展型”和“享受型”轉(zhuǎn)變。“配第-克拉克定理”認(rèn)為，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，國民收入(勞動力)的布局會由一、二、三產(chǎn)業(yè)向三、二、一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面數(shù)據(jù)顯示：1980年我國一、二、三產(chǎn)業(yè)分布情況分別是30.2%、48.2%和21.6%，2011年我國一、二、三產(chǎn)業(yè)分布情況變?yōu)?0.0%、46.6%和43.4%。我國第一產(chǎn)業(yè)比重持續(xù)下降，第二產(chǎn)業(yè)比重在波動中穩(wěn)定，第三產(chǎn)業(yè)比重持續(xù)上升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在持續(xù)升級。

理論上，“恩格爾定律”同“配第-克拉克法則”存在相互推動的內(nèi)在聯(lián)系，學(xué)者們進(jìn)行了大量的實(shí)證研究，文啟湘等(2005)、吳定玉等(2007)和周輝(2012)分別以河南省、湖南省和上海市為例，研究消費(fèi)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)性，提出消費(fèi)結(jié)構(gòu)要與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相協(xié)調(diào)的觀點(diǎn)。莊燕君(2005) 基于區(qū)域?qū)用鎸?shí)證檢驗(yàn)了區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與區(qū)域消費(fèi)結(jié)構(gòu)的關(guān)系。鄔德政(2008)則運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)實(shí)證研究了我國農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系。考慮到城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的消費(fèi)層次不同，再加上地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的關(guān)系具有很大的城鄉(xiāng)差異性和地區(qū)差異性(孟范昆等，2012)。由此，本文采用城鎮(zhèn)樣本，基于面板數(shù)據(jù)模型實(shí)證檢驗(yàn)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間的互動關(guān)系，考察兩者的協(xié)調(diào)發(fā)展問題，以推動我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展。

模型、變量與數(shù)據(jù)說明

(一)計量模型

面板數(shù)據(jù)模型一般形式為：

(1)

i為省區(qū)標(biāo)志，t為時期標(biāo)志。本文建立如下分析城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的面板數(shù)據(jù)模型：

模型一： (2)

模型二： (3)

其中，α、β、Γ、φ、ν、λ均為待估系數(shù)，模型一可以分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(IR)對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，模型二則可以分析城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)(CR)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。要使理論上的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相互推動關(guān)系成立，則相關(guān)系數(shù) 和 應(yīng)為負(fù)值。

(二)變量與數(shù)據(jù)說明

樣本數(shù)據(jù)包括31個省市。基于數(shù)據(jù)完整性的考慮，本文數(shù)據(jù)均來自于2000-2012年各年《中國統(tǒng)計年鑒》。由于使用的是相對量指標(biāo)，并不需要剔除價格的影響。具體指標(biāo)選取如下：

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)(IR)：衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的程度可以用第二產(chǎn)業(yè)增加值/GDP、第三產(chǎn)業(yè)增加值/GDP和(第二產(chǎn)業(yè)增加值+第三產(chǎn)業(yè)增加值) /GDP這些指標(biāo)，本文選用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級程度的指標(biāo)為當(dāng)年第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和/GDP，其值越大，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次越高。

城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)指標(biāo)(CR)：恩格爾系數(shù)是其通用的指標(biāo)，本文選擇恩格爾系數(shù)(食品支出占消費(fèi)支出的比重)衡量居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)，其值越小，說明消費(fèi)結(jié)構(gòu)層次越高。

實(shí)證分析及結(jié)果

(一)單位根檢驗(yàn)

為確保估計有效性，避免偽回歸現(xiàn)象，首先需要對各面板序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，本文采用的是LLC、IPS、ADF和PP四種檢驗(yàn)方法。由于各原始變量均存在時間趨勢，故采用含截距和含時間趨勢的檢驗(yàn)方式，對一階差分后序列則采用含截距的檢驗(yàn)方式，滯后期數(shù)根據(jù)SC準(zhǔn)則自動選取。單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，對于消費(fèi)結(jié)構(gòu)LLC、IPS、ADF和PP四種檢驗(yàn)方法均拒絕其存在單位根的原假設(shè)，而對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)IPS檢驗(yàn)未拒絕其存在單位根的原假設(shè)，對其變量一階差分后則顯著地拒絕有單位根的原假設(shè)。由此，CR和IR滿足I(1)。

(二)面板協(xié)整檢驗(yàn)

由于面板數(shù)據(jù)滿足I(1)，需要進(jìn)一步判別變量間協(xié)整關(guān)系是否存在。本文采用Pedroni的7個統(tǒng)計量和Kao的ADF統(tǒng)計量進(jìn)行判斷(見表2)。根據(jù)Pedroni的檢驗(yàn)方法，群rho未拒絕沒有面板協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，面板rho等其他的統(tǒng)計量都在10%的顯著性水平上拒絕了原假設(shè)。根據(jù)Kao面板協(xié)整檢方法，ADF統(tǒng)計量顯著地拒絕沒有面板協(xié)整關(guān)系原假設(shè)。綜合分析后本文認(rèn)為城鎮(zhèn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間存在面板協(xié)整關(guān)系。

(三)回歸結(jié)果

由于本文側(cè)重分析城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān)性的區(qū)域差異，考慮東、中、西部地區(qū)內(nèi)部的差異性相對較小，回歸模型選用變截距模型。為減少或消除截面異方差的影響，本文估計時采用截面加權(quán)法。表3和表4的Ad-R2和A-D值顯示，各回歸模型擬合效果較好，都通過整體性檢驗(yàn)。

從表3的估計結(jié)果可知，基于全國樣本，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的系數(shù)通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，且系數(shù)值為負(fù)，表明城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有顯著的推動作用。從東、中、西部的樣本來看，中部地區(qū)的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響不顯著，東部和西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級顯著推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的發(fā)展，相關(guān)系數(shù)分別約為-0.02和-0.06，東部地區(qū)的影響相對較弱。從表4的估計結(jié)果可以看出，基于全國樣本，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響的系數(shù)并未通過10%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)并無顯著推動作用。從東、中、西部的樣本來看，東部和西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的推動作用不顯著，但中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)具有顯著推動作用，相關(guān)系數(shù)約為-0.11。

結(jié)論與政策含義

第一， 理論上消費(fèi)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相互影響、相互推動，我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相互推動關(guān)系并不成立，需要構(gòu)建起城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間的互動關(guān)系，使兩者協(xié)調(diào)發(fā)展。近年來，我國城鎮(zhèn)生活水平不斷提高，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)生巨大變化，轉(zhuǎn)向追求生活質(zhì)量。總體上城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級相應(yīng)地刺激或限制相關(guān)行業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。由于我國的“外向型”經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級相對緩慢，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對城鎮(zhèn)居民總體上并沒有創(chuàng)造新的消費(fèi)需求，進(jìn)而促進(jìn)其消費(fèi)結(jié)構(gòu)攀升。

第二，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系存在區(qū)域性差異，構(gòu)建城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的良性互動關(guān)系，需要考慮兩者關(guān)系的區(qū)域差異。實(shí)證研究表明，東、西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級顯著地推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)攀升，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響不顯著。中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級顯著地推動城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)攀升，而城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響不顯著。由于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間關(guān)系存在區(qū)域差異性，構(gòu)建城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的和諧關(guān)系應(yīng)依據(jù)區(qū)域性差異有所偏重。

當(dāng)前，我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“次高”經(jīng)濟(jì)增長階段，盡管外部環(huán)境不容樂觀，但中國東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的差距和城鄉(xiāng)“二元”經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)在一定時期內(nèi)為中國保持“次高”經(jīng)濟(jì)增長提供了條件。我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)將持續(xù)攀升，城鎮(zhèn)居民收入水平，特別是中西部地區(qū)的居民收入水平將持續(xù)得到提升。因此，應(yīng)努力按照城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級的市場需求配置資源，按照產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的經(jīng)濟(jì)增長模式引導(dǎo)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)，促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)良性互動，推動我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展。

1.文啟湘等.消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的和諧：和諧性及其測度[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2005(8)

2.吳定玉等.居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)聯(lián)性分析—以湖南省為例[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2007(5)

3.周輝.消費(fèi)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長—基于上海市的實(shí)證研究[J].中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2012(3)

4.莊燕君.區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費(fèi)結(jié)構(gòu)關(guān)聯(lián)分析[J].統(tǒng)計與決策，2005(1)

5.鄔德政.我國農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān)性分析[J].學(xué)術(shù)論壇，2008(4)

6.孟范昆等.消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級互動關(guān)系實(shí)證研究[J].商業(yè)時代，2012(32)

作者簡介：

第5篇

1．農(nóng)村居民消費(fèi)支出變動分析。消費(fèi)結(jié)構(gòu)指各類消費(fèi)支出在總消費(fèi)中所占的比例，消費(fèi)結(jié)構(gòu)能夠反應(yīng)出居民的生活水平，甘肅農(nóng)村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費(fèi)，說明農(nóng)村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態(tài);從2000年開始消費(fèi)支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫(yī)療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標(biāo)志，相關(guān)數(shù)據(jù)變動說明甘肅省農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)逐漸優(yōu)化，農(nóng)村居民生活水平逐步提高。

2.城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出變動分析。恩格爾系數(shù)從1993年的0.51總體上保持下降趨勢，到2007年的0.36，食品消費(fèi)支出已不在占據(jù)消費(fèi)支出的一半比例。說明城鎮(zhèn)居民的生活水平的提高，城鎮(zhèn)居民生活水平到達(dá)小康階段，醫(yī)療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應(yīng)有所增加，表明城鎮(zhèn)居民的生活質(zhì)量逐步提高，消費(fèi)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化。

3.城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動度分析。消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動度，是分析消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化程度的指標(biāo)，計算公式為：

在1996年～2000年期間，甘肅省農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動度為9.00％，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動度為2.22％，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動度為3.27％。

在1996年～2000年期間，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動非常顯著，其中食品支出消費(fèi)對消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)經(jīng)過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費(fèi)支出對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動影響最大；醫(yī)療、文教消費(fèi)是影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動的又一重要因素。

二、甘肅省居民消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率

1.生產(chǎn)總值構(gòu)成變動分析。最終消費(fèi)、資本形成總額、貨物和服務(wù)凈出口是經(jīng)濟(jì)增長的拉動力，同時是計算支出法生產(chǎn)總值的三要素,其中最終消費(fèi)一直在我國生產(chǎn)總值中所占比重最大，在經(jīng)濟(jì)增長中貢獻(xiàn)率最大。1978年甘肅省生產(chǎn)總值為64.73億元，2007年為2702.40億元;消費(fèi)率1978年為66.62％，2007年為59.78％,說明最終消費(fèi)是拉動經(jīng)濟(jì)增長的最重要動力，因此實(shí)證分析甘肅省居民消費(fèi)變動及其對經(jīng)濟(jì)影響作用有一定實(shí)際意義。

2．最終消費(fèi)情況分析。最終消費(fèi)由居民消費(fèi)和政府消費(fèi)兩部分組成，甘肅省最終消費(fèi)支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據(jù)《甘肅統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)計算居民消費(fèi)支出一直占據(jù)最終消費(fèi)支出大部分的比例，穩(wěn)定在70％以上。

3.甘肅省最終消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率。消費(fèi)貢獻(xiàn)率(消費(fèi)拉動率)通常指在經(jīng)濟(jì)增長率中消費(fèi)需求拉動所占的份額,計算甘肅省最終消費(fèi)貢獻(xiàn)率在2002年至2007年間分別為63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最終消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率并不穩(wěn)定，其原因是經(jīng)濟(jì)增長更容易受資本形成總額、貨物和服務(wù)凈出口政策要素影響。

三、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費(fèi)函數(shù)分析

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

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

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

（0.002）（8.237）（2.469）

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

城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）

（1.095）（40.793）（3.908）

R2=0.997D.W.=1.91F=1878.984

從方程中可看出，農(nóng)村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消費(fèi)；每增加1元暫時收入，有1.74元用于消費(fèi)。既增加了暫時收入，不僅要將暫時收入全部用于消費(fèi)，同時還要拿出儲蓄來消費(fèi)。城鎮(zhèn)居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費(fèi)；每增加1元暫時收入，有0.87元用于消費(fèi)。

四、簡要結(jié)論

1．經(jīng)濟(jì)增長與城鄉(xiāng)居民的收入和消費(fèi)之間有直接的影響。經(jīng)濟(jì)增長越快，收入增加越高，消費(fèi)也會隨著增加。但是，在投資、出口和消費(fèi)等三要素當(dāng)中,消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率最高，一般都在70%左右,說明拉動消費(fèi)仍然是甘肅省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要動力。

2.隨著經(jīng)濟(jì)的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費(fèi)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)重要變動傾向。在城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動當(dāng)中，食品支出消費(fèi)對消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來，城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)劇烈變動，居住消費(fèi)支出對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動影響最大。另外，醫(yī)療、文教消費(fèi)是影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動的又一重要因素。

3.為了鞏固消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率，我們建議：一是加快發(fā)展城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)，保證固定資產(chǎn)的投資速度，使投資增長不要出現(xiàn)大起大落;二是進(jìn)一步開發(fā)農(nóng)民能夠穩(wěn)定增加收入的就業(yè)渠道和途徑，如非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入、轉(zhuǎn)移性就業(yè)收入、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化收入等；三是對于城市居民來講，要把創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位和機(jī)會作為重點(diǎn)，用擴(kuò)大就業(yè)保證收入，用收入增加保證消費(fèi)；四是對于城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行一定的引導(dǎo)，努力改善城鄉(xiāng)居民住房、醫(yī)療、教育、保障等關(guān)鍵性問題。

參考文獻(xiàn)：

[1]彭勁松:重慶市經(jīng)濟(jì)增長中消費(fèi)與投資貢獻(xiàn)度分析[J].重慶大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2004，（4）；7～10

第6篇

論文關(guān)鍵詞：關(guān),鍵,詞,農(nóng)村居民,消費(fèi)結(jié)構(gòu),居民收入

重慶直轄以后經(jīng)濟(jì)得到了快速發(fā)展，居民生活水平不斷提高，但同時農(nóng)村居民消費(fèi)增長緩慢導(dǎo)致城鄉(xiāng)消費(fèi)差距不斷擴(kuò)大，居民消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的拉動力明顯減弱。由于農(nóng)村人口占全市較大比重，挖掘農(nóng)村居民消費(fèi)潛力，開拓農(nóng)村市場，促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)和結(jié)構(gòu)升級，將極大地帶動重慶經(jīng)濟(jì)增長。

一、重慶農(nóng)村居民消費(fèi)現(xiàn)狀及特點(diǎn)

西部大開發(fā)和鼓勵農(nóng)業(yè)政策促進(jìn)了重慶農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，生產(chǎn)規(guī)模和生產(chǎn)效率有了明顯提高，農(nóng)村居民收入不斷增長，消費(fèi)水平也逐漸上升。1998-2008年農(nóng)村居民消費(fèi)總額從333.41億元增至581.91億元，提高74.53%；人均生活消費(fèi)從1417.08元上升至2008年的2884.92元，年平均增長7.37%，剔除物價上漲因素實(shí)際增長5.8%。但與重慶城鎮(zhèn)居民相比，農(nóng)村消費(fèi)水平明顯滯后，在消費(fèi)層次上相差兩個等級。2008年重慶農(nóng)村人口占全市總?cè)丝诘?3.8%，而消費(fèi)總額卻只占居民總消費(fèi)的20.9%，農(nóng)村消費(fèi)明顯乏力。

（一）農(nóng)村居民消費(fèi)水平偏低，增長緩慢

重慶農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出不僅遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于重慶城鎮(zhèn)居民，也低于全國農(nóng)村人均水平（見表1）。重慶農(nóng)村與全國農(nóng)村人均之比從1997年的1.26:1下降至2008年的0.79:1（全國人均為1）；與重慶城鎮(zhèn)人均之比從1997年的0.29:1進(jìn)一步下降為2008年的0.24:1（城鎮(zhèn)人均為1），農(nóng)村人均消費(fèi)還不及城鎮(zhèn)的1/4，而這種顯著落后的差距還有逐漸擴(kuò)大的趨勢。就是與西部省份相比，2008年重慶農(nóng)村居民人均消費(fèi)居四川、云南、陜西、青海和寧夏五省之后，也處于較落后水平。

表1居民人均消費(fèi)支出單位：元

年份

全國農(nóng)村居民

重慶城鎮(zhèn)居民

重慶農(nóng)村居民

1998

1128.16

4894.54

1417.08

1999

1144.61

5352.44

1388.64

2000

1284.74

5475.17

1395.53

2001

1364.08

5765.07

1475.16

2002

1541.83

6360.2

1497.72

2003

1656.32

7118.06

1583.31

2004

1842.75

7973.05

1853.94

2005

2231.14

8623.29

2142.12

2006

2533.91

9398.69

2205.21

2007

2970.65

9890.31

2526.7

2008

3660.68

第7篇

論文關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民,消費(fèi)結(jié)構(gòu),灰色關(guān)聯(lián)分析,模型

一、引言

在拉動經(jīng)濟(jì)增長的三駕馬車中，消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)的拉動作用最大。隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，黑龍江省城鎮(zhèn)居民的生活水平得到了很大的改善，消費(fèi)結(jié)構(gòu)也隨之發(fā)生了較大的變化。本文首先運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)分析方法對黑龍江省城鎮(zhèn)居民生活消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)進(jìn)行量化對比分析，從而較科學(xué)地測度城鎮(zhèn)居民生活消費(fèi)支出與其構(gòu)成因素之間關(guān)系的密切程度，揭示城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化，在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用模型對黑龍江省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出及其構(gòu)成因素進(jìn)行預(yù)測分析，揭示其動態(tài)演變過程。該分析對于適時調(diào)整和正確引導(dǎo)居民消費(fèi)方向，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的長期穩(wěn)定發(fā)展具有重要意義。

二、建模機(jī)理

（一）灰色關(guān)聯(lián)分析的建模機(jī)理

灰色關(guān)聯(lián)分析的基本思想是根據(jù)序列曲線幾何形狀的相似程度來判斷其聯(lián)系是否緊密。曲線越接近，相應(yīng)序列之間關(guān)聯(lián)度就越大，反之就越小。具體而言,就是通過計算參考序列和比較序列之間的關(guān)聯(lián)系數(shù)、關(guān)聯(lián)度,確定影響參考序列的主要因素和次要因素,從中找到最為關(guān)鍵的因素。

本文運(yùn)用灰色綜合關(guān)聯(lián)模型進(jìn)行消費(fèi)結(jié)構(gòu)的分析。序列和的灰色綜合關(guān)聯(lián)度，其中，和分別為和0的灰色絕對關(guān)聯(lián)度和灰色相對關(guān)聯(lián)度，，一般取0.5。它既反映了和幾何形狀的相似程度，又反映了和相對于始點(diǎn)的變化速率的接近程度，是較為全面地表征序列之間聯(lián)系是否緊密的一個指標(biāo)。

（二）模型的建模機(jī)理

該模型的基本思想是對原始數(shù)據(jù)序列進(jìn)行累加，用指數(shù)曲線對累加生成的數(shù)據(jù)序列進(jìn)行擬合并建立模型，然后根據(jù)時間進(jìn)行外推，從而進(jìn)行預(yù)測。

1．?dāng)?shù)據(jù)的檢驗(yàn)

若參考序列的所有級比都落在可容覆蓋內(nèi)，則該數(shù)列可以作為模型的數(shù)據(jù)進(jìn)行灰色預(yù)測。

2．建立模型

對參考數(shù)列0作1-AGO：，其緊鄰均值序列為

建立的灰微分方程：

相應(yīng)的白化微分方程為：

白化微分方程的解為：

3．檢驗(yàn)預(yù)測值

分別檢驗(yàn)預(yù)測值的絕對誤差和相對誤差，如果相對誤差小于0.2，則認(rèn)為達(dá)到一般要求；如果相對誤差小于0.1，則認(rèn)為達(dá)到較高要求。

4．結(jié)合實(shí)際問題的需要，給出相應(yīng)的預(yù)測預(yù)報。

三、黑龍江省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化的實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來源及階段性劃分

分析對象為黑龍江省城鎮(zhèn)居民人均全年生活消費(fèi)支出及其八個構(gòu)成因素——食品、衣著、居住、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通和通訊、文教娛樂用品及服務(wù)、雜項(xiàng)商品和服務(wù)。原始數(shù)據(jù)來自于歷年《黑龍江統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。由于年鑒中城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出構(gòu)成項(xiàng)目在1992年發(fā)生了變化，所以，分析時間段確定為1992年至2008年。由于在此10多年時間內(nèi)黑龍江城鎮(zhèn)居民的收入水平發(fā)生了巨大的變化，消費(fèi)結(jié)構(gòu)也會隨之發(fā)生變化，這就需要根據(jù)不同時期的特征，對這一時期進(jìn)行進(jìn)一步的劃分。從《黑龍江統(tǒng)計年鑒2009》中可以發(fā)現(xiàn)，在2000年前后，黑龍江城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)發(fā)生了根本性的變化（見表-1），所以以2000年為界，把分析數(shù)據(jù)分為1992-1999年和2000-2008年兩個階段。

表-11992-2008年黑龍江城鎮(zhèn)家庭恩格爾系數(shù)（%）

年份

1992

1993

1994

1995

1996

1997

1998

恩格爾系數(shù)

49.9

49.2

50.8

48.2

46.2

45.9

43.5

年份

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

恩格爾系數(shù)

40.5

38.4

37.2

35.5

35.6

第8篇

關(guān)鍵詞:國民消費(fèi),消費(fèi)結(jié)構(gòu),消費(fèi)需求

一、研究國民消費(fèi)的意義

按照經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析,社會需求包括消費(fèi)需求,投資需求和凈出口。消費(fèi)需求作為其中很重要的一部分,對總需求具有很重要的影響,進(jìn)而對總需求政策的制定也有明顯的影響,它影響著宏觀經(jīng)濟(jì)的均衡發(fā)展。

現(xiàn)階段,我國有條件也有必要依靠擴(kuò)大國內(nèi)需求尤其是居民消費(fèi)需求促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。首先,我國處于居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的發(fā)展階段,較高的國民儲蓄率和巨大的國內(nèi)市場潛力為拉動需求增長提供了物質(zhì)條件。其次,我國居民生存型消費(fèi)需求已基本得到滿足并正向發(fā)展型消費(fèi)需求升級過渡,但產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)、收入分配結(jié)構(gòu)、區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展程度及消費(fèi)政策和觀念等嚴(yán)重滯后于消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級變化的需求,既導(dǎo)致了消費(fèi)需求的縮減,也給社會生產(chǎn)造成了不良影響,因此,我們必須擴(kuò)大內(nèi)需,推動經(jīng)濟(jì)增長。

關(guān)于如何擴(kuò)大國內(nèi)需求方面,中央經(jīng)濟(jì)會議曾指出增加居民消費(fèi)是重點(diǎn)。從理論角度講,消費(fèi)需求的具體內(nèi)容主要體現(xiàn)在消費(fèi)結(jié)構(gòu)上,要增加居民消費(fèi),就要從研究居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)入手,只有了解居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化的趨勢和規(guī)律,掌握消費(fèi)需求的熱點(diǎn)和發(fā)展方向,才能為消費(fèi)者提供良好的政策環(huán)境,引導(dǎo)消費(fèi)者合理擴(kuò)大消費(fèi),才能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級相協(xié)調(diào),才能推動國民經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)、健康發(fā)展。

二、影響消費(fèi)水平的因素分析

(一) 模型建立與求解

居民消費(fèi)水平受諸多因素的影響,例如收入水平,消費(fèi)價格指數(shù)以及恩格爾系數(shù)。下表給出了從1991年到2010 年消費(fèi)水平的相關(guān)數(shù)據(jù)。基于表1和表2的數(shù)據(jù),分別建立城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費(fèi)水平關(guān)于其三個影響因素的多元線性回歸模型,進(jìn)行逐步回歸分析。

(二)模型檢驗(yàn)

1、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn) 根據(jù)回歸結(jié)果:城鎮(zhèn):y?4672.999?0.736x1?5.937x2?52.900x3 農(nóng)村:y?470.486?0.721x1?1.793x2?8.827x3,得知,其中x1前面的系數(shù)0.736與0.721分別表示在城鎮(zhèn)(農(nóng)村)居民消費(fèi)價格指數(shù)和城鎮(zhèn)(農(nóng)村)居民恩格爾系數(shù)不變的條件下,城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(農(nóng)村居民人均純收入)每增加1元,城鎮(zhèn)(農(nóng)村)居民消費(fèi)水平絕對數(shù)平均增加0.736元(0.721元),與理論中描述的居民收入水平增加對居民消費(fèi)水平變化有明顯的影響,居民收入水平是影響消費(fèi)水平增長的重要原因這個結(jié)論是一致的。

2.統(tǒng)計推斷檢驗(yàn)

(1)擬合優(yōu)度檢驗(yàn):

由上面分析數(shù)據(jù)知兩個模型的決定系數(shù)R分別為0.994、0.998,調(diào)整文秘站:的決定系數(shù)為0.992、0.998,可見解釋變量與被解釋變量間的關(guān)系極為密切,說明模型對樣本的擬合效果非常好,解釋變量能對被解釋變量99.4% 99.8%的離差做出解釋。

(2)方程顯著性檢驗(yàn)—F檢驗(yàn)

給定顯著性水平?=0.05,由表中可以看出F=823.034(3195.1),查F分布表中自由度分別為k=3,n?k?1?4的臨界值2F?3,4??6.59 ,由于0.05

F>F0.05?3,4?,所以認(rèn)為在5%的顯著性水平下,Y對x1, x2, x3有顯著的線性關(guān)系,回歸方程式是顯著的,即城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入(農(nóng)村居民家庭人均純收入)、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價格指數(shù)(農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù))、城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)(農(nóng)村居民恩格爾系數(shù))聯(lián)合起來對被解釋變量有顯著影響。

(3)變量顯著性檢驗(yàn)—t檢驗(yàn)給定的顯著性水平?=0.05,查t分布表得出自由度為4的臨界值t?4?=2.776,由于回歸分析表中: 0.025

城鎮(zhèn): t1?25.622,t2??0.371,t3??1.956

農(nóng)村: t1?37.832,t2?0.812,t3??1.838 由檢驗(yàn)可知,城鎮(zhèn)t1?2.776是顯著的,而t2?2.776,t3?2.776都是不顯著國民經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計分析論文的,農(nóng)村t1?2.776,t2?2.776,t3?2.776也是不顯著的,即可以認(rèn)為居民消費(fèi)價格指數(shù)與居民恩格爾系數(shù)對居民消費(fèi)水平?jīng)]有顯著的影響,在建立模型時,可以不作為解釋變量引進(jìn)模型。而居民的收入水平對居民的消費(fèi)水平的影響是顯著的。

第9篇

（首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100070）

摘要：本文通過分析我國的文化消費(fèi)現(xiàn)狀和趨勢，梳理文化消費(fèi)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用機(jī)理。根據(jù)中國與美國的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)分析我國居民文化消費(fèi)對文化產(chǎn)業(yè)的拉動以及文化消費(fèi)對產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出的拉動，與美國對比分析我國目前文化消費(fèi)結(jié)構(gòu)以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理性，探索文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展以及總產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整的政策建議。

關(guān)鍵字：文化消費(fèi)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；結(jié)構(gòu)合理性

[DOI] 10.13939/j.cnki.zgsc.2015.30.

1引 言

根據(jù)2014年的文化藍(lán)皮書[指《中國文化消費(fèi)需求景氣評價報告（2014）》和《中國文化產(chǎn)業(yè)供需協(xié)調(diào)增長測評報告（2014）》.]數(shù)據(jù)，我國2012年全國城鄉(xiāng)文化消費(fèi)需求達(dá)到11405.97億元人民幣，總量增長12.64%，繼續(xù)保持高速增長；人均文化消費(fèi)需求達(dá)到844.45元人民幣，增長12.09%。對比來看，居民文化消費(fèi)的總量增加比產(chǎn)出水平的增加要多很多，比居民收入的增加要少很多，比總消費(fèi)的增加要略微低一些，與儲蓄的增加相比前者顯著低于后者。1991—2012年，全國人均文化消費(fèi)以13.60%的年均速率增長，而將2004年與2012年的文化產(chǎn)值相比，中國文化產(chǎn)值經(jīng)歷了2.15%至3.48%的增長，居民文化消費(fèi)率卻由2.76%降低至2.20%。可見，文化產(chǎn)業(yè)與文化消費(fèi)之間存在著不協(xié)調(diào)、不一致的問題，長此以往，必定會在兩者之間激發(fā)出更多的矛盾，以至于使文化產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)與文化消費(fèi)需求脫離。

2文化消費(fèi)結(jié)構(gòu)合理性研究

2.1產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)受消費(fèi)影響的理論基礎(chǔ)

通過列昂惕夫的投入產(chǎn)出模型，可以表示文化消費(fèi)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的效應(yīng)，中間使用+最終使用=總產(chǎn)出，可表示為：

（i=1，2，…，n）①

其中，Xij代表i部門為j部門生產(chǎn)消耗提供的產(chǎn)品的數(shù)量； Yi代表i部門產(chǎn)品的最終使用量；Xi代表i部門的總產(chǎn)出數(shù)量。

（i，j=1，2，…n）②

為直接消耗系數(shù)，即j部門生產(chǎn)單位總產(chǎn)品對i部門產(chǎn)品的消耗量。將②式代入①式，得到：

（i，j=1，2，…n）③

矩陣形式為：

即AX+Y=X，X為社會總產(chǎn)品向量，Y為最終產(chǎn)品向量，A為直接消耗系數(shù)矩陣。即總產(chǎn)出-中間使用=最終使用

④

X為A的同階單位矩陣，為投入產(chǎn)出矩陣，也稱之為列昂惕夫逆矩陣，則有：

④式表示總產(chǎn)出與最終使用間的關(guān)系，通過其可知各部門總產(chǎn)品X的情況下，各部門的最終使用Y。由④式兩邊同乘以 可得：

⑤

⑤式的經(jīng)濟(jì)含義為當(dāng)最終總產(chǎn)品每增加一個單位時對社會總產(chǎn)品的完全需求量，其投入產(chǎn)出模型為：，其中B起著乘數(shù)作用，直接消耗系數(shù)就被其放大為完全消耗系數(shù)，完全消耗系數(shù)即等于直接消耗系數(shù)與間接消耗系數(shù)之和。

綜上所述，根據(jù)⑤式可實(shí)現(xiàn)文化消費(fèi)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的乘數(shù)效應(yīng)和溢出效應(yīng)。

2.2文化消費(fèi)結(jié)構(gòu)的合理性

文化消費(fèi)可以對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生多種影響，同時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級轉(zhuǎn)變也會從供給的角度影響居民的文化消費(fèi)。兩者之間的這種相互關(guān)系意味著，文化消費(fèi)的結(jié)構(gòu)絕不是孤立于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)而存在的，必須是與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有著良性互動，互相適應(yīng)并推動彼此順應(yīng)時勢的發(fā)展。在第三次工業(yè)革命的大背景下，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)不斷升級的大環(huán)境下，文化消費(fèi)若想實(shí)現(xiàn)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，不僅要根據(jù)居民需求調(diào)整自身內(nèi)部的各項(xiàng)分類的占比，還要與產(chǎn)業(yè)相適應(yīng)、相互協(xié)調(diào)，這便是實(shí)現(xiàn)文化消費(fèi)結(jié)構(gòu)的合理性的基本要求。基于這一視角，本文在討論文化消費(fèi)結(jié)構(gòu)時將會分別討論內(nèi)、外兩部分的合理性問題。在本部分利用投入產(chǎn)出方法分析了文化消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)關(guān)系問題，從而提出中國應(yīng)需注意的問題和政策建議。

3 我國文化消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系

利用前文介紹的理論基礎(chǔ)，本部分經(jīng)過數(shù)據(jù)處理分析，將居民文化消費(fèi)額對產(chǎn)業(yè)總投入的需求關(guān)系進(jìn)行闡述。本文選取的中國數(shù)據(jù)為投入產(chǎn)出表中的“文化、體育和娛樂業(yè)”以及“教育”兩部門數(shù)據(jù)，來自中國投入產(chǎn)出學(xué)會網(wǎng)站2005年和2010年的投入產(chǎn)出表，美國的數(shù)據(jù)為48部門的投入產(chǎn)出表中的“教育”一個部門數(shù)據(jù)，對OECD投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫中美國2000年和2005年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。根據(jù)數(shù)據(jù)分析結(jié)果，美國自20世紀(jì)70年代起，在文化消費(fèi)對總產(chǎn)出的拉動方面即處于穩(wěn)態(tài)狀態(tài)，可以作為中國未來發(fā)展方向的參考，所以選取美國作為比對國家。

2005年，中國居民對于教育的消費(fèi)數(shù)量為3026.27萬元人民幣，占居民消費(fèi)總額的4.25%；在文化、體育和娛樂業(yè)方面的消費(fèi)數(shù)量為656.33萬元人民幣，占居民消費(fèi)總額的0.92%。2010年，中國居民對于教育的消費(fèi)數(shù)量為4987.85萬元人民幣，占居民消費(fèi)總額的3.45%；在文化、體育和娛樂業(yè)方面的消費(fèi)數(shù)量為1077.72萬元人民幣，占居民消費(fèi)總額的0.74%。可以看出在這個時間段的前后，居民在文化方面的消費(fèi)絕對值增加了，但是在消費(fèi)的比例上卻是下降了，這說明，雖然在文化消費(fèi)上居民的需求在增加，但是相比于其他部門的增加速度還是比較緩慢，這其中也不乏由于文化的新的表現(xiàn)形式未被計算于統(tǒng)計數(shù)據(jù)的情況存在。

針對中國的文化消費(fèi)對總產(chǎn)出的投入需求分析，利用投入產(chǎn)出模型中的X=B*Y，將B*Y中的各部門的值求和，比上居民文化消費(fèi)的占比，就可以衡量文化消費(fèi)部門的產(chǎn)品消費(fèi)每增加一個單位，需要的產(chǎn)業(yè)總投入。經(jīng)過計算，可以得出我國的文化消費(fèi)部門的產(chǎn)品消費(fèi)每增加一個單位，需要的產(chǎn)業(yè)總投入都在2個單位左右，但對比于2005年的2.24，2010年時的1.91體現(xiàn)出了文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是趨于健康完善的。相比于美國的1.7~1.8穩(wěn)定的浮動范圍，中國居民的文化消費(fèi)及文化產(chǎn)業(yè)可以看出還處于尚不穩(wěn)定的階段。在消費(fèi)發(fā)展的推動下，產(chǎn)業(yè)也在進(jìn)行著優(yōu)化和調(diào)整，以適應(yīng)居民越來越多樣化的文化消費(fèi)需求；在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面，未來會在結(jié)構(gòu)調(diào)整方面更加趨于合理化，以適應(yīng)消費(fèi)需求的結(jié)構(gòu)變化。

4主要結(jié)論及對策建議

基于投入產(chǎn)出模型的研究可得出以下幾點(diǎn)結(jié)論。第一，中國居民的文化產(chǎn)業(yè)體系正在日益完善，產(chǎn)品的供給能力也在增強(qiáng)，不過仍然存在供給與需求不相適應(yīng)的情況。第二，文化消費(fèi)需求在不斷增大，種類也在更加趨于多元化，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)隨著第三次工業(yè)革命的發(fā)展而更加合理。第三，對于同樣的產(chǎn)出，中國對產(chǎn)業(yè)的需求多于美國，中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)還需要進(jìn)一步優(yōu)化調(diào)整，更要加強(qiáng)產(chǎn)品和服務(wù)的供給能力。

針對中國文化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展并不完善且沒有與文化消費(fèi)相適應(yīng)的情況，提出以下幾條建議：第一，應(yīng)將文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展適時地貼近文化消費(fèi)的需求，以需求指引產(chǎn)業(yè)發(fā)展；第二，注重文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展監(jiān)管，促進(jìn)更多適應(yīng)居民需要的新興形式的出現(xiàn)；第三，重視并且利用文化消費(fèi)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用和影響，來支持產(chǎn)業(yè)和消費(fèi)的結(jié)構(gòu)升級；第四，針對區(qū)域之間的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距，制定相關(guān)的鼓勵性政策并推動實(shí)施，以實(shí)現(xiàn)區(qū)域間的和諧發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]鐘契夫、陳錫康.投入產(chǎn)出分析[M].北京：國財經(jīng)經(jīng)濟(jì)出版社，1987.