城镇消费论文

城镇消费论文（共12篇）

城镇消费论文 篇1

2008年以来以美国次债危机为导火索的全球经济危机已扩散到我国, 影响日益严重, 单纯依托出口增长拉动GDP的传统模式面临严峻考验, 拉动有效需求成为当务之急。本文拟采用凯恩斯消费函数模型对1997～2006年我国城镇居民的消费结构进行研究, 建立消费函数, 通过研究边际消费倾向及消费乘数, 对发放消费券政策提出建议。

1 模型框架

1.1 凯恩斯消费函数

消费函数这一概念最先由英国经济学家J.M.凯恩斯提出。在影响消费的众多因素 (包括收入水平、偏好、生活保障水平、对未来的预期、社会对个人消费品的满足程度、商品价格、利率水平、所处生命周期等在内) 中, 凯恩斯理论假定, 收入是消费的惟一的决定因素, 收入的变化决定消费的变化, 是一个比较稳定的函数, 故被成为绝对收入假说。用C代表消费, Y代表收入, 则可以把消费函数写成:C=f (Y) 。当消费与收入之间存在线性关系时, 可以表示为:C=α+βY, α为自发消费部分, β为边际消费倾向 (0<β<1) 。

1.2 构建我国城镇居民消费回归模型

依据凯恩斯的绝对收入假说, 建立我国城镇居民消费回归模型:

其中, Y, Ci分别为城镇居民人均实际可支配收入和各项人均消费消费性支出 (i=1, 2……8分别代表食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通通信、教育文化娱乐服务、居住、杂项商品与服务) , α为人均基本消费需求, β为边际消费倾向, ui为随机误差项。

2 实证分析

本文所取用数据均来自1997～1007年《中国统计年鉴》中城镇居民家庭人均可支配收入和城镇居民家庭平均每人全年消费性支出两项, 利用计量经济软件SPSS10.0, 采用普通最小二乘法 (OSL) 进行回归, 从而得出城镇居民食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通通信、教育文化娱乐服务、居住、杂项商品与服务的消费回归模型。由回归方程得出表1边际消费倾向和消费乘数 (表1) , 对其进行经济分析:

2.1 边际消费倾向

总的边际消费倾向MPC=0.710623, 说明我国城镇居民新增可支配收入的71.0623%将用于消费性支出。增加的可支配收入中各类具体消费支出所占的份额, 按边际消费倾向由高到低依次为食品—交通通信—教育文化娱乐服务—居住—医疗保健—衣着—家庭设备用品及服务—杂项商品与服务。

(1) 城镇居民食品支出的边际消费倾向最高, 在新增可支配收入中有19.6%用于食品支出;

(2) 交通通信的边际消费倾向为14.7%, 说明随着现代通信技术的发展和普及以及交通运输业的迅速发展, 居民外出增多, 对信息需求越来越丰富, 人们之间的联系更加现代化, 交通通信也成为城镇居民新的消费热点;

(3) 教育文化娱乐服务的边际消费倾向高达12.7%, 说明城镇居民生活进入小康阶段之后, 城镇居民特别重视精神文化消费和子女教育的投入;

(4) 居住的边际消费倾向达8.268%, 证明随着住房制度改革的深入, 城镇居民对居住环境的改善和住房档次的提高比较重视, 房地产行业由以前的投资型向消费型转变, 成为又一消费热点;

(5) 医疗保健的边际消费倾向达到了7.891%。伴随医疗制度改革的不断深入和居民收入水平的稳步提高, 广大居民健康保健意识日益增强, 使得广大城镇居民增加了这方面的消费支出;

(6) 而衣着、家庭设备用品及服务和杂项商品与服务的边际消费倾向较低, 说明它们已不是居民消费的热点。

2.2 消费乘数

各类具体消费支出的消费乘数都并不大, 表明目前消费对经济增长的贡献不足, 其中食品乘数最大, 对经济拉动最大, 反映了“民以食为天”的传统需求。交通通讯乘数紧随其后, 因其具有较长的产业链和广阔的辐射面, 附加值高。从表中不难看出, 教育文化娱乐服务、居住对经济拉动贡献颇高, 要予以高度重视。

3 结论及政策建议

结合上述对我国城镇居民的边际消费倾向和消费乘数的分析及我国国情, 发放消费券应面向处在不同收入层次的居民, 采用灵活的形式, 多管齐下, 最大程度上刺激内需, 满足人民物质文化需要, 带动经济持续增长。

3.1 食品消费券

我国是人口大国, 目前我国的社会保障体系尚不完善, 向需要社会提供救助的弱势群体 (老弱病残及无劳动能力的人群等) 发放消费券, 具有边际效用最大化的成本优势和社会作用。食品券计划既能满足我国贫困家庭和个人的基本温饱需求, 起到稳定社会的重要作用, 同时也不失为政府调节农业发展的一个杠杆。

3.2 教育消费券

受金融危机影响, 2009年我国就业形势严峻。针对不同人群的需要可发放不同类别的教育消费券, 如面向未找到工作的大学生发放攻读第二学位的“教育券”, 面向下岗失业人员发放继续教育券, 面向中学毕业生发放职业教育券, 不但可以缓解当前就业压力, 维护社会安定团结, 还可以使学员通过学习一技之长提高在劳动市场上的竞争力, 形成促进我国产业升级的人才储备, 在就业再就业问题上起到标本兼治的作用, 同时也是大力发展我国职业教育的良好契机, 使之走向规模化、专业化。

3.3 家电消费券

一方面家电产品的单价普遍比较高, 往往超出消费券的面额, 能够带动额外的现金消费, 从而起到刺激消费的作用。另一方面, 家电行业产业链很长, 一般都有为数众多的上游行业 (如原材料、能源供应商) , 再生产的时间比较短, 对“引导消费, 创造消费”所起到的作用相当明显。

3.4 购房消费券

从上世纪末取消福利分房开始住房不断实现商品化, 居民对生活条件和环境的要求也不断提高。发放购房消费券可以拉动房地产企业及其上游企业 (建筑材料制造商等) 、下游企业 (装饰、家电等) , 形成良性循环。

3.5 旅游消费券

伴随我国经济的发展, 城镇居民的出游热情不断升温, 而旅游业的消费乘数效应显著, 所以面向城镇居民发放旅游消费券不仅能够有效拉动内需, 同时可以提高人民生活水平。

摘要：根据凯恩斯的乘数原理, 消费支出对国民收入增长和就业机会增加起着乘数作用。面对严峻的全球经济危机, 拉动内需刺激经济是当务之急。本文采用凯恩斯绝对收入假说对我国城镇居民的消费结构进行研究, 结合计量经济软件SPSS建立模型, 并提出了对于发放消费券政策的建议。

关键词：消费结构,城镇居民,凯恩斯消费函数,消费券

参考文献

[1]吴克烈, 李江简.消费函数中的边际消费倾向[J].社会科学研究, 2004, (2) .

[2]樊茂清, 任若恩.我国城镇居民消费结构的实证研究[J].统计研究, 2006, (12) .

[3]刘晓霞.对我国边际消费倾向与经济增长的分析[J].商业研究, 2008, (12) .

城镇消费论文 篇2

消费结构是指人们在生活消费过程中所耗费的各种消费对象的比例关系及协调程度。消费结构及其变化是衡量居民生活水平的重要标志，它反映居民的消费特征及消费趋势，反映居民生活水平提高程度及社会经济发展状况。目前，随着城镇居民收入的不断提高，生活质量不断提升，消费需求趋于活跃，居民消费不断升级换代，跨上新台阶。呈现出新的变化和特点之一,食品支出比重下降，恩格尔系数逐年走底,众所周知，吃是人类生存的第一需要，在收入水平较低时，其在消费支出中必然占有重要地位。随着收入的增加，在食物需求基本满足的情况下，消费的重心才会开始向穿、用等其他方面转移。恩格尔系数所反映的就是食品支出占家庭或个人消费总支出的比例，所以恩格尔系数在国际上常常用来衡量一个国家和地区人民生活水平的状况，同时也成为反映一国居民家庭消费结构变化的重要标志。近年来，我国城镇居民的恩格尔系数逐年下降，1980年城市居民消费的恩格尔系数为56.9%，1995年为49.9%，1999年下降到41．9％，2000年，我国城镇居民恩格尔系数达到39.2%,首次低于40%；2001年我国城镇居民的恩格尔系数为37.9%，意味着总体水平达到了小康，2002年为37.7%2003年，我国城镇居民恩格尔系数更进一步降为37.12%,这说明食品支出在城镇居民的消费总支出的比重正呈下降的趋势。世界主要国家和地区的经济发展历程和居民消费结构演变的历史经验表明，恩格尔系数水平低于40%时是启动以居民住房消费和交通通讯消费为标志的居民消费结构升级的临界点。因此，以恩格尔系数作为重要的参考标准的话，我国新一轮的消费结构升级已经来到。

宋代城镇居民的消费意识 篇3

宋代城镇中下层居民消费观变化是由这一时期的生产发展状况决定的。第一，农业、手工业获得了发展。宋代农业生产的发展，就广度而言，主要表现为耕地的增加；就深度而言，表现为耕作技术的提高，经济作物地区的增加和单位面积产量的提高。在农业发展的基础上，手工业也发展较快。手工业发展出现了新特点：各个行业的规模扩大；分工细密，生产技术和产品数量、质量都有所提高，并且出现了一些专业性的著名城镇。第二，商品经济取得了长足的进步。农业和手工业的发展，又促使宋代的商业日益兴盛。加之宋朝统治者稍稍改变了西汉以来封建国家传统的轻商、抑商政策，在有些情况下允许商业化，商人的社会地位得到提高，富商的地位更是显赫，官吏兼营的商业也很多，促进了商业的进一步发展。宋代商业的新特点是在自然经济占支配地位的情况下，商品经济比前代有了较多的发展；十万户以上的大城市比前代有所增加；在大城市中打破了前代对于营业地点和时间的限制，在城市周围的广大农村中，形成了许多“草市”和“镇市”；发行了世界上第一张纸币等。商业的发展，促使广大民众投入到商业活动中，使人民的消费观又发生变化，广大城镇中下层居民的消费意识增强。

宋代城镇中下层居民消费意识增强的表现在以下两个方面：从物质消费来看，中下层居民的消费意识可以从衣食住行方面来分析。就饮食来看，“民以食为天”，在社会生活中，尤其是在人口聚集的城市生活中，不论人们采取何种饮食消费方式，不论饮食方式产生如何多的变动，饮食，首当其冲地构成人们生活中一个重要内容。因而，宋代饮食业的状况就最为生动地勾勒出当时居民生活的具体图景。饮食店铺增多，饮食业较发达。东京城内不仅御街两旁、官府前后店铺多，而且寻常街巷饮食店铺“处处拥门”，有酒楼、食店等，生食熟食尽在其中。茶坊酒肆在城市中普遍存在，“脚店”(小酒肆)不能遍数。这些小酒肆，“卖贵细下酒”，这肯定是中下阶层的饮酒去处(盂元老：《东京梦华录》)。在宋人，饮食文化中，饮茶的习俗也占据重要地位。饮茶也有茶楼、茶肆之分，不同身份的人自有，取舍。饮茶除了固定的饮茶场所“茶坊”外，还有“车担设浮铺”，许人“点茶汤”。高低各异的中低档酒店茶坊会聚了众多当时的特色饮食，食次名件甚多，从菜蔬鱼肉到瓜果点心，无所不包，吴自牧的《梦粱录》中录有三百多种。其晶类齐全、花样繁多，适应了复杂的中下层居民的日常所需。店铺多，其来往的人也多。客人络绎不绝，才能使店铺生意兴隆，饮食业发达。

就服饰来看，宋代城镇中下层居民在这方面的消费开支增多，讲究精美。在我国封建社会里，等级消费观历来为统治者所重视，皇室、官员与平民大众的服饰是有别的。宋时，虽然封建国家规定了官员和百姓的服装等级制度，如只准百姓穿着白色和黑色的衣服，宋太宗至道元年(995年)开始允许穿紫色的衣服，但民间往往突破这一制度。以致上自皇帝、贵族、百官，下至士人、平民，穿戴的衣冠几乎没有绝对严格的区别。随着社会的发展，人们对衣冠色彩的爱好，从鲜艳和单纯改变为繁复而协调，对比色调日趋稳重和凝练。民间一般服装更多地使用复杂而调和的色彩。由此，当时出现了印花的丝织品；还有加入金线纺织的丝织品，称“销金”。在宋代的—定时期内，中下层居民甚至模仿社会上层，以金银装饰衣物盛行，不惟土大夫家崇尚不已，市井闾里也以华靡相胜。于是，屡有诏令颁行，“非命妇不得以金为首饰”、“自中宫以下，衣服并不得以金为饰”等等。尽管至仁宗即位，“申严其禁”，但是仍然“有未至焉”。到了徽宗时，就有“奢荡极靡”的记载。当时的这种时装消费风尚，表现了居民在这方面消费意识的增强。

就居住而言，店铺临街而建，租赁店铺的增多也表现了居民消费意识的增强。在城市里，由于流动人口较多，所以客房、榻房店铺的房屋租赁业较发达。宋代的流动人口，除军队外，主要是商人、船夫、士大夫，及科举应试者，还有一些无房的贫民等。这些人在京居住时间有长有短，促进了北宋东京邸店的增加，遂使房屋租赁业成为东京最赚钱的一个行业。在开封，客店很多，如保康门瓦子往东去“沿城皆客店”，“南方官员商贾兵级皆于此安泊”，说明这里有不同级别的住宿地方。在临安；就有“慈元殿及富豪内侍诸司等人家于水次起造榻房数十所，为屋数千间。专以假赁与市郭间铺席宅舍，及客旅寄藏货物，并动具等物。”就连修理房屋都可以在市场上找到修理工。“倘欲修整屋宇，泥补墙壁，生辰忌日，欲设斋僧尼道士，即早辰桥市街巷口，皆有木竹匠人，谓之杂货工匠，以至杂作人夫。”“砖瓦泥匠，随手即就”。

就行的消费而言，古人大多依靠车、船、马、轿等人力作为代步的工具。在开封，凡遇红白喜事游玩等活动，檐子、车子、船等交通工具的租赁“自有假赁所在”，而且，“皆有定价”。百姓“寻常出街市干事，稍似路远倦行，逐坊巷桥市，自有假赁鞍马者，不过百钱”。在宣政年间，在池苑内就“假赁大小船子，许士庶游赏，其价有差”(《东京梦华录》)。

另一方面，从精神消费来看，文化逐步走向大众化，中下层市民积极投身于精神文化消费中。风靡于宋代城市的瓦子勾栏，是大众娱乐新潮的主要标志。瓦子，又叫瓦舍、瓦肆、瓦市，它是一种综合性的商业娱乐中心，比现代的游乐场内容还丰富。某些瓦舍中有酒楼、饮食店，还有卖药、卜卦、纸画以及赌博等多种经营活动。勾栏，又叫勾肆，或者棚、游棚、邀棚。它是市井中固定的演出场地，也就是今天所称的剧场。《东京梦华录》行文所及，北宋东京的瓦子至少有九座：朱雀门外的新瓦子，旧曹门外的朱家桥瓦子等；南宋临安，瓦子更多。据《梦粱录》等载，共有瓦子如南瓦等17座。无论是瓦子还是勾栏，都是宋代市井中的商业性娱乐场所，增添了市民特别是中下层市民的精神生活内容。

宋时，广大中下层居民还产生了属于自己的文学，自己的艺术，这就是“说话”。“说话”伎艺是一种民间口头文学，主要是靠“说话人”在讲话时进行口头创作。“说话”唐代已经很流行，到了宋代特别是南宋更加盛行在一些大都市中间，听众主要是市民。听“说话”，成为市民文化生活的主要内容之一。“说话”伎艺中，分成好些“家数”，最主要的是“小说”和“讲史”。“小说”所说的主要是现实生活，是以市民本身或市民所熟悉的人物为主角的短篇故事。“讲史”所说的则是历史故事，是以历史上的帝王将相、英雄好汉之类为主角的长篇故事。这两种“说话”特别受到广大市民群众的欢迎，正好反映出市民阶层要求从自己的眼光来认识现实生活和认识历史这样两方面的愿望。同时，市民有自己的文学观，在市场上经营这种文学，满足自己的精神消费。

宋代中下层居民消费意识的增强，对社会产生了一定程度的影响。主要表现在以下三个方面：

第一，刺激了生产的发展，推动了商品经济的成熟向前。马克思说：生产决定消费，消费又反过来影响生产的发展。城镇中下层居民消费意识的增强，带动整个社会的消费发展，扩大了社会需求，从而推动了社会生产的发展。在宋代，在消费需求的带动下，饮食业发达，特别是两都城的饮食业市场异常兴盛。新的服务随之产生和发展起来，如租赁业、邸店业的发展。

第二，促进了大众文学的发展，繁荣了文化市场。中下层居民精神消费意识的增强，使艺术拥抱大众。在宋代，出现了市民叙述自己生活的小说。城市里的瓦子、勾栏是大众艺术的场所。平民百姓在这里尽兴发挥自己的艺术细胞，又欣赏自己阶层的艺术。艺术的大众化，在一定程度上更能使艺术得到广泛的传播，进而又能推动艺术的繁荣和发展。

第三，带动平民意识的增强。平民消费意识的增强，表明他们在市场活动中非常活跃。有宋一代，城市生活非常活跃，我们可以从孟元老的《东京梦华录》、吴自牧《梦粱录》、周密《武林旧事》中看到。城镇中下层居民在社会生活中自我意识的觉醒，也就是他们平民意识的增强。这样，更加有利于社会继续向前发展。

城镇消费论文 篇4

一、文化消费研究的意义

2008年美国次贷危机引发的全球经济危机波及我国各个领域, 在应对经济危机带来的困难和挑战时, 文化消费和文化产业成为业界讨论的热点和焦点问题, 文化消费“口红效应”频频见诸于报端。在很多专家看来, 文化消费是经济发展和人民收入水平提高的历史趋势和必然选择。翻看新世纪以来我国经济发展历程, 其成绩有目共睹, 然而我国城镇居民文化消费却始终没有取得实质性突破。根据国际经验, 一定的GDP发展水平, 与一定的恩格尔系数, 以及一定的文化消费支出有相关性。中国社科院文化研究中心副主任张晓明表示:根据国际算法, 2005年我国人均GDP就已超过了1700美元, 文化消费总量却只有4150亿元左右, 与同等发展水平国家平均值的差距至少在15000亿元以上。换句话说, 中国居民的文化需求的满足程度仅仅不到1/4。当前我国城镇居民文化消费潜力远未得到释放, 文化消费存在海量发展空间, 文化消费将逐步成为我国经济发展重要引擎之一, 加强文化消费研究势在必行。

文化消费是城镇居民家庭消费的重要组成部分, 就内容而言, 通常可以把文化消费划分为文化产品消费和文化服务消费两种形式, 包括:教育、文化、娱乐、体育等消费项目。文化消费的变化在一定程度上反映了居民生活消费的水平, 也反映了社会发展的程度与速度。研究城镇居民文化消费可以为国家及地方政府文化教育产业结构的合理布局及区域文化经济制度的有效性等问题提供理论支持。作为一种典型的非物质追求活动, 文化消费的发展受到诸多元素的影响, 同时也要考虑到不同消费者的行为偏好、心理动机、个人收入、地理环境等。文化消费自身的复杂性决定了在进行研究时需要多学科、全方位着手, 以拓宽研究领域, 深化研究内容。鉴于文化消费研究涉及数据广泛庞大, 为更为细致微观研究, 我们选取典型城市, 以点带面, 深入探讨。作为东部沿海城市, 杭州经济发达, 文化产业发展迅速, 其文化消费发展在东部城市具有代表性, 并对中西部城市具有示范意义, 因此本文重点调研杭州城镇居民文化消费现状。

二、利用恩格尔系数分析杭州城镇居民消费结构与文化消费比例

根据杭州市统计信息网提供的数据, 2000年以来, 杭州城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出都有大幅增加, 2007年的人均可支配收入21689元, 是2000年的2.24倍, 人均消费性支出14895元是2000年1.91倍。下面我们利用恩格尔系数分析杭州城镇居民家庭消费结构, 探讨城镇居民文化消费现状。通常认为恩格尔系数与居民生活、消费水平的关系如下:恩格尔系数大于60%, 居民生活消费水平处于绝对贫困状态;50%到60%之间, 居民生活消费水平处于温饱阶段;40%到50%之间, 居民生活消费实现小康水平;在20%到40%之间, 居民生活消费趋向富裕;小于20%, 居民生活消费最富裕。根据杭州市统计信息网提供的数据我们可以计算出2000年以来杭州历年的恩格尔系数以及文化消费所占比例 (见表1) 。

(根据《2008杭州统计年鉴》相关数据计算 (http://www.hzstats.gov.cn/) 。)

综合分析可以看出:第一, 从宏观层面来看, 杭州城镇居民家庭消费结构变化明显, 虽然用于食品的支出依旧占据消费的第一位, 但发展资料和享受资料所占比重则日趋增大。从表1可以看出, 教育文化、交通和通信、医疗保健三者的总和逐步接近40%, 居民消费结构正逐步进入较为高级层面。通过统计数据分析可以发现, 2000年以来杭州城镇居民恩格尔系数总体呈下降趋势, 已经基本处于40%之下, 交通和通信的增幅最快, 最高年份 (2006年) 曾达到2000年的4.65倍。文教娱乐支出增幅明显, 呈逐年递增趋势, 2006年达到2010元, 为2000年1.86倍, 其在整个城镇居民消费结构中的地位日益凸显, 2000-2004年一直处于食品支出之后, 居第二位, 2005年始让位于交通和通信排第三位。家庭设备用品及服务的支出比例逐年下降, 表明耐用产品逐步到位, 居民消费水平的提高可见一斑。第二, 当前杭州城镇居民消费结构中还存在一些突出的问题。首先是城镇居民居住支出所占比例持续上升, 居住消费基数日渐增大, 反映出近年来杭州房价涨幅过快, 居民购房压力增大的实际状况。其次, 2005年以来文化消费发展略显缓慢并呈现出下降趋势, 这一点值得我们关注。最后, 2007年城镇居民在食品消费上的支出明显上升, 交通和通信及文教服务支出也有下滑趋势, 这与2007年我国物价飞涨存在很大关系, 据相关报道“10月份居民消费价格总水平 (CPI) 同比上涨6.5%, 与8月创出的十年最高点持平”。从这里可以看出居民文化消费的波动受经济变化的影响十分明显。

三、利用扩展线性支出系统 (ELES) 模型分析杭州城镇居民文化消费倾向

在研究消费结构的计量经济学模型中, 扩展线性支出系统模型实用效果一直备受好评。经济学家Luch提出的基本公式为:

式中:Y为收入;bi*为边际消费倾向, 而且bi*≤1, 为边际储蓄倾向;Xi为第i种商品的实际需求量;PiXi为第i种商品的消费支出, PiXi0为第i种商品的基本消费支出。运用扩展线性支出系统模型分析消费倾向具有明显优势:它可以直接运用截面资料进行参数估计, 无须任何有关价格 (水平) 的信息, 还可以用来进行边际消费倾向分析、需求收入弹性分析、基本需求分析。

根据表1数据, 并由 (1) 设:

使用SPSS16.0统计软件, 根据ELES模型以人均可支配收入为自变量, 分别以人均消费性支出、食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通信、教育文化娱乐服务、居住、杂项商品和服务为因变量, 进行一元线性回归分析, 各指标的t统计值、相关系数R、模型判断系数R2见表2。

分析表2数据可以看出, 2000年以来, 杭州城镇居民的边际消费倾向为0.635, 即杭州城镇居民新增收入中有63.5%用于消费支出, 消费需求旺盛, 对拉动内需, 促进经济稳步发展作用巨大。从数据上看, 交通和通信边际消费倾向为0.209, 说明汽车消费、手机消费、网络消费发达;食品边际消费倾向依旧占据第二位, 衣着和居住边际消费倾向分别为0.076和0.074, 占据第三位和第四位。反观教育文化娱乐服务边际消费倾向仅为0.061, 居于第五位, 这与其在消费结构中所占比例差距较大。通过数据分析可以发现, 虽然杭州城镇居民文教娱乐消费基数较大, 在居民家庭消费支出中所占比例较高, 但教育文化娱乐服务边际消费倾向十分低, 且有递减趋势, 这就需要我们进一步分析城镇居民文化消费的特征及其存在的问题。

(根据《2008杭州统计年鉴》相关数据计算 (http://www.hzstats.gov.cn/) 。)

从上述分析所得出的结论来看, 2000年以来, 在经济发展与改革开放深入的背景下, 杭州城镇居民消费结构和消费理念正在逐步发生转变, 生存性消费资料比例不断下降, 享受性和发展性消费资料所占比例越来越大, 杭州城镇居民生活水平逐年提高。根据“低层次消费结构是以追求生存资料为主, 主要包括简朴型消费结构和温饱I、II型消费结构。中层次结构是以追求发展资料为主, 主要包括温饱III型和小康型消费结构。高层次消费结构是以追求享受资料消费为主, 主要包括比较富裕型和以后的富裕型消费结构”这个标准, 杭州城镇居民消费结构正处于从小康型消费结构向比较富裕型、现代型消费结构迈进的时期。在这一过程中, 文化消费虽然有较大幅度发展, 但教育文化娱乐服务边际消费倾向不足这一问题十分明显, 尤其值得业界关注, 需要我们进一步研究。

参考文献

[1]陈汉辞:我国居民文化需求满足程度不到1/4[EB/OL].http://news.china.com/zh_cn/domestic/945/20070228/13958516.html.

[2]陈芳、周英峰、郭奔胜:2007:物价持续上扬的背后[EB/OL].http://news.xinhuanet.com/newscenter/2007-11/15/content_7081096.htm.

[3]广州市居民消费结构分析[EB/OL].www.njcdtjx.com/upload/month_0707/gd7k_2.doc.

城镇消费论文 篇5

随着社会的发展，经济的不断发展，人口的增加，物价的上涨，人们越来越关注住房的问题。物价上涨，房价也跟着波动，人们的购房心理也在跟着跳动。房价每每波动，都会导致购房者的不同的行动，房产业的发展也是与之嘻嘻相关。很多购房者都担心自己是否可以买到自己相宜的房子，更是担心房价会越升越高，自己的经济能力负担不起。国家针对人们这一忧虑，适当调整房价，务求可以让更多的人能够实现自己可以拥有一件住房的愿望。在调整房价之前，首先要对居民住房消费市场进行调查，以下是我针对城镇居民的住房消费状况进行的调查：

一、调查时间：2012年1月15日~2012年2月15日

二、调查地点：我国城镇

三、调查对象：城镇居民

四、调查方法：资料法，观察法

五、调查人：。。

六、调查内容：针对城镇居民对购房的看法，对其进行调查了解城镇居民对购房的消费状况，经济状况，以及其消费心理。

七、调查目的：针对城镇居民对购房的消费状况 调查结果：

八、调查结果：

随着房改的深入，各地住房产业的“利好”消息不断，但也存在着诸多影响其进一步发展的障碍。为促进住房产业的持续健康发展，给宏观决策提供准确依据，最近国家统计局对我国城镇居民住房情况组织了一次大规模的抽样调查。调查显示： 55.7％的家庭已经购房居民购房呈上升趋势 随着国家房改力度的加大，我国城镇居民掏钱买房住的意愿已经形成，居民住房观念的转变，加快了公有住房的出售和购买商品房的进程。政府对出售公房的一系列优惠政策的相继出台和产权由公房向私房转化力度的加大，刺激了现有公房住户买房的需求，超过半数居民已经购房的新格局已经形成。在购房家庭中，户均购房金额2.6万元，为城镇居民家庭年收入的1.5倍，其中购房改房的家庭占 86.9％，户均购房金额1.9万元；购商品房的家庭占9.7％；户均购房金额7.9万元；购买其它住房的家庭占3.3％，户均购房金额3.4万元。户均购房金额小于1万元的家庭占购房家庭总数的31.1％，户均购房金额1－3万元的家庭占46.5％。在已购房改房家庭中，国有职工占51.0％，户均购房金额2.1万元；离退休人员占32.7％，户均购房金额1.6万元，这是因为单位福利分房与工龄长短有直接关系，工龄长的职工买房得到优惠幅度更大，价格便宜，离退休人员平均比国有在职职工买房要少支出26.3个百分点。购买住房的家庭中，1990年以前购房的家庭只占4.2％，1991－1994年购房的家庭占19.0％，1994－1996年购房的家庭占32.5％，1997－1999年购房的家庭占44.3％。可见随着房改力度的增大，居民购房呈上升趋势。65.8％的家庭住房产权归个人所有 随着我国住房制度改革的不断深入，打破了单一的公有制住房产权形式，形成了以居民自主产权为主、多种产权形式并存的格局，初步奠定了住房新体制基本框架。由于长期受福利分房的影响，我国城镇居民家庭中，居住在原公有住房为绝大多数，私有住房很少。近年来，国家加大了房改力度，这种情况已经发生了根本性的改变，公有住房比例下降，私有住房比例上升，其中居民家庭拥有原有私房的为12％；拥有房改私房的为48.4％；拥有商品房的为5.4 ％。近1／3的居民家庭实现了拥有一套产权归自己的住房梦想。传统房产关系中租赁公房的家庭由 1993年的76.8％急剧下降到目前的28.6％。从户主就业情况看，不同所有制职工拥有的住房产权成分相差悬殊，拥有房改私房比例最高的是家庭住户产权人在国有单位工作的家庭，因他们享受到的福利分房优惠幅度最大，这类家庭中已有58 ％的家庭拥有房改房。而在集体单位工作和个体经营者，因不建公房或少量集资建房，拥有房改房的机会相对较少，这两类家庭中只有33.9％和15.4％的家庭拥有房改房。个体经营者只能把眼光投向商品房，购买商品房比例高达14.1％，居各类家庭之首。全国城镇居民家庭户均使用面积52平方米 住房面积是衡量居住水平的重要指标，住房面积的大小，直接关系到居民居住环境的好坏。从实际使用面积来看，户均小于20平方米的家庭占总调查户的7.8％；户均20－40平方米的家庭占32.7％；户均40－60平方米的家庭占35.5％；户均60－80平方米的家庭占14.1％；户均80－100平方米的家庭占5.4％；户均100平方米以上的家庭占4.6％。从收入看，收入越高的群体住大面积住房的比例越高，收入越低的群体住大面积住房的比例越低，住房面积大小和收入高低呈正相关。在家庭年收入5000元以下的低收入群体中，住房面积在40平方米以下的占61.7％，此比例比年收入在10－20万元高收入群体的17.0％高44.7个百分点。随着收入的增加，住房面积在40平方米以下的比重逐渐下降，住房面积大的比重逐渐升高。不同收入家庭户均使用面积由大到小层次较为明显。值得注意的是，在户均使用面积小于20平方米的家庭中，仍然存在着15.2％的三人以上家庭的安居问题。这些家庭的成员因工作单位经济效益差，福利待遇低，住房条件长期得不到改善，他们大多是离退休人员、下岗待业人员及家庭负担重，就业人口少的低收入家庭。全国城镇居民住房成套率达到72.7％ 居民家庭的住宅建筑式样，也是反映居民生活水平的一项标志。其中单元式配套楼房成套率，是衡量居民居住水平高低的一项重要指标。我国城镇居民居住的房屋类型分为7种，58.7％的城镇居民家庭住房结构为二、三居，其中二居室达到39.0％；三居室达到19.7％；一居室和四居室比例较低，分别为9.6％和2.6％；普通楼房和平房居住率达10.1％和17.2％。绝大部分家庭居住条件较好，拥有比较齐备的生活设施，其中拥有暖气设备的家庭占31.5％；拥有厕所浴室的家庭占40.2％；拥有管道煤气天然气的家庭占30.3％。部分家庭的居住条件较差，生活设施不配套，8.1％的家庭没有单独属于自家的卫生间；38.8％的家庭无暖气设备；17.7％的家庭用煤炭燃料。普通楼房及平房居住率最高的是农林牧渔业人员居住率达43.3％，其次是商业服务业人员居住率达40.9％。12.9％的家庭打算购房 随着社会主义市场经济体制的逐步建立和形成，城镇居民生活水平的不断提高，经济承受能力不断增强，消费观念也随之转变，住房消费由原来的靠国家、靠单位逐步转向靠自己。有12.9％的家庭打算在2000年购房，其中6.8％的家庭打算购买现住房，3.2％的家庭打算购买商品房。不同收入家庭购房意向差异较大。在2000年打算买房的家庭中，年收入在5000元以下的家庭为 7.1％；年收入在3－5万元的家庭为18.4％；年收入在7－10万元的家庭为22.7％。低收入家庭对住房的需求比较迫切，但是受收入的限制难以立即转化为有效需求。可以看出准备买房的大多数属于中、高收入家庭，他们有较强的改变住房条件的愿望及相应的经济承受能力，如果有比较优惠的鼓励购房的政策，这部分人将成为今后实现住房消费的主体。不同年龄居民购房意愿不同。承租人的年龄越大，准备购买现住房的比重越大，年龄越小，准备购买商品房的比重越大。50岁以上的人中有7.3％准备购买现住房。30岁以下家庭中有5.3％准备购买商品房，在各类年龄段中所占比重最高。这部分人对住房的需求最为强烈，他们中有相当一部分人无缘享受旧体制下的福利分房，只能把眼光投向商品房。

九、调查体会

城镇消费论文 篇6

[关键词] 消费函数 消费结构 弹性 恩格尔系数

城镇居民可支配收入与消费性支出是反映人民生活现状及变化情况的重要指标，也是调整产业结构的重要依据。本文利用计量经济学的方法拟对四川省城镇居民消费水平和结构的变化进行实证分析。

一、四川省居民消费水平的变化分析

1.变量及模型数据关系形式

根据凯恩斯的绝对收入假设消费理论，消费和支出之间存在着一种以经验为依据的稳定关系。随着收入的增加，消费将增加，但消费的增长低于收入的增长，即边际消费倾向（MPC）递减。其数学表示形式为：

其中，系数β为边际消费倾向(即新增购买力与新增收入的比值)，它反映了收入水平变化后，消费需求幅度。y代表居民的可支配收入，c代表居民的消费支出。

按照国家统计年鉴，我们选取了四川省1997年～2005年城镇居民全年人均可支配收入和人均消费性支出的时间序列数据(表1),并绘制了如图1所示的散点图。从图1可看出城镇居民人均消费性支出(ZC)和可支配收入(SR)有十分显著的相关性。

（以上数据来源于《国家统计年鉴》）

2.参数估计及检验

根据凯恩斯的消费函数模型建立四川省城镇居民消费函数。利用以上的样本数据和EViews软件进行回归分析，得到四川省城镇居民人均消费的消费函数为：

ZC = 296.9396 + 0.780328SR

(2.166785)(36.86474)

其中，括号中的数据为t统计量，ZC为四川省城镇居民全年人均消费支出，SR为全年人均可支配收入，下同。

以上结果表明，四川省城镇居民每月的人均边际消费倾向为0.7803，即平均每增加1元的纯收入就有0.7803元用于消费。

拟合所得R2为0.994876，表明模型的拟合优度很高；F统计值为1359，查表知F0.01(1,7)=12.25，有F> F0.01(1,7)，故在99%的显著水平下否定原假设H0:β=0，即模型的线性关系成立；参数β在95%显著水平下通过检验，而参数α在90%的显著水平下通过检验（因为t0.05(7)=1.895，t0.025(7)=2.365），说明方程的变量是显著的；DW值为1.044，由DW分布表，(k`=1, n=9)的1%显著点dU=0.998，可见DW值大于该临界值，故模型不存在序列一阶自相关。

下面用Glejser检验法对模型是否存在异方差进行检验。运用最小二乘法得到如下的回归方程：

|e| = 119.8977 - 0.009323SR

（3.531868）（-1.778060）

R2=0.311125， F=3.161498， DW=2.614126

从回归方程可以看出变量的显著性较低，总体显著性和拟合度低，因此认为上述方程不存在明显的线性关系。重复以上过程，分别求|e|对SR的h幂次(h=2,-1,1/2)的回归方程，得拟合优度R2分别为0.2796，0.3626，0.3258。所以由Glejser检验，原模型不存在异方差性。

二、四川省城镇居民消费结构的变化

1.消费结构模型的建立

根据《国家统计年鉴》(1997年～2005年)中提供的数据(表2）建立四川省城镇居民消费支出与食品、住房、娱乐文化服务、设备用品及服务的关系,所选用的模型为: logcjt=αj+βjlogyt+εj

其中cjt是指第t年城镇居民用于第j项人均消费支出额;yt表示第t年城镇居民人均可支配收入。

为第j项消费的需求弹性。

（以上数据来源于《国家统计年鉴》）

2.参数估计及检验

利用以上的样本数据和EViews软件进行回归分析，得到四川省城镇居民人均消费的消费结构函数为：

食品（SP）

LOG(SP) = 2.732419 + 0.566446LOG(SR)

(3.198408)(5.799148)

R2=0.827714， F=33.63011， DW=0.669849

居住（JZ）

LOG(JZ) = -4.149179 + 1.185746LOG(SR)

(-3.869007)(9.670488)

R2=0.930361， F=93.51833， DW=1.438660

教育文化娱乐服务（JY）

LOG(JY) = -4.261982 + 1.234125LOG(SR)

(-4.021674)(10.18530)

R2=0.936789， F=103.7404， DW=1.655327

医疗（YL）

LOG(YL) = -13.58507474 + 2.199095889*LOG(SR)

(-7.039453)(9.966452)

R2=0.934167, F=99.33017, DW=0.885533

家庭设备用品及服务（SB）

LOG(SB) = 3.179462 + 0.318893LOG(SR)

(1.786927)(1.567539)

R2=0.259821， F=2.457178， DW=2.243063

通过以上分析数据可以看出，除了设备用品及服务的拟合优度为0.259821外，其余的拟合优度均在0.8以上，说明方程的拟合优度较好，F检验也能通过，说明方程是显著的。t统计值符合要求，说明方程的变量是显著的。值得一提的是，食品和医疗的消费结构函数的DW值偏小，介于(1,9)的1%显著点dL=0.554和dL=0.998之间，这两项消费是否存在一阶正自相关是未定的。

3.经济分析

通过模型观察结果，发现在增加可支配收入的情况下，5种主要的消费需求的收入弹性均为正值，说明随着四川省城镇居民收入的提高，对消费的需求量也会随着增加，但消费的侧重点不同。四川省城镇居民用于食品和设备用品及服务的需求弹性比较低，而用于医疗、教育文化娱乐服务和居住方面的需求相对比较高。这说明了随着收入的增加，一般城镇居民不急于提高食品和家庭设备用品及服务的档次，而是把更多的消费用于医疗、教育文化娱乐和住房投资方面。医疗需求的收入弹性最高，其余依次为教育文化娱乐服务、居住、食品和家庭设备用品及服务。也就是说城镇居民对医疗的需求量最为敏感，对它的消费支出将随着收入的提高而占据更大的份额。当然，消费结构的变化因素是复杂的，并且主要取决于收入水平，只有在收入水平达到一定高度的时候，城镇居民的消费结构才会得到明显的变化。

三、四川省城镇居民消费水平和结构的综合分析

1.消费的合理性

四川省城镇居民的消费结构层次正逐步提高。具体来说有以下几个方面的表现：

(1)食品消费的比重下降，消费质量有所提高。随着城镇居民收入的不断提高，城镇居民开始注重和改善饮食结构，主食的消费数量下降，消费质量、档次提高，饮食逐渐朝多样化、讲究保健营养、科学膳食的方向发展。

(2)住房消费增长较快，人民群众的居住条件和居住环境有了很大改善。

(3)教育文化和娱乐服务消费增幅平稳。

(4)家庭设备用品及服务消费也是随着收入的提高而增加。

2.消费中存在的问题

四川省城镇居民的消费水平有所提高，消费结构也有了较大的改善，但还存在一些不合理的地方，主要表现在以下几个方面：

(1)恩格尔系数虽然总的趋势是不断下降，从1997年的0.49到2005年的0.39，下降了10个百分点，但食品消费支出仍然过大，占总消费支出近四成。而2004和2005年的恩格尔系数甚至有所反弹（见表2）。反弹的一个可能的原因是由于原来的农产品价格偏低，近几年我国在农产品价格上进行了结构性调整。

(2)居住和教育文化娱乐服务支出比重偏低。四川省居住消费占总消费的比例由1997年的8.2%持续攀升到2000年的11%，2000年后在近一个百分点的幅度内振荡回落到2005年的10.3%，与国外的居住消费比例占15%相比，仍显偏低。居住消费前一阶段的拉动反映了住房商品化改革后居民对住房需求增大，而后一阶段的振荡下降则反映了居民的有限购买力与不断上扬的房价相比仍显疲软。而教育文化娱乐服务支出比例由1997年的11.2%持续上升到2002年的15.3%，然后又持续下降到2005年的13.2%。前五年的上升反映了随着可支配收入的增加，广大人民群众的教育文化和娱乐服务需求日益增长，而后几年的下降则可能是因为1999年高校扩招后大学生面临就业困难，从而产生了负面效应。

(3)医疗支出的比例增涨最快，由1997年的3.4%上升到2005年的6.4%，增涨了近一倍。这一方面反映了随着收入的增加，城镇居民有条件改善健康方面的需求，但另一方面也部分反映了药价贵，看病难。

四、提高消费水平和改善消费结构的建议

1.调整收入分配格局，增加居民收入。只有居民收入增加了，才能为提升消费水平、改善消费结构奠定良好的基础。为此，在政策上，要积极调整财政支出结构，规范收入分配秩序，注重社会公平，合理调整国民收入分配格局，适当提高机关事业单位人员和企业普通职工工资和福利水平;加大收入分配调节力度，缩小收入差距，通过税收调节高收入阶层的收入水平，健全社会保障机制，通过转移支付提高低收入者的生活保障水平。

2.积极推进住房、医疗、教育等各项制度改革。当前，住房、医疗和教育的压力抑制了城镇居民的消费水平的提升和消费结构的改善，因此，要努力推进各项改革。在住房方面要落实国八条和国六条精神，大力调整住房和土地供应结构，增加普通商品房和经济适用住房土地供应，重点发展中低价位、中小套型普通商品住房、经济适用住房以及廉租住房，解决城市中低收入家庭住房困难。在城市推进“双限房”，扩大保障人群范围。而医疗和教育改革的重点是要更加注重公益性和公平性。此外，还应当建立和完善公平、竞争、择优、有序的就业市场，健全服务保障体系，消除体制性障碍，为大学生就业拓宽渠道。

参考文献:

[1]李子奈:计量经济学[M].北京:高等教育出版社,2000

[2](美) J 约翰斯顿:经济计量学方法[M].北京:中国展望出版社,1989

南京城镇居民文化消费研究 篇7

一、南京城镇居民文化消费现状分析

纵观2002年以来南京城镇居民的文化消费, 我们发现, 他呈现了以下特点:

(一) 文化消费在消费结构中比例偏低

1、文化消费系数1呈上升态势, 但在消费结构中比例偏低。

数据显示, 2002年以来, 南京城镇居民的文化消费系数呈直线上升态势, 由2002年的13.2%, 上升为2003年的14.6%, 2005年的16.3%, 2006年的17.8%和2007年的19%。虽然文化消费系数在不断上升, 但在消费支出中的比重仍然偏低。西方发达国家的经验表明, 当人均GDP达到1600美元, 文化消费系数应达20%;人均GDP达到3000美元, 文化消费系数应达23%。2002年, 南京人均GDP已达2760美元, 但城镇居民的文化消费系数仅为13.2%;2003年, 人均GDP已达3300美元, 文化消费系数仅为14.6%, 远低于国际上23%的水平;2007年, 人均GDP已达6157美元, 文化消费系数仅为19%, 尚不到国际上人均GDP1600美元时的水平;2008年, 受金融危机影响, 南京城镇居民的文化消费系数下降为16.9%。这也验证了“当消费因收入落差而被抑制的时候, 最先从消费者账单上消失的往往是高弹性的文化消费”的理论。

2、文化消费支出增速高于消费性支出增速和可支配收入幅速, 在副省级城市中处于领先地位。

2002年以来, 南京城镇居民的文化消费支出发展势头迅猛, 文化消费支出增幅除2004年低于可支配收入增幅和消费支出增幅外, 其余年份均高于两者。如2003年, 南京的文化消费支出幅度为16.5%, 分别比两者高了5.2和11个百分点;2005年, 分别比两者高了16.4和17.5个百分点;2006年, 分别比两者高了6.7和9.4个百分点;2007年, 分别比两者高了2.1和8.7个百分点。而与此同时, 绝大多数副省级城市则呈现了文化消费支出增幅低于两者的状态, 部分城市的文化消费甚至出现了负增长, 如2007年青岛的文化消费支出增速为-4.5%、西安为-12%、杭州为-16%。

(二) 文化消费内部结构不协调

1、家庭教育经费支出在文化消费支出中所占比重过大。

统计数据显示, 为应对日益增强的知识需求和社会竞争压力, 家庭文教娱乐支出中很大比例的经费被投入到了教育行列。如2007年副省级城市城镇家庭居民教育经费支出占文教娱乐支出比重平均值为42.1%;南京城镇居民家庭教育支出占文娱乐支出比相对较低, 但也高达33.8%。研究还发现, 目前家庭教育已从单一性转向多元性, 家庭教育投入已经从子女扩大到所有成员, 从某一种教育形式转向多样性的组合教育投资模式。2007年, 南京城镇居民人均教育消费支出中成人教育费支出60元, 比2002年增长了1.27倍, 5年来年平均增长17.8%2, 但与183.2元的择校费等跨代教育费用支出相比, 成人自身的教育经费还是相对为小。

2、文化消费层次较低, 形式单调。

有研究表明, 虽然城镇居民的文化消费在日常生活开支中占据了重要部分, 但目前基本上还处在改善生活环境、休闲减压的初级阶段。除上网、旅游属于新兴热点文化消费项目外, 电视、报纸这类传统媒体形式仍是市民最主要的文化消费产品, 逛公园、打麻将等传统的休闲消遣性文化娱乐活动仍是居民文化消费的主要内容, 这些活动的消费范围和环境局限性大, 消费层次偏低。而且, 在享受型文化消费中, 娱乐消费不断升温, 出现了大众消费文化的低俗化现象, 而高雅文化、传统艺术等高层次的精神消费内容却鲜有问津。

(三) 公共文化服务投入不足挤压了群众的其他文化消费

居民的文化消费还包含了政府提供的公共文化服务。虽然近年来南京在公共文化上进行了大量的投入, 但总体看来, 南京的公共文化投入不足, 挤压了群众的文化消费。以公共文化服务设施为例, 据测算, 2007年南京平均34.3万人才拥有一个图书馆, 平均41.1万人才拥有一个文化馆。这一发展型的文化教育设施不仅远低于联合国教科文组织规定的图书馆与人口比例为1:300的标准, 也与老百姓需求差距较大。但城市的舞厅、歌厅、卡拉OK厅、夜总会的发展速度则远超过发达国家几十年的历史。

总之, 目前南京城镇居民的文化消费呈现了文化消费在消费结构中比例偏低, 文化消费内部结构不合理, 政府对公共文化投入不足等特点, 这不是南京的特例, 而是我国居民文化消费的一个普遍真实写照。

二、南京城镇居民文化消费水平偏低原因探析

文化消费是一种个性消费, 是一种生活方式, 他既受制于消费习惯等消费主体自身的行为因素, 也受制于对未来收入与支出不确定性等外部环境因素;既受制于收入水平等自身的经济因素, 也受制于政府对公共文化投入等外部政策因素;既受制于文化修养等自身的素质因素, 也受制于文化产品价格等外部市场因素, 具体而言:

首先, 居民的收入水平是影响文化消费数量和质量的首要因素。居民的收入水平, 特别是可支配收入水平, 决定了文化消费能力的大小。虽然自改革开放以来, 尤其是21世纪以来, 南京城镇居民收入水平有了很大的提升, 但其收入主要来自薪金, 如2007年城镇居民可支配收入中69.6%是工资性收入, 财产性收入仅占1.8%。而目前我国国民收入初次分配中国家、企业收入比重在上升, 居民的收入比重在下降, 数据显示, 1997~2007年, 我国GDP增长234%, 财政收入增长490%, 而同期城镇居民人均收入仅增长167%。3这种分配关系, 显然不利于居民的最终消费需求, 这是文化市场潜在需求不能转化为现实消费的重要原因。

其次, 传统消费习惯是抑制即期文化消费的重要因素。一方面, “以满足生存消费为主要内容的提倡节俭、量入为出”传统消费习惯和“注重下一代、敷衍自身的”跨代型消费文化, 使人们的文化消费被禁锢, 形成了“注重物质消费、轻视文化消费”, “注重存款、不敢轻易超前消费”的特性。另一方面, 政府包办文化事业的文化消费习惯限制了居民主动进行文化消费的意愿。这使文化消费被作为一种“软需求”而长期受到冷落。

第三, 过高的文化产品价格是影响文化需求的重要要素。有研究表明, 过高的价格使文化产品脱离了群众的真正需求, 抑制了文化消费。《人们日报》和《人民论坛》杂志于2008年进行的“中国居民文化消费倾向千人问卷调查”也证实了这一点, 61.4%的受访者认为“生活压力大, 文化消费过于昂贵”是阻碍自身“进行文化产品消费的主要因素”。5

第四, 文化产品供求结构性矛盾是影响居民文化消费需求释放的重要因子。在消费能力和消费意愿既定的情况下, 文化消费的发展主要取决于供给。从目前文化产品供给方面情况看, 一方面, 文化产品市场主体提供的文化产品和服务在数量和质量上与消费者的实际需要和期待之间存在严重脱节;另一方面, 较低水平的公共文化投入使公共文化产品供给总量过少, 不能满足群众的文化需求。如2007年, 南京文化事业投入2.34亿元, 仅占财政收入的0.37%, 低于一般国家文化事业费占其全部支出1%以上水平的惯例。

第五, 对未来不确定性是影响文化消费的重要原因。我国目前正处于向市场经济体制过渡的特定经济体制转型时期, 原来由国家统包的医疗、教育、养老、住房等一系列社会福利制度, 逐步改革为由国家与个人共同负担;与此同时, 体制改革、机制转换等结构调整中的岗位变动、失业等不利因素导致居民收入预期越来越不确定, 使得群众对未来预期缺乏信心, 促使居民谨慎消费, 消费倾向降低, 6文化消费等非基本生活所需的消费被压缩。如南京的平均消费倾向由2004年的72.0%、下降为2005年的71.4%、2006年的69.8%、2007年的65.4%和2008年的65.5%。

三、南京城镇居民文化消费可持续发展的战略选择

文化消费是经济发展和人民收入水平提高的历史趋势和必然选择。笔者以为, 要提升南京城镇居民文化消费的可持续发展能力, 应在以下几方面着力:

(一) 深化分配体制改革, 提高居民现期收入水平, 增强即期文化消费能力。

在当前内需不足、国家要刺激消费需求的背景下, 利益分配机制应注重国民收入分配向劳动者倾斜, 使劳动-收入-消费分配功能增强, 切实提升居民收入水平, 重点提升中低收入者收入水平, 逐步培育和扩大中等收入阶层, 使之成为文化消费的中间力量。

(二) 完善社会保障体系, 稳定预期收入, 增加即期文化消费信心。

如各级政府部门与财政部门应及时研究建立与消费价格指数相关的最低生活保障制度, 降低人们对未来收入和支出预期的不确定性;提高住房、教育、养老、医疗、保险等改革措施的透明度, 加大宣传力度, 增加居民对未来的信心, 增加当前商品劳动的购买数额。

(三) 引导培育不同文化消费群体, 培养居民成熟的文化消费习惯, 形成多元文化消费结构。

首先, 教育、引导居民文化消费意识, 培育文化消费群体。如借鉴英国、香港模式, 电视台、电台应争取每天抽出30~90秒钟的时间进行免费文化消费公益广告宣传;把文化消费教育纳入普通国民教育和成人教育体系, 全面推动全民文化消费教育。其次, 采取区分重点消费群体的方式, 实行多元化的文化消费模式。如针对高收入支持的“先导型”消费群, 实行高档次的精品消费模式和个性化消费模式;针对中等收入支持的“升级型”消费群和低收入支持的“培育型”消费群, 实行大众消费和精品消费的协调发展模式。

(四) 加大公共文化服务投入, 优化文化消费环境, 使文化成果共享于民。

首先, 通过法律法规等形式, 提高政府财力在公共文化方面的投入。如明确规定教育经费占GDP的比例不得低于2.5%, 以实现对教育的基本保证。其次, 改革公共文化服务投资体制, 优化公共文化财力投入结构。如通过立法、税收等调节手段, 促使各类社会资本和生产要素向公共文化领域流动, 形成政府主导、社会参与、市场运作的公益文化发展新格局;设立公共文化建设基金, 培育一些介于政府与民众的文化公益组织。

(五) 改善文化消费市场环境, 繁荣文化市场, 解决供求矛盾。

首先, 借鉴发达国家经验, 在财政、税收等方面给文化消费开“绿灯”, 为消费者创造一个更加经济的消费市场。其次, 系统制定与协调文化消费政策, 完善文化消费市场环境。如建立健全文化消费舆论监督和经济监管的法律体系, 制裁低劣的文化产品和消费行为的出现, 做到有法可依、有法必依、执法必严、违法必究。

参考文献

[1]江苏省统计局网.消费热点变化对南京消费品市场影响分析.

[2]刘国光.被排挤的居民消费需求[J].经济展望, 2009, (6) :138.

[3]河南文化产业发展研究课题组.河南省城镇居民文化消费现状与相关发展对策[J].中州学刊, 2006, (4) :117.

[4]河南文化产业发展研究课题组.河南省城镇居民文化消费现状与相关发展对策[J].中州学刊, 2006, (4) :117.

[5]孙墨笛, 杨暄.逾六成受访者认为文化消费昂贵[N].人民日报, 2009-08-31.

[6]张晓明, 胡惠林, 章建刚.走进“十一五”:发展文化产业的新综合与新视野.中国社科院网.

贵州城镇居民消费结构分析 篇8

一、扩展线性系统 (ELES) 模型的建立

线性支出系统模型是由英国经济学家斯通 (R.Stone) 于1954年根据柯布—道格拉斯函数提出的需求系统模型, 把需求看成是消费支出与价格的函数。模型的表达式为:

式中, pi表示第i种商品的价格, Ci是对第i种商品的消费支出, C=∑Ci是总消费支出, qi是对第i种商品的基本需求量, piqi是对第i种商品的基本需求支出;∑piqi是对所有其他商品的基本需求, bi表示超过基本需求的支出中用于购买第i种商品的百分比。

显然, 线性支出模型是把消费支出看成是总体消费支出C的函数。事实上, 总消费支出与收入的多少有密切联系, 与其说Ci受C的影响, 不如说受收入的影响更为贴切。因此, 1973年经济学家朗奇 (C.Luch) 在线性支出系统的基础上进行改进, 提出了扩展的线性支出系统模型。模型表达式如下:

式中, Ci为家庭产品i的消费支出, C=∑Ci是总消费支出, qi是对第i种商品的基本需求量, pi、qi分为产品的价格和需求量;piqi为家庭对产品i的基本需求量;bi为剩余收入对第i种商品分配比例, 即边际消费倾向;y为家庭收入 (一般指可支配收入) 。

扩展线性支出模型是线性支出模型的改进, 其基本含义是:在给定的居民收入水平 (y) 下, 居民将首先购买各种基本消费品piqi, 剩下的收入 (y-∑piqi) 再按一定比例b1, b2, …, bi在各类消费支出之间进行分配, 由于一部分收入用于储蓄等其他支出, 所以∑bi<1。

将式变形整理, 可得:

显然, (4) 式是一个一元线性方程, 通过最小二乘法或计算机软件进行回归计算, 可以很容易求出方程的截距与斜率, 前者是居民的基本消费量, 后者则为对产品的边际消费倾向。

二、贵州省城镇居民消费结构ELES模型分析

本文采用1992—2008年贵州省城镇居民的人均可支配收入与消费支出数据为基础, 运用计算机软件SPSS16.0进行回归分析, 求出截距与斜率。以人均可支配收入为自变量, 分别对人均消费总支出、食品支出、衣着支出、家庭设备用品和服务支出为因变量进行回归, 得到各类消费支出的回归方程如下:

各回归方程的斜率 (即边际消费倾向) 、相关系数、判定系数的数据见表1。

B为0.684, 表明在1992—2008年间, 贵州城镇居民每增加1元收入, 将有68.4% (0.684元) 用于消费。具体的分配比例是:食品支出占23.9% (0.239元) , 衣着支出占7.2% (0.072元) , 家庭设备用品及服务支出占2.9% (0.029元) , 医疗保健支出占4.5% (0.045元) , 交通通讯支出占10.2% (0.102元) , 文教娱乐用品及支出占10.3% (0.103元) , 居住支出占7.7% (0.077元) , 杂项商品和服务支出占1.8% (0.018元) 。因此, 1992—2008年, 贵州城镇居民最重要的边际消费依次是食品 (0.239) , 文教娱乐用品及服务 (0.103) 以及交通通讯 (0.102) , 其次是居住 (0.077) 、衣着 (0.072) 和医疗保健 (0.045) 。从边际消费倾向上可以看出, 1992—2008年间贵州城镇居民的消费结构正由原来注重生存消费的阶段, 转向注重享受与发展的小康型消费阶段的过程, 其显著标志就是文教娱乐用品及服务、交通通信、居住、医疗保健等消费已经成为贵州城镇居民消费的重要组成部分, 成为推动贵州城镇居民消费结构的转型主力。

三、2009—2015年贵州省居民消费结构发展数量预测

从相关系数来看, 贵州城镇居民的消费总支出与及各类消费支出与人均可支配收入之间都具有正相关关系 (相关系数均大于0.7) , 但相关的程度不一。除家庭设备用品及服务、杂项商品及服务消费支出外, 其它类消费支出回归的相关系数都在0.93以上, 与人均可支配收入具有强烈的正相关关系;杂项商品及服务支出与人均可支配收入的相关关系也较强, 相关系数为0.907;家庭设备用品及服务支出的相关系数相对较低, 只有0.766, 这说明随着贵州城镇居民生活水平的提高, 此项支出已经基本稳定, 与人均可支配收入的关系已经不是特别紧密。

从回归方程的判定系数来看, 除了家庭设备用品及服务的拟合优度不甚理想之外 (0.586) , 其它回归方程的拟合优度均大于0.8, 表明各类消费支出的变异性能较好地为人均可支配收入的变化所解释, 即人均可支配收入与各类消费支出之间具有较强的线性关系。

在得到各类消费支出与人均可支配收入之间的回归方程后, 就可以运用估计的回归方程对未来几年的消费支出进行估计与预测。在进行预测之前, 首先要估计出预测年份期间贵州城镇居民人均可支配收入的具体数据。由于影响人均可支配收入的因素多且复杂, 因此, 对未来贵州城镇居民人均可支配收入的预测也只能是一个粗略的估计。我们拟利用统计学中的趋势推测法来预测未来几年的可支配收入的情况, 在此基础上预测贵州城镇居民的消费结构。设年份为t, 1992年为起点年 (即t=1) , 2008年为第17年 (即t=17) , 以t为自变量, 以可支配收入 (y) 为因变量, 采用1992—2008年的历史数据进行回归, 得到1个一元线性方程, 其表达式为:

相关系数R为0.963, 判定系数R2为0.927, 表明贵州城镇居民人均可支配收入与时间 (年份) 具有极强的正相关关系, 估计的回归方程也具有一个比较高的拟合优度。以式 (14) 为基础, 运用趋势推测法求出2009—2015年贵州城镇居民人均可支配收入的估计值。再将2009—2015年贵州城镇居民的人均可支配收入的估计值 (y) 分别带入 (5) — (13) 式, 可得出相应年份贵州城镇居民的消费总支出及各类消费支出的点估计值。再以估计值为基础, 算出2009—2015年贵州城镇居民各类消费支出占总消费支出的比重 (表2) 。

基本结论:表3数据显示, 各类消费支出比重的变化不大, 趋于稳定。食品、家庭设备用品及服务的支出比重将略有下降, 但下降的幅度不大。衣着、居住的支出比重基本稳定, 变化不大。医疗保健、文教娱乐用品及服务、交通通讯等支出的比重将进一步上升, 但相对于“九五”、“十五”时期来说, 上升的幅度很小。可以预见, 在2009—2015年间贵州城镇居民消费结构将由前一阶段的升级换代的剧变期到停缓理性调整期, 或者说处于消费结构再一次升级的酝酿时期。这个阶段可能较长, 需要10年左右的时间, 原因是下一次升级的特征将是以居住、交通通讯、文教娱乐等为新的消费增长点, 而住宅、汽车等大众消费品的消费需要一个较长的积累期。

四、促进贵州城镇居民消费结构升级的对策建议

(一) 全面快速提高居民的收入水平

在ELES模型分析中可以看出, 消费与收入存在着很强的正相关关系。因此, 要提高城镇居民的消费水平, 收入水平的提高是首要条件。近几年, 贵州城镇居民的收入水平虽然得到了显著提高, 但是相对于其它省市而言, 收入水平还很低, 一直处于倒数后3位的水平。目前, 贵州省消费结构正向着以轿车、住宅等大宗消费品为特征的新的消费结构转型的酝酿之中, 收入水平的普遍提高可以缩短这一酝酿阶段, 有利于消费结构的升级。

(二) 促进交通通信、居住、医疗保健方面消费的宏观管理与制度完善

交通通信、居住、医疗保健等消费支出项目是近17年来支出比重不断加强的项目, 并且边际消费倾向相对较高, 随着收入增加, 这几方面的支出比重也会增加。因此, 为协调促进结构优化应该注重在这些方面的消费宏观管理制度的完善, 为其发展提供便利条件。1.居住方面:促进房租与房价合理化, 为降低房价因积极发展住房的二级市场和三级市场, 允许个人购买公房和私房上市交易和流通, 以通过活跃住宅流通市场的方式, 促进住房消费。2.医疗保健方面:鼓励交纳养老保险、医疗保险, 并促使养老保险、医疗保险等社会保障制度趋于完善。3.交通通信方面:加强水、电、路、通信等基础设施建设, 彻底解决过高的电费、电话费, 促进交通和通信的消费。

(三) 提高非物质消费的比重

文教、旅游及休闲服务业的提高是消费升级的重要内容, 通过ELES的边际消费倾向分析可以看出, 娱乐文教服务的边际消费倾向为0.103, 仅次于食品, 因此提高上述几个方面对消费升级至关重要。文教娱乐服务消费中教育是十分重要的方面, 因此应在对各类层次教育投入的同时, 进一步加大对高等教育和各类技能教育的政策扶持与引导。在加强旅游消费时, 因加强旅游景点建设, 并鼓励私人资本投向旅游业。注重旅游市场的统一与规范, 强化市场参与者的行业自律意识, 增强消费者的安全感和方便感, 提升旅游业的品味和文化内涵。要引导不同旅游景点和旅游服务公司的联合, 促进旅游信息的流畅, 减少旅游者的消费搜寻成本。要发挥社会舆论的宣传引导作用, 改变居民重物质消费、轻精神消费, 重有形消费、轻无形消费等不合理的消费习惯, 营造一种重视旅游消费, 并积极参与旅游消费的行为, 真正使旅游消费成为一种时尚。此外, 在基本的物质生活满足后, 休闲成为人们追求的新的消费方式, 因此也应该加强对休闲服务业的引导。

参考文献

[1]范剑平等.中国城乡居民消费结构的变化趋势[M].北京:人民出版社, 2001.

[2]李子奈.计量经济学-方法和应用[M].北京:清华大学出版社, 1992.

[3]王慧.河南省城镇居民收入与消费结构的分析[J].经济经纬, 2001 (3) .

[4]周建军, 王韬.近十年我国城镇居民消费结构研究[J].管理科学, 2003 (4) .

我国城镇居民消费支出研究 篇9

关键词：消费支出,消费结构,主成分分析

近年来, 中国经济加速发展, 城镇居民的收入不断增加, 并且在国家连续出台住房、教育、医疗等各项改革措施和实施“刺激消费、扩大内需、拉动经济增长”政策的影响下, 我国各地区城镇居民的消费支出也强劲增长。居民消费水平的地域差异是地区经济发展不平衡的集中表现和缩影, 同时, 消费也是社会需求的主体、生产的最终目的。因此, 对我国各地区居民人均消费性支出的各项指标进行计量分析, 明确我国居民的消费性支出区域差异的数量特质, 显得尤为必要。本文以全国31个省市区2010年第一季度累计各地区城镇居民家庭人均消费性支出为样本, 运用多元统计分析中的主成分分析法, 使用SAS软件, 对所观察的省市进行实证研究, 为我国进一步扩大内需提供必要依据。

一、分析方法介绍

主成分分析法最早由美国心理学家Charles Spearman在1904年提出。他是将实测的多个指标所表达的信息用少数几个潜在的独立的主成分指标来表达, 而这些相互独立的主成分指标是由实测指标的线性组合来表示, 用以反映原来多个实测指标所要反映的主要信息。

(一) 初始化指标

设m个指标, 每个指标观测值为n项, 进行主成分分

析的模型如式:

其中, F1为第一主成分, F2为第二主成分, 依此类推。

将指标矩阵F= (x1, x2, …, xn) 的数据标准化, 得F′= (x1`, x2`, …, xn`) ;xij`= (xij-xj (平均) ) /√Sj (xj= (x1j, x2j, x3j, …, xnj) ) , j

表示第j个指标, 其中,

Xj (平均) =Σxij/n

Sj=Σ (xij-x j (平均) ) 2/ (n-1)

(2) 求标准化指标的相关系数矩阵R (rik) m×n

rij=Σ[ (xai-xi (平均) ) * (xaj-xj (平均) ) ]/ (n-1)

(3) 求相关系数矩阵R的特征值

根据特征方程|R-λI|=0求得R的特征根0≤λ1≤λ2≤…≤λn-1≤λn.

(4) 计算贡献率和累计贡献率

ak即为第k项贡献率。

(5) 确定主成分的个数, 建立主成分方程

选取主成分个数的常用方法是根据累计贡献率, 一般以85%为界限。若前k-1个主成分的累计贡献率小于85%, 而前k个主成分的累计贡献率大于或等于85%, 则取k个主成分。

二、数据来源与实证分析

居民消费支出按照人们实际支出去向可分为食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通信、教育文化娱乐服务、居住、杂项商品及服务。运用SAS软件中的主成分分析方法分析我国31个省市区2010年第一季度累计各地区城镇居民家庭人均消费性支出。 (数据详见国家统计局网站季度数据2011年第一季度累计各地区城镇居民家庭人均消费性支出) 从特征值表中我们可以看到第一个特征值为5.90, 它的贡献率为73.5%。第二个特征值为1.01, 它的贡献率为12.65%。这时累计贡献率为86.40%。这说明前2个主成分对数据的解释能力已经达到了85%以上。根据特征向量表可以给出2个主成分的表达式。

其中, X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7、X8分别表示食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通信、教育文化娱乐服务、居住、其他商品及服务。

第一个主成分的系数全为正数, 因此可以解释为各地区城镇居民家庭人均消费性支出的平均值, 代表一个地区城镇居民家庭人均消费性总支出水平。而第二个主成分, 在衣着、医疗保健、其他商品和服务上的系数为正, 在食品、居住、家庭设备用品及服务、交通和通信、教育文化娱乐服务上的系数为负, 说明这个成分代表了衣着、医疗保健、其他商品和服务方面, 即“特殊消费”与基本生活资料消费的差异。为了知道两个主成分的统计意义, 以便对数据作出合理的解释, 将各地区分别按照第一个主成分和第二个主成分从小到大排列。

三、结果分析和政策建议

(一) 结果分析

根据综合得分情况可将我国31省市区大致分为四类:第一类为北京、上海、浙江、广东;第二类为天津、福建、江苏、海南、重庆;第三类为湖南、广西、四川、辽宁、山东、陕西、青海、湖北、江西、云南、吉林、河北;第四类为安徽、贵州、西藏、宁夏、内蒙古、山西、河南、新疆、黑龙江、甘肃。

第一类地区由北京、上海、浙江和广东组成, 它们是我国经济最发达的地区。在反映消费结构的八个方面都有较高的消费支出, 结构合理。交通通信和教育文化娱乐服务的支出比例均高于全国平均水平, 反映出在一个城镇居民家庭人均消费性总支出水平高的地区, 人们对信息及精神生活的需求。

第二类地区是天津、江苏、福建等, 经济发展仅次于第一类, 综合评价略高于全国平均水平。除了天津、重庆消费支出的八个方面均略高于全国平均水平外, 福建、江苏、海南均表现出食品、家庭设备、交通通讯、教育娱乐等基本生活资料方面略高于全国平均水平, 而医疗保健和衣着消费支出低于全国平均水平。反映出这几个省的人民生活水平总体仍较低, 需要优化消费意识, 调整消费结构, 例如加大在医疗保健、衣着消费等方面的投入。

第三类地区综合评价略低于全国水平。其中湖南、辽宁、山东、青海、吉林、河北较为特殊, 衣着和医疗保健方面高于全国平均水平, 即“特殊消费”较高。广西则与之相反。四川、陕西、江西、云南、湖北在消费支出的八个方面均略低于全国平均水平。

第四类地区综合评价低于全国平均水平。除了内蒙古衣着和医疗保健高于全国平均水平外, 其余的省市区消费支出的八个方面远远低于全国平均水平。这类地区基本上是我国经济发展落后的地区。其中西藏自治区消费结构的特点突出表现为食品、衣着和交通通信支出比例明显偏高, 而医疗保健、教育文化娱乐服务和居住等项支出显著偏低, 西藏的气候条件恶劣, 交通通信设施成本费用较高, 医疗设施以及教育文化水平相对落后是这种消费结构的主要原因。内蒙古在基本生活支出和医疗保健支出方面比例严重失调, 可能是由于居民消费意识差, 政府投入不足。

(二) 政策建议

根据以上分析, 可以看出, 经济发展较好的地区, 居民的消费水平较高, 消费结构也较合理。因此, 居民收入水平是影响居民消费需求最直接、最根本的因素, 并最终决定着居民的消费层次和消费结构。当然还有许多其他影响居民的消费结构的因素, 如地区文化差异、气候不同、消费环境、消费心理预期等。

因此, 为了使居民消费结构更加合理, 首先要保持经济的快速增长, 提高居民收入水平, 有效拉动经济落后地区消费, 努力缩小全国各地区贫富差距。我国东部与中、西部地区消费差异明显, 因而加快中、西部地区的经济增长, 提高居民消费能力, 缩小其与东部地区在收入上的差距, 不仅有助于本地区消费质量的提高, 而且有助于使我国城镇居民的消费质量上一个新的台阶。其次, 要进一步完善包括住房、医疗、失业、养老等在内的社会保障体系, 消除居民消费顾虑, 利于培养居民良好的消费意识。最后, 整顿市场秩序, 为居民提供良好的消费环境, 例如清除抑制消费的不合理规定, 打击制造销售假冒伪劣商品的行为。

参考文献

[1]、周建军, 王韬.近十年我国城镇居民消费结构研究[J].管理科学, 2003 (2) .

[2]、岳朝龙, 黄永兴, 严忠.SAS系统与经济统计分析[M].合肥:中国科学技术大学出版社, 2003.

[3]、国家统计局网站

城镇居民收入群体消费函数分析 篇10

一、城镇居民收入群体的划分方法及结果

(一) 城镇居民收入群体的划分方法

在进行测算之前, 要清楚测算方法所确定的收入线是受具体时间、空间条件限制的, 任何地区在不同时期应有不同的标准。随着技术进步、经济发展、人民生活质量提高, 相应的标准也会提高。

如何选择数值化的指标来确定高、中、低收入水平的区间, 选择指标应当考虑到便利性、可靠性和实用性。所谓便利性是指收集数据比较方便, 可靠性是指数据是可靠的, 是实际调研得来的, 而不是推测、估算得来的, 实用性是说指标及其数值能为社会各界方便使用, 不能仅限于学界所知和使用。综合考虑以上三个条件, 需要从现行统计体系中选取可以用的指标。

在我国统计体系中, 反映城镇居民收入状况的指标有:“城镇居民的年收入”、“年生活费收入”、“年可支配收入”等, 都是各地统计部门按国家统计局统一口径对当地城乡居民常年抽样调查、汇总处理形成的, 其中“年可支配收入”包含工薪收入、经营收入、财产性收入、转移性收入等, 扣除了当期不可支配部分, 这较比其它指标更准确地反应城镇居民所处家庭的实际经济状况①。此外, 这一指标见于各年的《中国统计年鉴》中, 便于研究人员收集, 并且数据具有可靠性好、实用性强等优点, 是适宜的指标。

笔者使用“年可支配收入”来确定高、中、低收入水平的区间, 参照有关学者的方法②, 提出以下方法:首先确定中等收入的区间③。每一年的统计年鉴把收入调查的居民分为“低收入户”、“中等偏下户”、“中等收入户”、“中等偏上户”和“高收入户”④, 其中“低收入户”分为“最低收入户 (10%) ”和“低收入户 (10%) ”两部分, “高收入户”分为“高收入户 (10%) ”和“最高收入户 (10%) ”。这样形成了七个收入分组, 每组都有按组内户的收入总和组内人数总和计算得出的组内人均可支配收入, 即组内人均年可支配收入。

根据研究者对“低收入户”比例的设定⑤ (10%或20%) , 确定中等收入的区间, 但是要保证中等收入下限要小于平均收入, 如以20%为例⑥:

第一步:高收入户人均年可支配收入-低收入户人均年可支配收入=全距

第二步: (高收入户人均年可支配收入+低收入户人均年可支配收入) /2=中值

第三步:中值+ (全距/6) =中等收入上限

中值- (全距/6) =中等收入下限

其次, 中等收入下限以下就是低收入线, 中等收入上限以上就是高收入线。这种方法的优点:只要有每年的高收入户人均可支配收入和低收入户人均可支配收入两个指标, 便可计算出高中低收入线的区间, 这两个指标在全国、各地方统计年鉴上均有公布。另外, 结合当年其他家庭统计资料, 可以推算出各层次的大致户人数。

(二) 城镇居民收入群体的划分过程及结果

为了分析的需要, 假设1985年开始我国城镇居民可以划分为高中低三个收入群体。根据《中国统计年鉴》的1985-2006年的分组数据, 首先把“最低收入户”和“低收入户”两组数据进行合并, 后把“最高收入户”和“高收入户”两组数据进行合并, 这样就得到五组户数均为20%的数据样本。其次, 计算城镇居民中等收入群体的上限和下限。最后, 计算高中低三个居民收入群体的人均可支配收入和消费量, 并且扣除掉消费价格指数。

二、消费函数的计量经济学方程与验证的结果

这里选取五个消费函数理论, 探讨计量经济学方程。这五个消费函数理论分别是凯恩斯的绝对收入假说消费函数理论、杜森贝里的相对收入假说消费函数理论、莫迪里安尼的生命周期假说消费函数理论、弗里德曼的持久收入假说消费函数理论、霍尔的理性预期假说消费函数理论。

(一) 消费函数的计量经济学方程

1.凯恩斯主义的绝对收入假说消费函数的计量经济学方程为:

Ct=α+βYt+ε (1)

其中, Ct是第t期的消费支出, Yt为第t期的实际可支配收入, α表示自发性消费, α>0, β为边际消费倾向, 0<β<1, ε为残差。

2.杜森贝里的相对收入假说消费函数的计量经济学方程为:

Ct=β0Yt+β1Yt0+β2Yt+ε (2)

其中, 0<β0<1, 0<β1<1, 0<β2<1, Ct为第t期的消费支出, Yt0为第t期前的最高收入, Yt为第t期所有人的可支配收入, ε为残差。

3.莫迪里安尼的生命周期假说消费函数的计量经济学公式为:

Ct=β0Yt+β1At (3)

其中, Ct为第t期的当其收入, Yt为第t期的当期收入, At为第t期消费个人所拥有的资产。由于缺少个人资产的数据, 通过变换得到如下的经济学模型:

Ct=β0Yt+β1Yt-1+β2Ct-1+ε (4)

其中, 0<β0<1, 0<β1<1, -1<β2<1, Yt为第t期的可支配收入, Yt-1为第t-1期的可支配收入, Ct-1为第t-1期的消费支出, ε为残差。

4.弗里德曼的持久收入假说消费函数经济学模型为:

Cundefined=KYundefined (5)

其中, Cundefined为第t期的持久消费;K为持久消费占持久收入的比例, 它受到收入以外的因素如利率、财富占收入的比例以及影响消费者现期消费或积累财富的其他因素的影响;Yundefined为第t期的持久收入。弗里德曼用实际收入Yt的几何级数对其进行测定, 通过考伊克变换, 可以得到如下的计量经济学方程:

Ct=KλYt+ (1-λ) Ct-1+ε (6)

其中, 0

5.随机游走假说消费函数的计量经济学方程为:

Ct=α+βYundefined (7)

其中, Ct是消费者第t期的消费, Yundefined是收入在t期的预期值。

这里认为消费者采用理性预期, 那么收入预期值Yundefined是现期实际收入Yt与前一期预期收入的加权和。

Yundefined= (1-λ) Yt+λYundefined= (1-λ) (Yt+λYt-1+λ2Yt-2+…) (8)

经过简单的代数运算, 就可得到合理预期的消费函数的计量经济学模型:

Ct=α (1-λ) +λCt-1+β (1-λ) Yt+ε (9)

其中, 0<λ<1, 0<α, 0<β (1-λ) <1, ε为残差。

(二) 消费函数的验证过程与结果

采用城镇居民收入群体的人均可支配收入和消费支出的数据, 先对以上数据做平稳性检验, 以保证人均可支配收入与消费支出两者之间不存在协整关系。

考虑到1988年我国商品市场出现的“抢购风潮”, 在前面的5计量经济学方程中均加入虚拟变量D, 1988年D=1, 其余年份D=0。计量经济模型均采用Eviews软件中的带Newey—West异方差和序列相关修正方法来估计, 模型中为对应参数的t检验值。

1.城镇居民低收入群体

模型 (1) :

Ct=119.8740+0.721607Yt+9.634072D (10)

(14.44141) (88.57252) (1.641641)

R-squared= 0.995049 及Adjusted R-squared= 0.994528, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。F-statistic= 1 909.424 , Prob (F-statistic) = 0, F检验的相伴概率为0, 反映变量间呈高度线性, 回归方程高度显著。Durbin-Watson stat= 0.865012, 对于n=22, p=2时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.284, dL= 0.914, 根据判定法则残差序列存在自相关。因此, 该模型是不可以接受的。

模型 (2) :

Ct=1.037041Yt+0.586756Yt0-0.494297Yt+12.71986D (11)

(5.240549) (4.212697) (1.641641)

(1.154854)

R-squared= 0.990221及Adjusted R-squared= 0.988495, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 0.612869, 对于n= 21, p= 4时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.554, dL= 0.718, 根据判定法则残差序列存在自相关。平均收入的回归系数是负值, 与函数理论不相符, 加之残差序列存在自相关, 此模型不可接受。

模型 (3) :

Ct=0.630617Yt-0.555102Yt-1+0.919059Ct-1+14.33382D (12)

(3.195880) (-1.923256) (8.203140)

(3.577273) R-squared= 0.995553及Adjusted R-squared= 0.994768, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 1.677076, 对于n= 21, p= 4时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.554, dL= 0.718, 根据判定法则残差序列不存在自相关。前期收入的回归系数是负值, 与消费理论不相符, 此模型不可接受。

模型 (4) :

Ct=0.256415Yt+0.743633Ct-1+9.963724D (13)

(4.496276) (10.31760) (1.527310)

R-squared= 0.993730及Adjusted R-squared= 0.993034, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 1.969986, 对于n= 21, p= 3时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1. 408, dL= 0.803, 根据判定法则残差序列不存在自相关。λ= 1- 0.743633= 0.256367, k= 0.256415/0.256367= 1.000187> 1, 这与消费函数不符, 此模型不可接收。

模型 (5) :

Ct=73.39853+0.318793Ct-1+0.516874Yt+

7.272327D (14)

(2.753200) (1.762606) (4.324066)

(1.202298)

R-squared= 0.995737及Adjusted R-squared= 0.994984, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。F-statistic=1 323.509, Prob (F-statistic) = 0, F检验的相伴概率为0, 反映变量间呈高度线性, 回归方程高度显著。Durbin-Watson stat= 1.261061, 对于n= 21, p= 3时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.408, dL= 0. 803, 根据判定法则无法判断残差序列是否存在自相关。

λ的值为0.318793, a= 73.39853/ (1-0.318793) = 107.7478, 0< b (1-λ) < 1, b= 0.516874/ (1-0.318793) = 0.758762, 这符合经济学理论。

因为含有自变量的一阶之后变量, 需要进一步检验。这里选择游程检验法来检验, 检验结果说明该模型的残差没有明显的趋势, 是平稳的。因此, 城镇低收入群体比较适合随机游走假说, 当期边际消费倾向为0.516874, 长期边际消费倾向为0.758762。

2.中等收入群体

方程 (1) :

Ct=246.6846+0.582397Yt+8.320991D (14)

(14.23311) (57.14484) (0.719865)

R-squared= 0.993554及Adjusted R-squared= 0.992876, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。F-statistic=1 464.330 , Prob (F-statistic) =0, F检验的相伴概率为0, 反映变量间呈高度线性, 回归方程高度显著。Durbin-Watson stat= 1.759640, 对于n= 22, p= 2时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.284, dL= 0.914, 根据判定法则残差序列不存在自相关。此模型可以被接受。

方程 (2) :

Ct=-1.005877Yt+0.236798Yt0+1.784036Yt+97.20328D (15)

(-0.824877) (0.579897) (1.440349)

(2.049408)

R-squared= 0.936627及Adjusted R-squared= 0.925443, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 0.882266, 对于n= 21, p= 4时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.554, dL= 0.718, 根据判定法则无法判断残差序列是否存在自相关。但是第一项自变量的回归系数小于零, 这与该函数理论不相符合, 故此模型不被接受。

方程 (3) :

Ct=1.064249Yt-1.148711Yt-1+1.051818Ct-1+44.10428D (16)

(3.019089) (-2.633693) (11.66302)

(3.811458)

R-squared= 0.991934及Adjusted R-squared= 0.990510, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 2.774034, 对于n= 21, p= 4时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.554, dL= 0.718, 根据判定法则无法判断残差序列是否存在自相关。第二项自变量的回归系数小于零, 这与该函数理论不相符合, 故此模型不被接受。

方程 (4) :

Ct=0.207934Yt+0.765247Ct-1+36.90129D (17)

(2.120269) (5.431022) (1.707143)

R-squared= 0.979303及Adjusted R-squared= 0.977003, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 2.464531, 对于n= 21, p= 3时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.408, dL= 0. 803, 根据判定法则残差序列不存在自相关。

λ= 1- 0.765247= 0.234753, k= 0.207934/0.234753= 0.885757, 这些系数符合该消费理论。因存在因变量的滞后变量, 对残差进行游程检验, 发现其没有明显趋势, 是平稳的序列。故该模型可以被接受。

Ct=273.3575-0.089614Ct-1+0.627808Yt+6.151942D (18)

(4.298354) (-0.354792) (4.662348)

(0.471760)

R-squared= 0.993383及Adjusted R-squared= 0.992215, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。F-statistic= 850.6687, Prob (F-statistic) = 0, F检验的相伴概率为0, 反映变量间呈高度线性, 回归方程高度显著。

Durbin-Watson stat= 1.558931, 对于n= 21, p= 3时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1. 408, dL= 0.803, 根据判定法则判断残差序列不存在自相关。第二个解释变量的回归系数小于零, 这与该函数理论不相符合, 故此模型不被接受。

对于中等收入群体来说, 方程 (1) 、 (4) 初步通过了计量方程的显著性检验, 并且符合各自的消费函数理论。但是观察两者的R-squared和Adjusted R-squared, 可以发现, 方程 (4) 中自变量数目的增加没能使方程的拟合程度有所增加, 所以对于该群体, 凯恩斯的绝对收入假说是比较适合的。

3.高收入群体

方程 (1) :

Ct=223.3499+0.616321Yt+61.42938D (19)

(13.15780) (120.6556) (4.378852)

R-squared= 0.998128及Adjusted R-squared= 0.997931, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。F-statistic=5066.531, Prob (F-statistic) =0, F检验的相伴概率为0, 反映变量间呈高度线性, 回归方程高度显著。

Durbin-Watson stat= 1.546968, 对于n= 22, p= 2时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.284, dL= 0.914, 根据判定法则残差序列不存在自相关。故该模型可以被接受。

方程 (2) :

Ct=0.409523Yt+0.073064Yt0+0.475237Yt+131.4832D (20)

(3.238561) (0.648919) (4.028745)

(4.263536)

R-squared= 0.994234及Adjusted R-squared= 0.993216, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 0.970157, 对于n= 21, p= 4时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.554, dL= 0.718, 根据判定法则无法判断残差序列是否存在自相关。第二项解释变量的回归系数的t值过小, 因此该解释因素不是很显著, 故该模型不被接受。

方程 (3) :

Ct=0.783301Yt-0.756826Yt-1+0.932391Ct-1+59.31614D (21)

(8.434656) (-6.350210) (16.73160)

(4.594857)

R-squared= 0.997810及Adjusted R-squared= 0.997423, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 2.956089, 对于n= 21, p= 4时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1.554, dL= 0.718, 根据判定法则无法判断残差序列是否存在自相关。第二项解释变量的回归系数小于零, 与消费函数理论不相符, 故该模型不被接受。

方程 (4) :

Ct=0.360848Yt+0.524586Ct-1+98.60195D (22)

(2.964690) (2.718836) (2.283695)

R-squared= 0.993108及Adjusted R-squared= 0.992342, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。Durbin-Watson stat= 1.786992, 对于n= 21, p= 4时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1. 408, dL= 0.803, 根据判定法则残差序列不存在自相关。但是自变量存在因变量的滞后变量, 所以D.W.检验就不是很准确, 对残差进行游程检验, 发现其没有明显趋势, 是平稳的序列。

λ= 1- 0.524586= 0.475414, k= 0.360848/0.475414= 0.759018, 符合消费函数理论, 故该模型可以被接受。

方程 (5) :

Ct=210.9854+0.030536Ct-1+0.601102Yt+63.28574D (23)

(6.427481) (0.274852) (9.997804)

(4.051907)

R-squared= 0.998132及Adjusted R-squared= 0.997802, 二者接近于1, 表明模型的拟合效果非常好。F-statistic=3 027.382, Prob (F-statistic) = 0, F检验的相伴概率为0, 反映变量间呈高度线性, 回归方程高度显著。

Durbin-Watson stat= 1.738091, 对于n= 21, p= 3时, 查表D.W.检验的1%临界值为dU= 1. 408, dL= 0.803, 根据判定法则判断残差序列不存在自相关。但是自变量存在因变量的滞后变量, 所以D.W.检验就不是很准确, 对残差进行游程检验, 发现其没有明显趋势, 是平稳的序列。

λ= 0.030536, a= 210.9854/ (1- 0.030536) = 217.6309796, 0< b (1-λ) < 1, b= 0.601102 / (1- 0.030536) = 0.620035401, 都符合消费函数理论, 故该模型可以被接受。

对于高收入群体来说, 方程 (1) 、 (4) 和 (5) 都初步通过了计量方程的显著性检验, 并且符合各自的消费函数理论。方程 (4) 和 (5) 的t检验值没有方程 (1) 的显著, 加之观察两者的R-squared和Adjusted R-squared, 可以发现方程4和5中自变量数目的增加没能使方程的拟合程度有所增加。所以对于该群体, 凯恩斯的绝对收入假说是比较适合的。

三、结论

通过计量分析可知城镇低收入群体居民的消费行为, 比较符合理性预期消费函数假说, 这一理论还是能够反映我国目前低收入群体的生活状况的:除了满足家庭的基本生活支出外, 其余的大部分低收入家庭的资产都会储存起来, 来预备未来的教育支出和医疗支出两个主要方面。城镇高中收入群体居民的消费行为比较符合凯恩斯的绝对收入消费函数假说。当高中收入群体的可支配收入增加时, 其用于消费的数额就会增加, 但是消费增量在收入增量中的所占比重是下降的, 这表明高中收入群体的边际消费倾向均大于低收入群体的长期边际消费倾向。因此, 对城镇低收入群体进行转移支付有助于提高居民整体的消费率。

摘要：城镇居民消费函数的建立应该充分考虑到居民之间消费行为的差别, 这样就可以使得消费函数更加准确地描述居民的生活状况。依据我国的城镇居民可支配收入数据把城镇居民划分成高、中、低三个收入群体, 并且结合消费数据对三个收入群体的消费函数形式进行计量检验, 证明提高低收入群体的可支配收入水平有利于提高消费率。

关键词：收入差距,收入群体,消费函数

参考文献

[1]李子奈.计量经济学[M].北京:高等教育出版社.

[2]陈建华, 陈承明, 安翔.对中等收入的界定研究[J].上海统计, 2003 (8) .

[3]陶冶.中等收入和上海的中等收入群体[J].社会科学, 2006 (9) .

[4]赵栋强, 王元培.中国不同收入水平城镇居民个人消费函数形式的计量经济分析[J].金筑大学学报, 2005 (9) .

城镇消费论文 篇11

关键词:收入;消费;城镇居民人均可支配收入;城镇居民人均消费

消费是经济活动中必不可少的部分,从马克思注意政治经济学的角度看,消费是社会再生产四环节之一,没有消费或消费不足都不能有效推动经济发展;从西方经济学的角度看,消费与投资、净出口共同组成了拉动经济的三驾马车。从我国多年的经济增长方式来看,过分地依赖于投资和净出口的增长而忽视国内消费需求对经济的拉动作用已经是众所周知的弊病。文章通过计量经济学方法对我国城镇居民1998-2008年间的收入-消费关系进行实证分析,无论是长期还是短期,消费都受到收入的影响。

1、 国内的收入-消费实证研究综述

西方的收入-消费理论为我国学者研究我国居民收入与消费间的关系提供了理论依据和分析思路。

庄秀琴、吕杰(2008) 运用凯恩斯绝对收入假说建立模型,对1995-2006年江苏省农村居民的收入与消费的关系进行实证分析,结果表明,农村居民消费与收入之间存在显著的线性关系;赖小琼、刘秀英、付嘉玲(2006) 结合我国的具体国情,通过对我国居民的平均储蓄倾向进行分析,对凯恩斯绝对收入假说进行拓展,从储蓄倾向的角度论收入分配与消费的关系;姚志超(2008)运用我国居民1997-2007年的收入、消费及储蓄的相关数据,验证了西方经典消费理论中仅绝对收入理论能很好解释我国当前的消费模式。

李锴、何红霞、梁磊(2010)基于相对收入假说,以浙江省为例,估计了城镇和农村居民的消费函数;欧阳春燕(2007)在现代消费理论的基础上,根据杜森贝利相对收入消费理论将前期消费水平引入模型并结合其他因素对广东省人居消费影响因素进行实证分析;胡晖、王俏(2010) 以凯恩斯的绝对收入假说为理论基础,构建城镇、农村、城乡以及各省市间收入差距对总消费影响的计量模型,并在杜贝森的相对收入假说理论基础之上,对计量模型进行了改进。

高玉成等(2007)认为四大消费理论中,生命周期假说更适合作为研究当前我国城镇居民消费支出的理论参考并以此理论为基础,加入心理和预期变量,对我国城镇居民消费函数进行进一步实证比较;董振海(2000)运用生命周期理论对我国目前的消费与储蓄进行了研究。

米强(2008) 基于持久收入假说对90年代以来我国农村居民消费影响因素的进行实证研究,得出农村居民的持久收入的边际消费倾向远小于暂时收入的边际消费倾向,而消费的持久收入弹性大于暂时收入弹性的结论;龚曙明 、欧阳资生以持久收入假说为理论依据,以实证分析表明,改进的持久收入假说消费函数和现代消费函数都能有效地解释我国居民的收入对消费的决定,具有实际应用价值。

四大经典消费理论各有其优缺点和适用范围,我国学者通过对不同群体在不同时期的消费行为分析,能够确定上述理论在我国具有较强的适用性。从国内外消费理论和实证研究的结果来看,居民的消费行为极大地受其收入影响,因此,通过研究收入与消费的关系来说明增加收入对促进消费的必要性,刺激国内消费关键还在于提高居民收入、公平收入分配。

2 、1980-2008年我国城镇居民消费与收入关系的实证分析

本文基于经典消费理论对1980年-2008年我国城镇居民收入与消费支出的关系进行研究。首先对我国城镇居民人均收入与人均消费的时间序列数据做平稳性检验,然后在此基础上进行协整分析并对误差修正模型进行估计。

(1)数据与变量选择

为了排除人口总量和人口结构的影响,选取人均可支配收入和人均消费为变量。数据为1980-2008年我国城镇居民人均可支配收入和人均消费的时间序列数据。由于价格因素的影响,以1978年为基期对各时期收入与消费用价格指数进行平减。为了使参数容易估计并减少数据的波动性,将所有数据取对数得lac与lay。原始数据摘自《中国城市(镇)生活与价格年鉴2009》。

(2)计量分析

1)变量的平稳性检验

为了保证被分析时间序列数据的平稳性,采用eviews5.0对数据进行ADF检验。

首先,对lay和lac进行ADF检验,(注:检验类型均为有截距项、无时间趋势项、滞后期数为0),主要计算机输出结构如下:

从输出结果可以看出,在5%的显著水平下,lay与lac的ADF检验值都大于临界值,因此lay与lac均不平稳。

在前面的分析基础上,对lay和lac的一阶差分进行ADF检验,(检验类型为有截距项、无时间趋势项,滞后期为0),主要计算机输出结果为:

从输出结果可以看出,一阶差分后的lay和lac均为平稳序列。

2)协整检验

以上ADF检验得出城镇居民人均可支配收入和人均消费均为一阶单整序列,二者可能存在协整关系,由此,采用E-G两步法对序列进行协整估计。

首先,根据绝对收入假说的消费函数,运用OLS法估计方程:lac=c+αlay+u,方程的估计结果为:lac=0.650288+0.876998lay

(12.27396) (114.1602)

R2=0.997933,F=13032.56,DW=1.447478

查dw检验表,n=29,k=1时,dl=1.34,du=1.48;ρ=1-d/2=0.275,由于此时0

lac=0.633129+0.565424lay+0.31737lay(-1)

(13.43364)(5.693665)(3.092815)

R2=0.998687F=9506.198 dw=1.448899

其次,对残差项进行ADF检验,(有截距项、无时间趋势项、滞后期为0),结果如下所示:

残差序列为零阶单整,是平稳序列。说明lay与lac具有协整关系,也即是城镇居民人均可支配收入与人均消费之间存在长期稳定关系。

3)误差修正模型

上面的分析可以证明lac与lay之间存在协整关系,因而可以建立误差修正模型。令ecm为resid,即将协整方程的残差序列作为误差修正项。原本当期消费还要受前期消费的影响,但其影响不显著,因此去掉lac(-1)项,建立下面的误差修正模型:

△lac=α△lay+ β△lay(-1)+γecm(-1)+ε,估计得:

Dlac=0.564213dlay+0.322685dl(ayt(-1))- 0.733305ecm(-1)

(7.604623)(4.270367) (-3.631491)

R2=0.779824,DW=2.011772

最终分析结论:

我国城镇居民旅游消费实证分析 篇12

一、实证分析

(一) 回归分析

本文数据选自于《中国统计年鉴2015》, 影响我国城镇居民旅游消费的主要因素为可支配收入和消费价格指数, 因此, 本文选取三个指标, 分别为人均旅游消费支出 (Y) , 人均可支配收入 (X1) , 消费价格指数 (X2) , 运用SAS软件对此作出回归分析, 结果如下:

由上述结果可知:X1, X2的P值均小于0.05, 通过了检验, 回归方程系数显著。其他条件不变时, 当人均可支配收入X1增加一单位时, 人均旅游花费Y就增加0.02916元;消费价格指数X2每增加一单位时, 人均旅游花费Y就减少6.87012元。

(二) 多重共线性检验

多重共线性指的是在回归分析中, 解释变量之间存在着确定的或者近似的线性关系, 本文中存在着人均可支配收入和消费价格指数两个解释变量, 为了避免两个解释变量之间产生共线性, 进而导致回归结果不可靠, 下面对此进行多重共线性检验, 运用SAS统计软件分析结果如下:

由上表可以看出, 方差膨胀因子均小于10, 故不存在多重共线性。因此, 本文所选择人均可支配收入和消费价格指数两个解释变量不存在线性关系, 回归结果较可靠。

(三) 结论

通过上述对我国城镇居民旅游消费的实证分析, 可以看出可支配收入和消费价格指数是影响旅游消费的主要因素, 具体能够得出以下结论:一是人均旅游花费与人均可支配收入呈正相关关系。我国城镇居民的人均旅游消费与人均可支配收入额成正相关关系, 人们总是量入为出, 人均可支配收入增加或减少时旅游消费就会相应地随之增加或减少。所以, 发展国内旅游业的根本还是发展经济富裕人民。二是人均旅游花费与居民消费价格指数呈负相关关系。我国城镇居民的旅游消费与居民价格消费价格指数成负相关的关系, 当居民消费价格指数升高或者降低时, 就会在一定程度上引起旅游消费的减少或者增加。所以可以在适当的经济情况下限度内降低旅游产品的价格来促进城镇居民的旅游的消费积极性, 其限度是为保持旅游产品的质量所付出的成本和正常行业利润。

二、对策建议

基于上述分析, 居民的旅游消费已经成为了拉动我国经济增长的重要因素, 因此, 我们要不断提高城镇居民的旅游消费水平, 拉动内需, 带动经济增长, 应做到以下几点:

第一, 努力增加居民收入。收入是消费的基础, 主要应通过调整产业结构, 大力发展第三产业, 发展民营经济, 创造更多的就业和再就业机会, 从而增加居民收入。同时要注重发展职业教育与再就业教育。教育可以增加受教育者的人力资本, 可以增加受教育者的就业机会, 从而增加其未来一生的收入。

第二, 健全社会保障制度, 减少居民面临的不确定性, 一是要完善失业保障、医疗保险和工伤事故保险制度, 扩大上述保险的覆盖面, 使居民在改革中有效地回避市场化所带来的系统风险和非系统风险。二是切实做好原有社会基本养老保险个人账户的充实工作, 有条件的机构可以开展补充保险。

第三, 在努力增加居民收入的同时, 还应不断提高居民旅游消费水平。一是加强旅游产品的开发创新力度。积极开发生态旅游产品, 满足人们返璞归真, 回归大自然的享受需要;发展文化旅游, 满足旅游者高层次消费, 促进旅游产品结构升级换代。二是加强对购物旅游资源的开发力度, 开发既具有传统文化和民族特色。适应旅游者精神消费需求的旅游商品, 增加旅游商品对旅游者吸引力, 提高消费水平。三是加强娱乐基层设施, 挺高娱乐方面的旅游服务质量, 努力开拓具有地方、民族特色的高层次文化娱乐活动, 扩大旅游者可娱乐的范围, 满足旅游者消费日益个性化的需求。

参考文献

[1]李云鹏.基于计量经济学模型的国内城镇居民旅游消费研究.技术经济与管理研究, 2005 (06)