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在新型城鎮化的大背景下，基于我國多個省份的面板數據，對我國居民消費水平與其影響因素之間的量化關系進行研究。結果表明，居民消費水平不僅與經濟發展水平存在著正相關關系，同時還與城鎮化程度存在正相關關系，它們都對人民生活水平的提高起到促進作用，所以，我國城鎮化程度的進一步提高必然會有利于人們生活水平的提高。
關鍵詞：
居民消費水平；經濟發展水平；城鎮化程度；量化關系
一、引言與文獻綜述
城鎮化是我國經濟發展的主要動力，新型城鎮化對我國的發展方式提出了更為嚴格的要求。城鎮化歸根到底是人的城鎮化，人的城鎮化必然與人民的生活質量存在密切關系，否則推薦城鎮化進程就失去意義。長期以來，很多學者研究了居民消費水平與其影響因素之間的關系。徐鳳等運用協整理論,對改革開放以來中國經濟增長與國內居民消費之間的關系進行研究，并指出兩者之間存在著長期穩定的關系，消費對經濟增長具有長期、穩定的促進作用[1]。付波航等基于中國29個省份1989—2010年的面板數據，對城鎮化、人口年齡結構這些人口消費環境或制度變量與居民消費之間的關系進行了實證研究[2]。劉厚蓮指出，人口城鎮化率與居民消費率呈現正相關關系，城鄉實際收入差距與居民消費需求呈現倒U型關系[3]。田青等利用1999—2006年30個省、自治區、直轄市的相關數據分析消費習慣、收入、購房支出、醫療、教育支出、收入波動及利率等因素對消費的影響，實證結果表明，消費習慣、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年的年度數據為基礎，建立反映城/鎮化水平和消費增長動態關系的向量自回歸(VAR)模型，在模型的基礎上，運用脈沖響應函數和方差分解分析了城鎮化發展對城鎮居民和農村居民消費增長的動態影響，并指出城鎮化發展對居民消費增長有促進作用，特別是城鎮化發展對農村居民消費增長的累積效應大于對城鎮居民消費的累積效應，并且正向拉動效應的持續時問更長也更穩定[5]。儲德銀等通過建立協整方程和誤差修正模型，從城鄉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居民消費的影響程度最大，而收入分配和政府支出對城鄉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化影響居民消費的內在機制，使用1996—2011年的省級面板數據，采用動態GMM估計方法，重點檢驗了勞動力流動、城鎮化進程以及它們的交互作用對居民消費的影響并證明了城鎮化的積聚效應大于外部成本效應，城鎮化促進了居民消費增長[7]。祁毓等在理論機理分析的基礎上，分別構建2002—2008年和1997—2008年全國30個省份的面板數據,實證研究了不同來源的收入對城鄉居民消費的影響。
二、相關變量敘述城鄉居民消費的影響[8]。
（一）居民消費水平居民消費水平是指居民在勞務或者物質產品的消費過程中，對滿足發展、享受和生存需要達到的程度，可以用勞務和物質產品的質量和數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居民消費的貨幣金額數來反應這個地區的居民消費水平。
（二）城鎮化程度城鎮化程度在不同學科中的定義不同，比如，人口學是指城鎮人口占總人口的比重，地理學上是指城市景觀的比重。本文依據多數學者的研究方法，用一個地區城鎮人口占這個地區總人口的比重來表示該地區的城鎮化程度。
（三）經濟發展水平經濟發展水平是指一個國家經濟發展的規模、速度和所達到的水準。反映一個國家經濟發展水平的常用指標有國民生產總值、國民收入、人均國民收入、經濟發展速度、經濟增長速度。本文采用一個地區的人均生產總值來反映該地區的經濟發展水平。
（四）變量數據來源本論文中所采用的數據均來自國家統計局網站，有些是直接采用網站的統計數據，有些是根據需要對網站的數據進行了簡化計算，因此，可以保證數據的真實性和權威性。
三、建立模型與分析
（一）變量的平穩性檢驗在對面板數據進行分析時，首先要對數據進行平穩性檢驗看其是否存在單位根，如果存在單位根則數據不平穩，不能直接進行分析，必須對其差分項進行平穩性檢驗直至平穩為止。為了論述方便。下文中居民消費水平、城鎮化程度和經濟發展水平分別用JMXF、CZH和JJFZ表示。平穩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]，本文依據數據的特征選擇ADF-Fisher卡方檢驗與Im,Pe-saranandShinW-stat作為檢驗方法。檢驗結果如表1。由表1可知，JMXF、CZH和JJFZ都為二階單整序列，可以進行協整分析。協整檢驗方法主要有Kao檢驗、Pedroni檢驗和Johansen協整檢驗基礎上的面板數據協整檢驗。本文如表2所示，在5%顯著性水平下拒絕了原假設，說明JMXF、CZH和JJFZ三者之間存在協整關系。
（二）模型估計本文依據一般構建面板數據的模型形式，構建模型如下：由表3可知，JMXFit=-3625.236+12207.27×CZHit+0.261261×JJFZit。JJFZ與CZH都和JMXF之間存在著正相關的關系，由此可以推出，城鎮化程度與人均生產總值都對提升人結論民的消費水平、對于提高人民的生活水平有著促進作用。通過以上的研究可以看出，雖然我國經歷了多年的城鎮化進程，城鎮化程度也達到了一定水平，但是在新型城鎮化的大背景下，人均消費水平依然與城鎮化水平密切相關，人民生活水平的提高仍然依賴于城鎮化的不斷推進。
參考文獻：
[1]徐鳳，金克琴.中國居民消費與經濟增長關系的實證研究[J].北京工商大學學報，2009，24（2）：109-113.
[2]付波航，方齊云，宋德勇.城鎮化、人日年齡結構與居民消費———基于省際動態面板的實證研究[J].中國人口·資源與環境，2013，23（11）：108-114.
[3]劉厚蓮.人口城鎮化、城鄉收入差距與居民消費需求-基于省際面板數據的實證分析[J].人口與資源，2013，（6）：63-70.
[4]田青.我國城鎮居民消費影響因素的區域差異分析[J].管理世界，2008，（7）：27-33.
[5]胡日東，蘇桔芳.中國城鎮化發展與居民消費增長關系的動態分析[J].上海經濟研究，2007，（5）：58-65.
[6]儲德銀，經庭如.我國城鄉居民消費影響因素的比較分析[J].中國軟科學，2010，（4）：99-105.
[7]潘明清，高文亮.我國城鎮化對居民消費影響效應的檢臉與介析[J].宏觀經濟研究，2014，（1）：118-125.
關鍵詞：居民消費水平；影響因素；計量分析
一、引言
居民消費水平是指一國居民在一定時期平均享用的生活消費的產品的數量與質量，或全體消費者按人均物質與文化需要獲得滿足的程度。也指某一消費者及其家庭在某一時期所獲得的消費對象的數量與質量，從效用的角度考慮也指某一消費者及其家庭某個時期的生活消費需要獲得滿足的程度。消費問題在微觀經濟學的研究中是至關重要的。近幾年來隨著經濟的快速發展，甘肅省的居民生活水平也有明顯的提高。但由于甘肅地處西北，經濟發展相對滯后，自然環境惡劣，而且運輸成本過高，導致甘肅居民消費水平低于全國水平。同時，甘肅省出現了物價高而收入低的現象。
通過查閱資料可以看出，以往的許多研究都著重于收入與居民消費水平的關系，并且都是考察全國范圍內，少有地區性的研究。同時也沒有考慮到其他不確定因素的影響。雖然收入很重要，但收入因素不能完全決定消費水平。不同的區域結合其自身的產業和自然特征可能有不同的影響因素。本文從甘肅省自身的特點出發，進行包括收入在內的影響居民消費水平的因素分析。
二、消費水平影響因素選擇
現實生活中有許多因素會影響消費水平。例如收入水平、家庭年齡構成、消費者偏好、富人的示范效應等。結合甘肅省的實際情況與樣本數據的隨機性，選擇地區生產總值，人均可支配收入，居民儲蓄與居民消費價格指數作為影響居民消費水平的因素。
通過統計研究發現，地區生產總值是體現一個地區經濟發展情況的最佳指標。如果一省的地區生產總值高，說明該地區經濟發展良好，綜合實力強。反之，如果一省的地區生產總值低，則說明該地區經濟發展水平較低，綜合實力較弱。甘肅省由于自然條件較為惡劣，工業發展緩慢，其地區生產總值從全國來看是較低的。眾所周知，影響消費水平較關鍵的一個因素就是收入水平。而分析甘肅省的人均可支配收入可以排除稅收等其他因素的干擾，更好地體現收入對消費水平的影響，擬合現實消費函數。另外，甘肅省作為中國西北欠發達省份，居民傾向于更多的的儲蓄而不是投資。甘肅省居民有較強的儲蓄意識。所以將居民儲蓄這一指標引入對消費水平的分析是很有必要的。最后，居民消費價格指數反映居民所購買的消費品價格和服務項目價格變動的相對數。居民消費價格指數可以觀察和分析消費品價格和服務項目價格變動對居民收入的影響，從而導致居民消費水平的差異化。
綜上所述，選擇地區生產總值，人均可支配收入，居民儲蓄與居民消費價格指數作為分析甘肅省居民消費水平的指標。
三、數據收集與模型建立
考慮到樣本的可收集性，下面選取甘肅省1998-2014年的指標數據作為樣本，數據來源為國家統計局。具體數據見表1。
根據實際情況分析和經濟理論可以知道，甘肅省居民消費水平Y作為被解釋變量，與地區生產總值X1，人均可支配收入X2，居民儲蓄X3與居民消費價格指數X4有關。除此之外，被解釋變量還受一些其他變量與隨機因素影響，將其他變量與隨機因素的影響歸于隨機變量μ中。對模型進行回歸分析，使模型更具有可操作性。
應用Eviews軟件的OLS法估計模型參數，得到如圖1的分析結果：
得待估計的回歸方程為：
Y=-1683.74+0.7638X1+0.0112X2+0.6922X3+22.290X4
R2=0.998 F=1795.124 DW=1.0116
四、模型檢驗
（一）擬合優度檢驗
由圖1可知樣本可決系數R2=0.998
修正后的樣本可決系數為R-2=0.997
結果說明樣本具有很好的擬合優度，樣本回歸方程較好的擬合了樣本觀測值。
（二）F檢驗
原假設為H0：β1=β2=β3=β4=0
對立假設為H1：至少有一個β不為0
由圖1可知F=1795.124，設顯著性水平為α=0.05，查表得F0.05（4.15）=3.06，1795.124>3.06，所以拒絕原假設，回歸方程顯著。即甘肅省居民消費水平與地區生產總值，人均可支配收入，居民儲蓄與居民消費物價指數存在顯著線性相關。
（三）t檢驗
從t檢驗的結果可以看出，當顯著性水平設為0.05時，只有X1和X3存在較高的顯著性，而X2與X4則沒有。這說明X2與X4可能存在多重共線性。因此，地區生產總值與居民儲蓄對甘肅省居民消費水平存在顯著影響。
五、結束語
根據以上計量分析，可以看出影響甘肅省居民消費水平的主要因素是地區生產總值和居民儲蓄。所以，要提高甘肅省的居民消費水平，就要從這兩個因素入手。
地區生產總值是影響甘肅省居民消費總值的主要因素。甘肅省的經濟發展相對落后，由于地理位置偏僻，自然條件惡劣，甘肅省可以發展的產業不多，農業與工業發展都無法趕超內陸地區。服務業就更加落后。要提高甘肅省的地區生產總值，就要發展與甘肅省的地理位置與自然環境相適應的產業，比如金川的鎳礦產業就是一個很好地例子。只有產業發展有較大的提高，才能提高甘肅的收入水平，進一步促進消費。地區生產總值的提高意味著地區經濟實力的增強。只有提高了甘肅省的經濟實力，增加居民收入，自然就會更好的促進消費，優化居民消費結構，更好的提升居民消費水平。
中國自古以來就有勤儉節約，精打細算，量入為出的優良傳統。在經濟落后的地方尤其如此。甘肅省經濟落后于全國平均水平，在經濟欠發達的地區的居民這種觀念就更加根深蒂固。所以，在對甘肅省居民消費水平的分析中，居民儲蓄的影響是不能忽視的。這與甘肅省尤其是省內農村居民的消費觀念有很大關系。農村居民更加勤儉節約，更重視儲蓄的重要性，相應的用于消費的支出就非常有限。而對于城鎮居民，消費傾向不穩定，投資通道狹窄是影響儲蓄的關鍵原因。對多數城鎮居民來說，儲蓄依然具有剛性。所以，要提高居民消費水平，關鍵在于轉變消費觀念，擴大投資通道。通過不同的手段擴大消費需求，才能進一步擴大消費規模，達到提高居民消費水平的目的。
最后，居民消費物價指數也是居民消費水平的影響因素之一。雖然不顯著，但物價穩定，限制過度的通貨膨脹是提高居民消費水平的環境保證。物價的過快增長會對居民消費產生負面影響，并且對低收入家庭的影響較大，不利于擴大消費規模。當出現物價過快上漲對低收入群體影響較大時，需要政府適時采取措施，調整社會保障措施，發放補助等，確保低收入群體的生活水平不會降低。
（作者單位：蘭州大學）
參考文獻：
[1] 蔡德容，吳琴琴，萬建.我國居民平均消費傾向影響因素的實證研究[J].消費經濟，2009（03）.
[2] 郝卉.居民消費水平影響因素的計量分析[J].經濟縱橫，2011（08）.
關鍵詞：居民消費；人均收入；人口規模；經濟增長
一、引言
近年來，我國社會經濟迅速發展，居民的收入不斷增加，居民的消費水平發生了很大的變化。無論從宏觀角度或微觀角度來分析，我國居民最終消費支出都直接影響國民經濟運行及其發展水平。目前我國面臨經濟結構調整和產業結構升級，我國居民的消費處于怎樣的水平，影響我國居民消費水平的主要因素有哪些，這些因素對宏觀經濟具有怎樣的影響，都是非常值得關注的問題。
二、文獻綜述
消費活動是經濟活動的終點，經濟活動的最終目的是為了滿足人們日益增長的消費需求。對于影響消費的主要因素，已經有大量的經濟學家和學者做了充分的研究。現在國外學術界持有兩種不同的觀點。
一種觀點是凱恩斯主義的消費函數，即凱恩斯的絕對收入理論。他認為消費主要取決于消費者的凈收入，即居民現期可支配收入。隨著居民現期可支配收入的增加，居民的消費也會隨之增加。凱恩斯的這種消費理論主要是用收入來解釋消費。他假設消費者是完全理性的人，在其他條件不變的情況下，消費者的主要經濟活動就是儲蓄和消費，并且消費會隨可支配收入的增加而增加。但是，消費的增加幅度小于可支配收入的增加幅度。隨著可支配收入的提高，增加的消費支出在增加的可支配收入中所占的比重不斷減少，即邊際消費傾向具有遞減的趨勢。由邊際消費傾向遞減規律，凱恩斯進一步提出平均消費傾向遞減，而且邊際消費傾向小于平均消費傾向。
另一種是弗蘭科?莫迪利安尼的生命周期理論。這是一個面向未來的消費函數，每個人都根據他自己一生的全部預期收入來安排他的消費支出。這一理論強調消費要受制于個人或家庭在其整個生命期間內所獲得的總收入。這種理論把人生分為三個階段：少年、壯年和老年，在少年和老年階段，消費大于收入，在壯年階段，收入大于消費，而壯年階段多余的收入則用于償還少年時期的債務和儲蓄起來用于以后的養老。雖然他強調消費不完全取決于現期收入，但是，經濟學家根據大量經驗觀察發現，消費還是在很大程度上決定于現期收入，主要原因有二：其一，當居民收入下降或擔心失業時，居民往往會推遲或削減耐用品購買，現期消費就會減少；其二，當居民收入呈現下降時，消費信貸會受到配額限制，居民就不得不削減現期消費。
三、模型建立與回歸分析
我們所能想到的影響居民消費的因素有很多，如國內生產總值、人均可支配收入、社會商品零售價格總額、城鎮人口數、儲蓄存款利率、價格水平、居民家庭財產情況、收入分配、稅收、消費者偏好、消費信貸狀況、消費者年齡構成、制度、風俗習慣等等。但考慮到樣本數據的可收集性和我國經濟的實際情況，本文選取國內生產總值、人均可支配收入和城鎮人口數來作為居民消費的影響因素。
1.模型建立及影響因素分析
為了具體分析各要素對我國居民消費水平的影響，在這里，我們選擇“居民消費水平”作為被解釋變量（用Y表示）。選擇“國內生產總值”，即“GDP”作為第一個解釋變量（用X1表示），選擇“人均可支配收入”作為第二個解釋變量（用X2表示），選擇“城鎮人口數”作為第三個解釋變量（用X3表示），所以模型可以假定為以下形式：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+μ，其中μ代表隨機干擾項。下面將分別詳細說明每個解釋變量所代表的意義。
（1）國內生產總值
國內生產總值，即GDP，是指既定時期內，一個國家（國界范圍內）所有常住單位生產的全部最終產品和勞務的市場價值。國內生產總值是國民經濟核算的基本指標，也是衡量一個國家或地區宏觀經濟狀況的重要指標。我們知道，消費需求是收入的函數，而收入又取決于生產，所以，隨著生產的發展，收入不斷增加。因此，生產發展水平及其增長速度就成為影響消費水平的重要因素。
（2）人均可支配收入
人均可支配收入是居民可以用來自由支配的收入，指的是城鎮居民平均每人可用于最終消費支出和其他非義務性支出以及儲蓄的收入總和。它是每個居民總收入減去個人所得稅、個人交納的社會保障支出等費用后的收入。居民人均可支配收入是決定儲蓄水平的一個重要因子，人均可支配收入增加，居民儲蓄會直接隨之增加，所以可支配收入的增加就意味著居民自己的銀行儲蓄的增加，就可以為以后的購房、購車、養老、醫療保健做準備，這樣就會對居民的消費支出產生很大的影響。
（3）城鎮人口數
在這里，我們選擇城鎮人口數來代表人口的多少對居民消費水平的影響因素。在消費總額為既定的一個數時，人口的規模和增長速度直接影響著人們的消費水平。如果人口的規模較大，即這里的城鎮人口數較大，能夠消費的人數增加，需求擴大，居民的消費水平必將上升；反之，如果人口的規模較小，能夠消費的人數減少，需求減少，居民的消費水平必將下降。所以城鎮人口數也會在很大程度上影響我國居民的消費水平。
2.回歸結果分析
本文數據來源為中華人民共和國國家統計局，數據樣本為2004年到2014年11年間的年度數據。做OLS線性回歸，得出的回歸方程為Y=13004.7+0.022067X1+0.3895632X2-0.276239X3+
μ，該模型可以初步通過經濟意義上的檢驗，系數和符號也都符合經濟意義。用Stata軟件做OLS回歸后的結果如下圖所示：
注：其中v3，v4，v5分別代表國內生產總值，人均可支配收入，城鎮人口數。
從上述模型結果中可以看到，擬合優度：R2=0.9995，這意味著，國內生產總值、人均可支配收入以及城鎮人口數聯合起來一起解釋了這個消費水平樣本中我國居民消費水平波動的99.95%。從回歸結果可以看出，可決系數很高，模型的擬合優度很好，這表明國內生產總值、人均可支配收入以及城鎮人口數聯合起來確實對居民消費水平有顯著影響。并且模型通過了F檢驗，說明方程整體是線性顯著的。回歸后t值也都通過了檢驗，說明各個變量也都是顯著的。
我們可以看出，當其它條件不變時，國內生產總值（GDP）每增加1億元，我國居民消費水平就增加0.022067元；當其他條件不變時，人均可支配收入每增加1元，我國居民消費水平就增加0.3895632元；當其他條件不變時，我國城鎮人口數每增加1萬人，我國居民消費水平就減少0.276239元。
在這里，城鎮人口數的符號與前面預期的出現了不一致的現象，即我國城鎮人口數的增加會導致居民消費水平的下降，這里解釋為：城鎮人口數增加可以說明我國的兒童人口和老齡人口相對于勞動人口的比例上升。我國在2000年時，60歲及以上人口占總人口的比例達到了7%，這標志著我國進入了老齡型社會；到2012年，我國60歲及以上人口占總人口的比例為14.3%，已處于快速老齡化階段；到2014年年底，我國60歲以上人口則達到了2.12億，占總人口的比例為15.5%。這明顯出現了未富先老的跡象，大大增加了經濟發展壓力。因此，長時間內，在這種老齡型社會下居民消費的增加會導致人均資本存量下降，進而影響到將來的產出水平，這樣就抑制了將來的居民消費，導致居民消費水平的下降。所以城鎮人口數的符號是符合經濟意義的。
四、結論及建議
本文利用2004年至2014年的統計數據，探討我國居民消費水平與國內生產總值、人均可支配收入、城鎮人口數之間的關系。通過建立多元線性回歸模型，我們可以得出：國內生產總值和人均可支配收入的增加會導致我國居民消費水平的提高，城鎮人口數的增加會導致我國居民消費水平的下降，本文的主要研究結論如下。
第一，整個國家的經濟狀況對居民消費水平有一定影響。整個國家的經濟越好，國內生產總值也就會上升，國民收入也就會提高，在人口不變的情況下，人均收入也就會提高，購買力就會上升，從而居民的消費水平也就會提高；反之，一國的經濟越差，國內生產總值也就會下降，國民收入也就會降低，在人口不變的情況下，人均收入也就會下降，購買力就會下降，從而居民的消費水平也就會降低。所以政府應大力促進經濟發展，提高國內生產總值，提高國民收入，最終達到提高居民消費水平的目的。
第二，城鎮家庭人均可支配收入對居民的消費水平影響最大。正如凱恩斯所認為的那樣，居民消費會隨著可支配收入的增加而增加，但是消費的增加不及收入增加的多，即前面所提到的邊際消費傾向變化率為負值。但在總體上，居民的可支配收入增加，居民用于消費的收入就會增加。因此提高居民消費水平，還是需要增加居民的可支配收入。首先，要逐步擴大個人收入在國民收入分配中的比重，提高勞動報酬在初次分配中的比重。其次，逐步提高扶貧標準和最低工資標準，建立企業職工工資正常增長機制和支付保障機制，創造條件讓更多居民擁有財產性收入。再次，改革稅收政策，強化稅收的調節作用，保護合法收入，調節過高收入。最后，擴大政府和企業對個人的轉移支付，增加低收入者收入，逐步扭轉收入分配差距擴大趨勢。
第三，在消費總額為既定時，人口的規模和增長速度直接影響了消費水平。如果人口自然增長率比消費總額增長率要慢，消費水平必將有較快的提高；如果人口自然增長率快于消費總額增長率，消費水平必然下降。我國人口的老齡化對居民消費水平有很大影響，所以根據我國人口現狀和經濟發展水平，國家放開了二胎政策，旨在把提高人口素質和解決人口老齡化等問題放在一起考慮，制定一個增長合理、能夠提高質量并且能優化年齡結構的綜合人口方案，這樣，適當的人口增長就可以有效帶動消費。
參考文獻：
[1][美]杰弗里?M?伍德里奇.計量經濟學導論（第五版）[M].中國人民大學出版社，2015.
[2]李子奈，潘文卿.計量經濟學（第三版）[M].高等教育出版社，2010.
[3]楊冰.居民收入與消費關系的統計分析及對策[J].北方經濟，2008（8）.
[4][美]奧利維爾?布蘭查德.宏觀經濟學（第六版）[M].清華大學出版社，2014.
關鍵詞:居民消費水平 消費增長 消費因素 經濟發展
消費是所有經濟行為有效實現的最終環節，是促進經濟增長的持久拉動力。改革開放30多年來，我國取得了舉世矚目的經濟成就，人民生活水平有了很大的提高，然而，我國居民消費水平仍然遠低于世界平均水平，三大需求發展不平衡,投資和出口增長快,消費增長相對較慢使得消費的比重不斷下降。特別是面對當前金融危機,我國內外失衡凸顯，拉動內需促進消費已成為一個核心話題。擴大居民消費是"以人為本"的具體體現，對中國經濟長期持續健康發展、對推進社會主義和諧社會建設，以及實現宏觀調控目標等既具有長遠的戰略意義，又具有重要的現實意義。基于此，分析研究居民消費的影響因素將有很大的價值和意義。
一、經濟理論依據
消費函數是指消費支出與影響它的各種因素之間的依存關系。消費函數主要由收入水平決定,同時還受多種因素影響。
最終確定的模型的數學形式為：
■
其中，模型中的被解釋變量為：
Y 全國人均消費水平
模型中初步確定的解釋變量有：
X1 全國居民人均每年可支配收入
X2 政府承擔的人均每年社會保障支出
X3 全國人均每年進口額
X4 全國人均GDP
X5 全國人均稅收
μ為隨機誤差項，描述變量外的因素對模型的干擾。
基于以上幾方面的考慮，采用計量經濟模型對各個解釋變量的重要性進行具體分析，尋找出這些因素整體上對我國居民人均消費水平的影響，目的是促進我國經濟發展，即哪些要素的變化會給我國居民人均消費水平帶來較大的改變，這樣才能實現經濟持續發展，人民生活水平的不斷提高。
二、模型估計方案
經過多步計量統計分析，對F檢驗值、T檢驗值、相關系數以及參數的統計及經濟意義的檢驗得出了最后回歸結果。Eviews結果顯示如下：（表1所示）
因此，所建立的最終模型為：
■
三、經驗解釋
以上分析可以看出，關于我國居民人均消費支出的影響因素，政府承擔的人均社會保障支出的平方根、人均GDP、人均稅收的影響是顯著的，這是符合現實經驗的。假設其他條件不變，政府承擔的人均社會保障支出的平方根每增加1，人均消費支出平均增加37.98347元。 人均GDP每增加1元，人均消費支出平均增加0.411765元。人均稅收每增加1元，人均消費支出平均減少0.602052元。
模型中去掉了人均可支配收入和人均進口額這兩個變量，并不代表其對居民人均消費支出沒有影響，只是說本模型暫不考察其對于人均消費支出所產生的影響。因此，建立的模型本身也具有一定的局限性，有待將來進一步的完善。
四、總結
通過前面所做分析，得到了一個不存在異方差、自相關的較為理想的三元線性回歸模型，其經濟意義能較好的切合實際，所得到的預測數值亦比較合理，預測效果尚能讓人滿意。
同時，對于促進居民消費水平的提高也提供了以下幾點建議:
首先，要保持GDP穩速增長，同時，政府應當加大資金和物質投入,擴大社會保障的資金來源,增加融資渠道，有效地促進社會保障制度的運行和社會保障體系的建設，防止“尋租”行為的發生，從而消除居民的后顧之憂，促進消費需求的增長。
其次，應合理制定稅收政策，積極推進稅制改革，減輕中低收入者的稅收負擔，充分發揮稅收對收入和消費的調節作用，通過提高個人所得稅的起征點和對高收入群體征收較高的個人所得稅，促進收入的相對公平。同時，積極研究開征財產稅、遺產稅、社會保障稅和環境稅，適當擴大消費稅的征收范圍。
如今，在全球經濟危機影響下，由于以美國為首的許多國家都面臨經濟衰退或減速，國外市場的消費下降給國內經濟發展也帶來明顯的影響。為應對全球性的經濟危機，便需采取進一步擴大內需促進經濟增長的措施。擴大內需的核心就是促進消費，一方面是通過投資實現，另一方面也包括居民用于住房、日常生活等各方面的消費。在全球經濟放緩的勢頭在短期內難以回暖的情況下，立足國內13億人口的廣大消費市場，繼續適度促進消費水平，對于我國經濟增長至關重要，不但有利于增加就業和經濟發展，也有利于促進人民生活水平和生活質量的提高。
參考文獻:
[1]張曉峒.《應用數量經濟學》. 機械工業出版社2009
【關鍵詞】 甘肅省;居民;體育消費
一、前言
體育消費是近年來新興起的一種健康消費模式，它的興起和發展有以下幾個促進因素：1.國家的經濟快速發展;2.人民生活水平的提高改善;3.人民參與體育活動思想觀念的樹立。隨著經濟的發展，甘肅省已經具備了體育消費興起和發展的條件。本文對甘肅省城鎮居民的體育消費現狀進行了調查研究，找出了影響體育消費水平發展的制約因素，并提出了相關的發展對策。
二、對甘肅省居民體育消費水平的調查研究
1、甘肅城鎮居民體育消費總體水平分析
調查顯示：城鎮居民當中，2013全年的體育消費額達到了304775元，消費最多的為體育用品及體育信息支出為222648元，觀賞體育競賽表演支出為2034元，體育健身活動支出為80093元，增長了78.7%。城鎮居民對到現場去觀賞高水平比賽的興趣越來越高。從人均消費量上看，城鎮居民的體育消費僅有70元，相對經濟發達省份還差很多。受經濟水平的制約比較明顯。
2、甘肅省城鎮居民不同季度體育消費統計數據的對比分析
調查顯示，2013年甘肅省城鎮居民在四個季度的體育消費額總體差別不大，三季度最高為86699元，人均消費為19.99元;其次為二季度80294元，人均消費為18.50元;四季度消費額為75387元，人均消費為17.67元;最低的為一季度70362元，人均消費為16.12元。從中我們可以得出二、三季度是城鎮居民體育消費比較活躍的季節，尤其是第三季度，是體育消費的黃金季節，可見甘肅省居民的體育消費具有季節性。
3、體育消費時間的統計數據分析
調查顯示：城鎮居民當中，2013全年的有償體育消費時間達到了23383小時，其中有償健身的時間花費較多，達到了22768小時;有償觀賞體育時間雖然為597小時，人均時間僅為5.06小時，這個時間相對于全年的365天來說，簡直可以忽略不計。
三、甘肅省居民體育消費的影響因素分析
1、甘肅省經濟水平總體較低，影響體育產業發展
甘肅國土面積廣闊、生態地位重要，但自然條件嚴酷、生態環境脆弱;地處交通要沖、區位優勢明顯，但基礎設施薄弱、瓶頸制約嚴重。因此經濟發展相對比較落后，2013年全省GDP總值為6300億元，人均GDP為24438元，遠遠落后于全國平均水平，為末幾位。這嚴重影響了甘肅省體育產業的發展。
2、甘肅省的傳統文化對體育消費的影響
甘肅省地處西部，老百姓更注重社會價值，講究節儉、樸素，為未來考慮往往超過對現實生活的考慮，儲蓄率較高。因此，其體育消費需求相對而言較低，體育產業不太發達。傳統文化中的重文輕體，導致人們不愿或參與體育活動的愿望不強的現象也不容忽視，這一點在我國知識界表現的尤為突出。
3、消費者個體特征對體育消費水平的影響
通過調查研究發現影響體育消費的主要因素主要有：價格高，沒時間和消費地點遠不方便。 不同年齡段的人們影響因素不一樣。
25歲以下的人群，主要的影響因素為消費價格偏高。
26-50歲的人群，主要的影響因素為工作忙，消費場所距離遠。
50歲以上的人群，主要的影響因素為體育消費價格高，經濟條件差。
四、提高甘肅省居民體育消費的發展對策
1、堅定不移地大力發展經濟，為居民體育消費增長提供源泉
體育消費受收入約束，擴大體育消費需要宏觀經濟增長保持較快增長，因此，首先應該大力發展經濟，保持經濟較快增長。“十二五”時期，是我國全面建設小康社會的關鍵時期，也是進一步開發大西北的重要時期。因此，必須繼續抓好和利用好我們發展的重要戰略機遇期，促進經濟長期平穩較快發展，加快調整經濟結構，通過增加居民收入最終帶動體育消費水平的上升。
2、加強體育消費觀念的宣傳，轉變居民健康投資意識
甘肅省地處西部，老百姓講究節儉、樸素，對未來的考慮往往超過對現實生活的考慮，因此儲蓄率較高。大家的體育消費意識淡薄。我們要不斷引導居民的體育消費，使人們認識到作為一種新的居民健康投資與消費，體育健身是一種最好的疾病預防手段，把得病花錢的事后控制，改變為通過體育消費鍛煉身體減少得病機會的事前預防中來，逐步培養居民的體育消費意識。
3、細分體育消費市場，加強體育經營管理人才的培養
根據人們的不同的體育消費需求，開發不同的體育消費產品，以滿足大家不同的需求。如青少年喜歡游泳、輪滑、球類等項目;中青年則偏好健美、登山、滑雪和體育旅游等;中老年更青睞以動為主的太極拳，鍋莊舞，體育民族舞蹈和保健醫療操，以靜為主的修身養性氣功、垂釣等活動。同時也急需一批體育營銷人才。相關的企業可以通過組織員工集中培訓，招聘一些非體育部門的經營管理人才以及與相關的體育院校建立長期合作關系，使體育經營企業成為體育院校培養體育經營人才的試驗田，兩者聯合，資源共享，達到雙贏。
【參考文獻】
[1] 國務院辦公廳關于加快發展體育產業的指導意見，[2010]22號2010.3.19.
[2] 蔡軍，蘇明理.陜西省城鎮居民體育消費水平及發展策略研究[J].西安體育學院學報，2008（6）54-59.
[3][4] 甘肅省統計局.2013年甘肅省國民經濟和社會發展統計公報[EB/OL]. http：//.cn/system/2014/03/20/010634923_02.shtml.
關鍵詞：居民消費水平；聚類分析；恩格爾系數
一、引言
我國的消費問題在一定程度上就是農村居民的消費問題，因此我國越來越重視農村居民的生活狀況。廣大的農村居民的消費狀況最能夠真實地反映出社會消費的總水平。因此，我們需要解決好農村居民的消費問題，如果解決不好，就無法從根本上解決好全國人民的消費問題。如果不能很好地提高農村居民的消費水平，改善農村居民的生活，也就不能談及全國人民消費水平的改善。所以，在我們國家，農村居民的消費不僅僅是個人及家庭的行為，更是關系到國民經濟的發展和社會的穩定。
本文采用我國統計年鑒對歷年我國農村居民的消費數據，對其進行整理、匯總、對比、分析。通過相關分析來研究我國農村居民收入狀況與消費支出的關系以及他們消費水平的變化；通過聚類分析來研究我國農村居民消費結構的變化。
二、實證分析
（一）聚類分析
在對我國農村居民的消費結構進行聚類分析，對其進行階段性劃分時。我們采用我國農村居民在食品支出、衣著支出、居住支出、醫療保健支出、交通通信支出、文教娛樂支出及其他方面的支出等7方面的數據，進行聚類分析，得出我國農村居民自2003年到2012年的消費結構發展變化。聚類分析結果顯示，2003年到2012年我國農村居民消費狀況劃分為3個階段：2003年到2007年是一類，2008年到2010年是一類，2011年到2012年是一類。在聚類分析后，我們分階段來分析居民的消費結構，進行恩格爾系數的計算。
（二）恩格爾系數計算
恩格爾系數能夠衡量一個國家或者一個地區消費水平變化和消費結構是否合理的重要指標。它的貧富等級劃分的依據是：恩格爾系數在60%以上的（包括60%）者為絕對貧困，在50%到60%的為勉強度日，在40%到50%的樾】鄧平，在30%到40%的為富裕，在30%以下的（不包括30%）為最富裕。
2003年到2007年這一階段我國農村居民的恩格爾系數比較穩定，在45%左右徘徊。這說明這一階段里我國農村居民的消費水平比較穩定，在食品方面的消費沒有太大變化。依據恩格爾系數貧富劃分的標準，這一階段我國農村居民的生活處于小康水平。
2008年到2010年的恩格爾系數有下降的趨勢。接近于41%，說明這一階段我國農村居民的生活仍舊處于小康水平。但是與2003年到2007年階段的恩格爾系數相比較，會發現2008年到2010年這個階段的恩格爾系數有所下降。這就說明，我國農村居民的消費水平有所提高。
2011年到2012年的恩格爾系數在從40%到50%的區間往30%到40%這一區間過渡。表明這一階段我國農村居民的生活水平在從小康水平向富裕的水平發展，農民的生活水平在不斷得到提高。
從恩格爾系數來看，從2003年到2012年在穩步下降，表明我國農村居民的生活水平在不斷得到提高，并且食品消費在農村居民的消費結構中所占的比例有所下降。這表明我國農村居民的消費結構隨著經濟的發展和收入水平的提高，在從追求數量向著注重消費質量而轉變，人民的生活水平也在不斷地得到進步。消費結構不斷地接近合理化。
隨著改革開放的不斷深化，我國農村居民的生活水平不斷提高，收入也在逐漸增加。因此，我國農村居民的消費支出也隨之增加，這表明我國農村的消費水平、消費結構在得到改善。但是在消費結構得到改善的同時，仍然存在著一些問題。例如：醫療保健消費比重增加的同時，醫藥費、就醫看病的費用不斷升高；消費結構優化的同時，人們對文化教育的忽視等等。對于這些問題我們將提出一些建議與對策。
三、實證結論與政策建議
第一，城鄉居民差異較大。對此，深化收入分配的制度改革；構建公平、和諧的就業環境，為農村居民提供向非農業轉移和就業的機會；同時加快和完善農村的農業發展。
第二，對于文教娛樂的提升，我們需要采取有力的措施來改善這一現象。首先優化就業崗位，為高校畢業生提供更多的就業機會。優化農村的教育體制：優化農村教師的待遇。
【關鍵詞】廣西;農村居民;消費水平;消費結構
0.引言
從1992年亞洲銀行“大湄公河次區域經濟合作計劃”的啟動，到2004年中越兩國政府“兩廊一圈”戰略達成共識，再到2006年7月廣西壯族自治區正式對外中國―東盟“M”型區域經濟合作戰略的構想，作為前沿地帶的廣西，對外貿易數額飛速增長，農村居民的消費水平逐步提高，消費結構有了很大變化。2009年廣西農村居民最終消費979.18億元，而1978年僅為35.9億元。正確分析廣西農村居民消費水平和消費結構的現狀與變動情況，對于采取恰當的消費政策和消費途徑，最終達到優化消費結構、提高消費需求、刺激經濟增長以及全面建設小康社會具有重要意義。
1.消費理論研究綜述
由于西方已不存在所謂的“三農”問題，因此西方學者對農村居民消費問題的研究極為鮮見。近年來，我國學者借鑒現代西方消費理論，對我國農村居民的消費問題進行了大量的理論和實證研究。關于我國農村居民消費水平與消費結構的研究如下：盧嘉瑞等具體從中國農民消費結構的演變與比較研究、中國農民消費結構的影響因素、中國農民消費結構現狀及評價等方面進行了研究。孫江明和鐘甫寧(2000)研究指出，在一定的收入水平下，居民收入分配差距的擴大會降低平均消費傾向和造成農村消費結構的斷層和脫節。戴園晨和吳詩芬((2001)研究發現，在居民消費結構逐步升級中，農村消費結構升級滯后于城市，而且消費的地區差距以及層次差距也是在農村表現得尤為明顯。唐玲(2003)指出農村消費結構升級的主題是溫飽向小康型消費階段邁進。
2.農村居民消費水平的變動過程
2.1收入水平與消費支出及消費傾向的關系考察
依據西方消費經濟學理論，居民的一切消費都是以收入水平為依據的。消費支出是指一定時期用于日常生活的全部支出。按照消費函數理論，隨著收入和消費水平的提高，居民消費支出在收入中所占比例，即平均消費傾向APC，呈遞減趨勢。
表一廣西壯族自治區農村居民純收入、消費支出、人均消費傾向
資料來源：《廣西壯族自治區統計年鑒》歷年
從表一得出，自1990年以來廣西壯族自治區農村居民的人均純收入有了大幅度提高，尤其是1994年，農村居民的人均純收入首次突破千元大關，達到1107.02元，比上年增長25.1%。2009年農村居民人均純收入實現3980.44元，比上年增長了7.8%，比1990年的639.45元增加了3340.99元，年均增長10.5%。從表中的人均消費支出一欄可以看到，1990年人均消費支出僅為536.97元，2009年增長到3231.14元，年均增長10.2%。收入年均增長速度要快于消費支出增長的速度。同時，從表中的APC一欄可以發現APC是呈下降趨勢的，驗證了凱恩斯關于平均消費傾向遞減的規律。總的來說，從1990年到2009年廣西農村居民的人均純收入和人均生活消費支出基本呈較快增長勢頭。平均消費傾向APC總體上呈遞減趨勢。
2.2恩格爾系數
隨著家庭和個人收入的增加，家庭收入中用于食品方面的支出比例將逐漸減小，這一定律被稱為恩格爾定律，反映這一定律的系數被稱為恩格爾系數，它是表示生活水平高低的一個指標，指食物支出與總支出的比例。恩格爾定律表明，食物開支占總消費數量比重越大，恩格爾系數越高，生活水平越低；反過來，食物開支占比重越小，恩格爾系數越低，生活水平就越高。國際上常常用恩格爾系數來衡量一個國家和地區人民生活水平的狀況。根據聯合國糧農組織提出的標準，恩格爾系數在59%以上為貧困，50-59%為溫飽，40-50%為小康，30-40%為富裕，低于30%為最富裕。
表二 廣西壯族自治區農村居民恩格爾系數
資料來源：《廣西壯族自治區統計年鑒》歷年。
從表二可以看出，廣西壯族自治區農村居民恩格爾系數逐漸呈現下降的趨勢，說明廣西農村居民的生活水平是逐漸提高的。廣西農村居民在1990到1995年間，農村恩格爾系數一直大于60%，由此說明廣西農村居民生活消費水平一直處于貧困狀態。直到1995年以后，農村居民恩格爾系數才維持在50%到60%之間，農村居民生活有了本質性改善，已基本解決溫飽問題。2009年，農村居民恩格爾系數為48.7%，逐步向小康社會邁進。
3.消費結構變化的描述
消費結構是在一定的社會經濟條件下，人們在消費過程中所消費的各種不同類型的消費資料的比例關系。
表三廣西壯族自治區歷年農村居民消費結構
資料來源：《廣西壯族自治區統計年鑒》歷年
從表三可看出，居民的食品支出從1993年的453.5元上升到2009年的1572.82元，增長3.47倍。與此同時，恩格爾系數由1993年的63.6%下降為2009年的48.7%，下降的幅度較大。按照恩格爾定律，恩格爾系數呈遞減趨勢說明廣西農村居民的生活水平在逐步改善。
衣著支出從1993年的30.4元增長到2009年的91.82元，占總消費支出份額卻從4.3%下降到2.8%。從表中我們可以看到，衣著消費支出的比例呈緩慢下降趨勢，持續在3%左右。從農村的實際衣著消費構成來看，衣著消費仍處于低級階段，可見農村的成衣市場還是有極大潛力的。
居住是農民的基本生產生活資料，對農民的生產生活有著較大的影響，從表中可以看到農民的居住消費從1993年的75.4元上升到2009年的677.92元，增長了近9倍，同時也是消費項中增長較快的一個，其占總支出的比重從1993年的10%增至2009年的21%。
家庭設備、用品及服務支出分三階段變化，第一階段從1993到1996年，這一時期家用消費水平快速增長，收入的增加使得高檔家用產品開始進入百姓人家。第二階段從1997到2004年，家用消費此時一直徘徊在65元左右，無法再繼續上升。其主要原因是廣西農村居民所居住的山地環境給很多公共服務的提供帶來阻力，致使家用消費支出完全處于停滯狀態。第三階段從2005年到2009年，家用消費水平快速增長。科學技術及經濟的發展方便了農村居民電力與水力的供應，之前的山地環境不再成為很多公共服務的障礙，農村居民開始大量購買使用現代化的電器設備。
自1993年以來，廣西農村居民的平均壽命由原來的68歲增至71歲，醫療保健消費支出持續加快，基本己超出了收入的增長速度，這深刻體現出農民越來越關心自己的身體，醫療保健意識逐步提高。同時，醫保費用的高增長也反映出我國醫療體質改革在農村實施中的弊端，醫藥價格節節攀升，使農民的醫療支出加快，農民負擔加重。隨著廣西交通通訊的發展，到2003年止，廣西摩托車人均擁有量36.2輛，交通工具得到明顯改善，鄉村電話用戶也大幅度增長，農村電話普及率已達到50%以上。■
【參考文獻】
［1］廣西壯族自治區統計局編.廣西壯族自治區統計年鑒[Z]（1990年至2009年）.廣西:中國統計出版社.
［2］覃崢.廣西壯族自治區農村居民消費問題研究[D].北京：首都師范大學，2007.
關鍵詞：生活水平 恩格爾系數 旅游經濟 關系
本文通過計量模型研究居民生活水平與旅游經濟發展之間的關系，提出促進旅游經濟發展的政策建議。
變量選擇、基本假設和數據
由于城鄉居民的收入差距較大，本文將旅游經濟分別從城鎮居民生活水平與農村居民生活水平兩個角度進行分析，分別用各自的恩格爾系數代替。恩格爾系數是指食品支出總額占個人消費支出總額的比重。學術界一致認為恩格爾系數越大，食品支出越高，生活水平越低。旅游經濟發展水平分為農村旅游經濟發展水平和城鎮旅游經濟發展水平，用旅游消費總額來表示。因此本文存在四個變量：城鎮居民恩格爾系數（CZS）、農村居民恩格爾系數（NCS）、城鎮居民旅游消費總額（CZL）和農村居民旅游消費總額（NCL）。由于旅游消費額數值較大，對其進行對數化，以消除數據之間的異方差，并且不影響其線性關系。變量城鎮居民旅游消費總額（CZL）、農村居民旅游消費總額（NCL）對數化后分別表示為LCZL、LNCL。
為計量模型的需要，本文提出以下假設：假設1：旅游經濟發展的空間是無限的。基于此假設，如果生活水平的提高對旅游經濟有促進作用，那么旅游經濟發展不會因為發展空間的局限性而限制發展。假設2：旅游經濟發展不受微觀客體的影響，即任何人生活水平提高，想出去旅游都可以達到目的，不受客觀條件的限制。假設3，生活水平提高的空間是無限的，即人們的生活水平會不斷向前發展。
本文采用1994年至2012年我國統計局信息網公布的年度統計數據，如表1。本文采用Eviews軟件進行計量分析。
計量模型
（一）單位根檢驗
由于序列為時間序列，并且存在向上趨勢，因為可能存在單位根現象。在不差分的情況下，對變量CZS、LCZL、LNCL和NCL進行ADF檢驗，結果發現結果T檢驗值與拖尾概率P值均不滿足要求，序列不平穩，存在單位根，但是在一階差分條件下，對變量進行ADF檢驗，結果如表2，均消除單位根。因此可以對差分序列進行最小二乘法。
（二）相關性分析
由于序列都為一階差分序列，因此可以對序列進行最小二乘法，驗證序列之間的相關關系。
首先序列CZS與LCZL進行最小二乘法回歸，結果見表3。根據結果顯示，相關系數R-squared為0.6553，拖尾概率P值為0.0000。在一個自變量的前提下，相關系數偏低。
對序列NCS與LNCL進行最小二乘法回歸，結果如表4。根據結果顯示，相關系數R-squared為0.9037，拖尾概率P值為0.0000。模型表現較好，因此二者存在顯著地相關關系。
從相關性分析可以看出，農村居民生活水平與農村旅游經濟的發展存在顯著地相關關系，說明生活水平與旅游經濟之間確實存在較強的作用。但是城鎮居民生活水平與城鎮旅游經濟的發展明顯表現較弱，相關性不強。
（三）格蘭杰因果檢驗
對序列CZS、LCZL、LNCL和NCS進行格蘭杰因果檢驗，以檢測其單向的相關關系，即誰是誰的因，誰是誰的果，檢驗結果如表5。結果顯示，農村居民恩格系數不是引起農村旅游經濟變化的原因的可能性概率是0.0289，農村旅游經濟不是引起農村恩格爾系數變化的原因的可能性概率是0.0588，概率都小于0.1，因此在置信水平位10%的條件下，結果顯著，因此農村旅游經濟發展與農村恩格爾系數（農村居民生活水平）互為因果，相互影響。并且根據相關性分析，二者存在負相關關系（農村居民恩格爾系數越小，農村居民生活水平越高，農村旅游經濟發展越快），農村旅游經濟發展能夠降低農村居民恩格爾系數，提高農村居民生活水平，同時，農村居民生活水平的提高也會促進農村旅游經濟的發展。但是這種因果關系在城鎮居民生活水平與城鎮旅游經濟發展關系并沒有表現出來。據表5所示，二者的格蘭杰檢驗拖尾概率P值均大于0.1，因此因果關系不顯著。
（四）脈沖函數分析
由于脈沖函數分析通過VAR模型來預測，因此首先必須根據格蘭杰檢驗結果，只能對LNCL與NCS進行脈沖分析，結果如圖1、圖2。
根據圖1顯示，給NCS一個沖擊后，LNCL逐漸受到影響，并在第三年影響達到最大值，然后有下降。NCS給LNCL的影響為負值，即給NCS一個正的沖擊時，LNCL會降低。根據圖2顯示，給LNCL一個沖擊后，NCS會逐漸受到影響，并在第三年達到最大影響，但是作用在第四年就基本消失。LNCL對NCS的影響也為負影響，即給LNCL一個正的沖擊時，NCS會受到負的影響，降低數值。
從脈沖函數分析可以看出，農村居民生活水平的提高對旅游經濟的影響相對較大，并且持續時間較長，而反過來旅游經濟對農村居民生活水平的影響主要表現在前三年，維持時間較短。
恩格爾系數與旅游經濟發展之間彼此呈現負作用，說明農村居民生活水平與旅游經濟之間彼此呈正向作用，即農村居民生活水平的提高會促進旅游經濟的發展，而旅游經濟的發展又會反過來促進農村居民生活水平的提高，但是農村居民生活水平的提高對旅游經濟的促進作用維持時間較長，作用較大，而旅游經濟發展對居民生活水平的提高維持時間較短，作用較小。
（五）結果分析
根據相關性分析、格蘭杰檢驗以及脈沖響應函數可以得出如下結論：
第一，根據旅游經濟對農村居民生活水平的影響可以看出，居民生活水平的提高確實可以促進旅游經濟的發展，同時，旅游經濟的發展也會提高居民的生活水平。在生活水平較低時，農村居民沒有多余的閑錢進行多余的消費，但生活水平上升時，其有能力進行旅游消費。同時隨著收入的不斷上漲，物質消費得到滿足，精神消費的要求也會不斷上升，而旅游成為精神消費重要的選擇。旅游經濟的發展必然帶動消費和就業，從而增加居民收入，從而提高了居民生活水平。
第二，從城鎮居民生活水平與旅游經濟的關系可以看出，二者相關性較弱，這可能是由于以下原因造成：居民生活水平達到一定階段后，限制城鎮居民旅游的關鍵因素不是金錢而是時間限制，因此即使生活水平上升也無法進行更多的旅游消費；觀念變化，即在居民生活水平不斷上升過程中，居民的消費觀念會發生變化，對旅游不會增加偏好甚至減少，因此生活水平的上升也無法促進旅游消費，甚至可能會有負作用；旅游消費對于居民來說也有飽和，即人們對旅游的消費能力有限，當其達到一定程度的時候就不再消費，這樣即使生活水平上升，對旅游的消費也不會上漲，因此不能再促進旅游經濟的增長。從我國當前實際來說，相比發達國家，我國城鎮居民的生活水平也比較低，因此造成這種結果最大可能是因為時間的限制，即第一個原因。
第三，生活水平的上升對旅游經濟的促進作用較大，并且在3年后影響穩定，并持續作用，但是旅游經濟對生活水平的促進作用則表現為短期影響，在3年時達到頂峰但是很快作用會消失，這可能是因為旅游經濟增長后，會帶來就業從而只能在一定程度一定時間內反應，也就是其增長帶來的就業量是有限的，而生活水平的變化則可能改變人們的消費觀念，增加對精神產品的需求。
政策建議
第一，引導農村居民消費，充分挖掘農村旅游市場潛力。農村居民生活水平較低，有很大的提升空間，并且其對旅游經濟的作用較強，因此政企要突破旅游的困局可以從農村著手。但是從我國農村居民的消費習慣看，由于其對旅游的認識不夠，許多居民沒有參加過一次旅游，因此沒有消費的潛在欲望。引導農民消費可以從有以下幾個方面尋找突破：宣傳教育，使農村居民意識到旅游的意義；創造消費條件，農村交通等旅游條件有限也是限制農村居民旅游的重要因素之一；政策性優惠引導。
第二，促進農村居民增收，提高農村旅游市場的發展空間。從模型分析可以看出，農村居民生活水平與農村旅游經濟具有很強的相關性，這說明生活水平是限制農村居民進行旅游消費、影響農村旅游經濟發展的關鍵，因此須大力促進農村居民增收，改善農村居民的生活水平，從而提高農村居民的旅游消費，促進農村旅游經濟的增長。
第三，完善假期制度。從模型分析可以看出，城鎮居民生活水平與旅游經濟的相關性較弱，這說經濟能力已經不是限制其旅游的關鍵障礙，因此更多的可能源于時間的限制。城鎮居民大多在行政單位、事業單位或者企業工作，其外出時間受到我國假期制度的影響。完善假期制度可以從兩個方面著手：一是增加假期，增加城鎮居民的休閑時間，以促進旅游消費；二是協調假期，改善假期制度，使城鎮居民在閑暇的時間便于出行旅游，以促進旅游消費。
參考文獻：
1.劉碩.新形勢下促進旅游經濟發展的對策研究[J].中國商貿，2011（24）
2.張璐.我國旅游經濟發展問題研究[J].中國商貿，2011（33）
關鍵詞：居民消費水平；影響因素；實證分析；政策建議
一、引言
消費水平不僅對一國的經濟發展有著至關重要的意義，更能在一定程度上反映該國居民的生活質量。所以國家在制定政策時也應充分考慮傾向于拉動消費水平的增長。居民消費水平受到很多方面的影響，只有清楚地了解影響居民消費水平的具體因素，才能從根本上提高我國居民消費水平，從來更好更快的發展經濟。
然而，伴隨著中國市場化加深與經濟的高速發展，我國居民的消費水平卻一直處于萎縮的狀態。中國居民消費者的現狀是：中國經過了改革開放后的30年的快速發展，如今已經一躍成為世界GDP排名第二的國家，中國的人均GDP也有所增長，但消費率一直處于下降的趨勢。如果說中國居民的主要消費品是食品等生活必需品，那么恩格爾定律的確可以從一定程度上解釋為什么我國居民消費率隨著經濟的增長下降。但是與經濟發展較為成熟的美國和日本相比，我國的居民消費率明顯要低了很多。
二、影響因素分析
（一）經典消費理論回顧
1、西方著名經濟學家凱恩斯于1936年提出的絕對收入假說（Absolute Income Hypothesis）：強調消費支出是實際收入的穩定函數.其實際收入是指現期，絕對，實際的收入水平，即指本期收入，收入的絕對水平和按貨幣購買力計算的收入。消費函數通常表示為：
C=α+βY （ a>0， 0
其中，C表示計劃消費，Y表示現期收入，截距α表示自主消費，不隨收入的變化而變化，斜率β表示邊際消費傾向（Marginal propensity of consume，MPC），表示每變動1單位的收入中用于消費的變動額。
2、美國著名的經濟學家杜森貝里于1949年提出的相對收入假說（Relative Income Hypothesis），認為消費者會受自己過去的消費習慣以及周圍消費水準的影響來決定消費，從而消費是相對地決定的。
另外，相對收入消費理論還論述了消費方面的“示范效應”，即消費者的消費受到周圍人們消費水平的影響，特別是低收入者因攀比心理、提高社會相對地位的愿望等因素而使自身的消費處于和收入不相稱的較高水平，在社會收入增多的情況下自然就提高了短期消費水平。
3、由美國著名經濟學家莫迪利安尼和布倫貝格共同于1954年提出的生命周期假說（Life-cycle Hypothesis）。
生命周期假說將人的一生分為青少年階段、中年階段和老年階段（退休以后的階段）。通常，在青少年階段，往往會把家庭收入的絕大部分用于消費，有時甚至舉債消費，導致消費大于收入；進入中年階段后，家庭收入會增加，但消費在收入中所占的比例會降低，收入大于消費，；退休以后，收入下降，消費又會超過收入。因此，各個家庭的消費取決于這個家庭所處的生命周期階段。該理論的消費函數可以表示為：
C =b1YL +b2WR
其中，C表示現期的平均消費，b1表示勞動收入的邊際消費傾向，YL表示一生中平均的勞動收入（現期收入和預期的未來收入兩部分組成），b2表示平均財富的邊際消費傾向，WR表示一生的平均財富。
（二）可能的影響因素
根據經典的消費理論以及現實的經濟意義，本文選用如下因素作為影響居民消費水平的解釋變量：
1，人均可支配收入 消費水平很大一部分取決于人均可支配收入，人均可支配收入越高，說明人們越富裕，消費水平相應會越高。
2，儲蓄存款 在收入一定的情況下，人們的儲蓄存款越高，則收入用于消費的部分越少，即消費水平越低；另一方面，儲蓄存款越多，說明人們越富裕，消費水平也可能相對越高。
3，消費價格指數 它是根據與居民生活相關的產品與勞務價格變動統計出來的物價變動指標，用來反映居民家庭購買消費商品及服務的價格水平的變動情況。消費價格指數越高，貨幣的購買力越低，人們會相對貧窮，從而減小消費降低消費水平。
4，稅收 在收入一定的情況下，稅收越高，可支配收入越低，人們會相對貧窮，用于消費的支出則越少，消費水平越低；但是稅收作為國家宏觀調控的一種手段，可以提高再分配的收入水平，從另一種角度看可能會提高居民的消費水平。
三、實證分析
（一）模型建立
本文采用的數據為1990-2013年的時間序列，數據均來源于各年的《中國統計年鑒》，具體數據如下表：
通過以上結果可知：Adj-R2=0.997，說明模型的樣本擬合性很強，總離差平方和有99.7%被樣本回歸直線解釋，只有0.3%未被解釋；F值為2272.903，數值很大，說明方程有很強的顯著性，模型的解釋能力很強；由方程的各系數可知我國居民消費水平與人均可支配收入、稅收、儲蓄存款呈正相關關系，與居民消費價格指數呈負相關關系，并且人均可支配收入對居民消費水平的影響最為顯著。
（二）模型檢驗
1、多重共線性檢驗與修正
（1）相關系數檢驗 因為模型涉及到的變量較多，容易產生多重共線現象，所以需對變量進行多重共線性檢驗
（2）修正多重共線性
修正多重共線性的方法有很多種，這里采用逐步回歸方法，利用SPSS軟件對變量逐步回歸，可以得出影響居民消費水平的最優函數為f（X1，X2），此時的可決系數Adj-R2提高到0.998，F值提高到4740.440，方程顯著性更強，所以最優回歸方程為：
Y=224.007+0.445X1+0.028X2
F=4740.440R2=0.999Adj-R2=0.998
居民消費水平與人均可支配收入和稅收有正相關關系，人均可支配收入每增加0.445%，居民消費水平便可提高1%，稅收每增加0.028%，居民消費水平便提高1%。
2、序列相關性檢驗
在回歸模型的古典假定中是假設隨機誤差項是無自相關的，即在不同觀測點之間是不相關的。也即模型Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+μi（i=1，2，3，4）中，Cov（ui，uj）=0，如果對于不同的樣本點該公式不成立，即隨機干擾項之間不是完全相互獨立的，則稱出現了序列相關性。
由于隨機誤差項是不可測的，所以我們用殘差來估計。首先通過殘差的散點圖粗略的觀察，做出標準化殘差散點圖如下：
3、異方差檢驗
這里利用相關系數法檢驗該模型的異方差性，新生成變量abse為殘差的絕對值，然后利用軟件SPSS計算出abse與解釋變量X1、X2的Spearman相關系數，得到Spearman系數為0.337，對應的P值是0108>0.05，說明殘差與解釋變量沒有明顯的相關性，即不存在異方差。
四、結論分析及政策建議
由上一節中的多重共線性檢驗與修正、自相關性檢驗及異方差性檢驗可得模型的最終表達式為：Y=224.007+0.445X1+0.028X2，即人均可支配收入每增加1%，居民消費水平便可增加0.445%；稅收每增加1%，則居民可消費水平便增加0.028%。雖然模型中剔除了居民消費價格指數和儲蓄存款這兩個變量，但并不說明這兩個因素對居民消費水平沒有影響。
根據上述結論，對于提高我國居民消費水平給出以下建議：
