城镇居民消费相关分析

城镇居民消费相关分析（精选12篇）

城镇居民消费相关分析 篇1

我国内需相对不足, 经济发展的外贸依存度逐年攀高。对消费结构进行研究, 有利于促进消费结构优化、扩大内需, 具有现实意义。本文试探讨安徽城镇居民消费结构状况。

一、安徽城镇居民消费总量分析

收入是居民消费因素中最强硬的制约因子, 收入的高低直接影响着居民消费的开展。1990年~2006年安徽城镇居民人均可支配收入由1, 354.60元增加到9, 771.05元, 增长了6.2倍, 年均增长13.1%, 表现出了较快的增长态势, 略低于全国平均水平。同期全国城镇居民人均可支配收入由1990年的1, 510.2元增长到2006年的1, 1759.45元, 年均增长13.7%。同时由图1可以看出, 两者绝对额在“十五”期间逐步扩大, 但2006年两者差距有所减小, 这主要是因为安徽近两年城镇居民收入增长较快的原因。 (图1)

安徽城镇居民每人年均消费性支出由1990年的1, 182.12元, 上升到2006年的7, 294.73元, 年均增长12.05%, 低于同期全国12.73%的年均增长速度。尽管安徽城镇居民的人均可支配收入及消费性支出绝对额增长较快, 但都低于全国平均水平。

与西部地区相比, 西部地区城镇居民1990年人均可支配收入1, 388.70元, 人均消费性支出1, 156.42元, 2004年人均可支配收入7, 996.08元, 人均消费性支出6, 433.58元, 分别年均增长13.32%和13.04%, 同期安徽年均分别增长13.0%和11.9%, 这导致了安徽城镇居民人均可支配收入及人均消费性支出在20世纪九十年代初还高于西部省份, 到了九十年代后期, 就开始低于西部地区水平。只是由于近两年安徽发展较快, 使得2006年安徽城镇居民人均可支配收入略高于西部地区, 但人均消费性支出仍低于西部地区, 2006年西部地区人均消费性支出7, 504.39元。由此可见, 尽管安徽城镇居民的生活水平绝对额有所提高, 但相对于西部地区并没有优势。与东部发达地区相比, 这一差距就显得更大。

二、安徽城镇居民消费结构分析

总体来说, 随着人均可支配收入的提高, 城镇居民消费性支出不断增加, 食品、衣着、家庭设备用品以及服务支出所占比重逐年减少, 医疗保健、交通通讯、娱乐教育文化服务等支出所占比重逐年增加, 安徽城镇居民消费结构渐趋合理, 但是在城镇居民消费性支出增长中也存在一些问题。 (表1)

(一) 食品消费。

安徽城镇居民恩格尔系数变化从表1中可以看出, 总体上呈下降趋势。如果仅按恩格尔系数这一标准, 安徽城镇居民自1998年便已步入了小康, 但同全国同期恩格尔系数相比, 比重明显高于全国水平。如果按照我国1995年制定的城市小康水平12个标准来衡量, 只有恩格尔系数、人均国民生产总值、人均实际收入等少数几个指标合格, 其他的都未达标, 如2006年安徽城镇居民文化教育娱乐支出比重为11.92%, 明显低于16%的标准水平, 因此安徽城镇居民还未实现小康生活。与东部地区省份相比差距较大, 如2006年安徽城镇居民恩格尔系数为42.38%, 同期东部地区城镇居民恩格尔系数为34.6%。不仅如此, 也高于西部地区36.9%的水平。由此可见, 安徽的恩格尔系数处于较高的水平, 安徽城镇居民生活水平和质量与全国其他省份相比还处于较落后位置。

(%)

(二) 衣着消费。

西方发达国家的发展情况表明, 随着衣着消费的发展, 衣着消费支出占整个消费支出的比重会相应地呈现三个阶段的变化:第一个阶段, 支出比重有一定程度的上升;第二个阶段, 支出比重会保持相对的稳定;第三个阶段, 由于其他发展和享受数据方面的支出比重明显提高, 衣着消费支出所占比重会有一定程度的下降。安徽城镇居民衣着消费总额一直呈上升态势, 但衣着消费支出的比重保持相对稳定状态, 并伴有一定的波动, 可见其衣着消费处于第二阶段。

从衣着消费的内部结构可以看出, 随着安徽城镇居民收入水平提高, 人们对衣着的质量有更高的要求, 自己做衣服越来越少, 成衣消费发展迅速, 这一点可以从衣着加工费的逐年递减可以看出, 表明人们的消费质量在提高。

与全国平均水平相比, 1995年安徽的衣着支出比重还低于全国平均水平, 但到了2004年已显著高于全国平均水平, 安徽为11.17%, 全国平均水平为9.56%, 同时也高于西部地区的10.81%。2006年更是如此, 全国平均水平为10.36%, 东部地区平均水平为8.9%。从趋势来看, 全国平均水平及东、西部地区衣着支出比重呈稳步下降趋势, 安徽衣着支出比重下降速度低于全国平均水平及东、西部地区, 安徽城镇居民衣着支出比重偏高。

(三) 家庭设备用品消费。

我国家庭设备用品消费大致也经历了三个阶段, 第一阶段为20世纪五六十年代, 主要特点是非耐用消费品的增长快于耐用消费品的增长。第二阶段为20世纪七八十年代, 主要特点为耐用消费品的增长快于非耐用消费品的增长。第三阶段为20世纪九十年代之后, 主要特点是家庭设备用品消费支出在整个生活消费支出中所占比重趋于下降, 文教娱乐用品消费有明显增长。安徽城镇居民家庭设备用品消费从2001年后才进入第三个阶段。主要特点是家庭设备用品消费支出在整个生活消费支出中所占的比重趋于下降, 文教娱乐用品消费有明显增长。安徽家庭设备用品消费支出占消费支出总额的比重在2001年以前一直呈上升态势, 在2001年后则呈逐步下降趋势, 其中耐用消费品保持与之相同的变化趋势。主要耐用消费品消费渐趋饱和, 自2001年以来, 彩电、冰箱、洗衣机、空调等主要家庭耐用消费品增长速度减缓, 在城镇居民收入水平的限制下, 新的耐用消费品消费热点处于酝酿和形成过程中。

(四) 居住消费。

安徽城镇居民居住支出的收入弹性较低, 变动的原因不是来自于收入的增加, 而是来自于住房体制市场化改革。1998年全国城镇正式取消福利型实物分房体制, 住房消费体制迈出了实质性步伐。安徽城镇居民居住支出1995年~2006年年均增长11.36%, 同期全国增长11.11%。居住支出比重增长也较快, 到2004年就已接近于全国平均水平。从居住消费的内部比重来看, 住房支出的比重明显上升, 而其中水、电、燃料等支出比重则下降。安徽城镇居民住房条件也明显改善, 城镇居民人均住房面积逐年增长, 2005年安徽人均住房面积为19.9 m2, 比2004年增加0.6 m2, 但低于全国平均26.1m2的水平。从趋势上看, 随着住房、房租的市场化改革和私人购房比重的上升, 城镇居民居住支出比重会进一步上升。

(五) 劳务消费。

这里以劳务消费中的主要组成部分:医疗保健、交通和通讯作为衡量劳务消费的指标。医疗保健支出与交通通讯支出均增长较快, 1995年~2006年年均增长分别分22.07%和15.11%, 所占消费支出总额比重也上升到2006年的6.05%和10.81%。同期全国平均水平的医疗保健支出的年均增长速度为17.02%, 交通通讯支出的年均增长速度为18.15%;西部地区医疗保健支出的年均增长速度为11.65%, 交通通讯支出的年均增长速度为17.14%。可见, 安徽医疗保健支出的年均增长速度高于全国平均水平及西部地区, 但是其人均支出绝对额仍低于全国平均水平及西部地区的平均水平, 这主要是由于早期安徽城镇居民生活水平较低, 医疗保健支出绝对额较低的缘故。高速增长的趋势说明, 城镇居民越来越重视健康服务, 反映了居民消费结构的优化, 但也应看到安徽医疗保健支出滞后于全国平均水平, 有待于进一步提高。交通通讯支出的年均增长速度低于全国水平及西部地区, 2006年人均支出的绝对额为788.25元, 也低于全国平均水平及西部地区平均水平, 处于中部地区的平均水平, 反映了安徽交通通讯消费的滞后。

(六) 文化教育娱乐消费。

目前, 安徽文教娱乐消费支出在消费支出总额中的比重偏低。由表1的数据可以看出:自1990年以来, 安徽城镇居民恩格尔系数总体呈下降趋势, 而文教娱乐支出的比重却在12%左右上下波动, 略有下降趋势。从文教娱乐支出的内部结构看, 教育及文化娱乐服务项支出均有所下降, 而文化娱乐耐用消费品的比重上升较快, 从而限制了其他两项支出的增长。2004年这种情况有所好转, 文化娱乐耐用消费品支出比重下降, 其他两项支出比重有所上升。1990年以来, 全国城镇居民的文教娱乐消费支出比重一直呈上升趋势, 到了2006年支出比重达到了13.83%, 远高于安徽11.92%的水平。西部地区自1995年开始该项支出的比重就大于安徽, 到2006年达到了13.61%。由此可以看出, 西部地区城镇居民较安徽更注重在文教娱乐方面的投入, 这也是西部地区城镇居民生活水平比安徽提高得快的一个重要原因。从该项支出的内部构成看, 2006年全国城镇居民文化娱乐用品、教育及文化娱乐服务支出占文教娱乐消费支出额的比重分别为25.79%、50.87%、23.34%, 江苏分别为27.57%、49.19%、23.24%, 安徽则分别为23.09%、62.48%、14.43%, 且教育支出比重一直处于较高的水平。这说明, 安徽城镇居民对教育较其他两项更为重视, 但由于受收入水平的影响, 使得教育支出比重占全部消费性支出总额的比重还处于较低水平。

三、问题及对策

通过以上分析我们发现, 总体上安徽城镇居民消费结构渐趋合理, 但在发展中仍然存在一些问题及不足。

(一) 存在的问题。

1、城镇居民生活水平仍然相对较低。这主要表现在可支配收入增长速度及绝对额和消费性支出的增长速度及绝对额均处于较低的水平, 不仅低于全国平均水平, 也低于西部平均水平。2、食品和衣着支出比重仍然偏大, 大于全国平均水平, 吃、穿支出比重大反映了人们的生活质量处于较低水平。3、家庭耐用消费品的消费增长缓慢。4、劳务消费及文教娱方面的支出滞后于全国平均水平。一方面受制于安徽的经济发展水平;另一方面也是受到居民消费观念影响, 反映出安徽城镇居民消费观念落后。

(二) 对策建议。

由上述问题可以看出, 对于安徽城镇居民消费问题, 总量和结构上的问题同时存在。这两个问题实际上是相互联系, 密不可分的。而收入的高低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。同时, 除收入水平外, 还有其他因素影响着消费结构, 如消费习惯、环境、心理预期等, 因而政府应出台切实有效的政策措施, 提高居民消费积极性并引导居民消费结构向更加健康、合理的方向演进, 以期全面提高安徽各地区城镇居民的生活质量。有鉴于此, 笔者提出以下建议:

1、坚持发展经济, 努力提高居民收入水平。

收入增长缓慢制约消费增长, 而实现居民收入较快增长的途径便是大力发展经济, 并对失业问题、经济效益问题等给予足够重视, 努力消除或减弱各种制约居民收入增长的因素。大力发展第三产业, 创造更多的就业机会, 提高居民收入;扶持下岗职工及其他低收入者, 确保城市最低生活保障线;对个体经济、中小私营经济实行适度优惠政策。

2、促进居民消费。

培育良好的消费环境, 规范消费市场, 维护消费秩序, 确保居民消费安全;进一步完善社会保障体系;加快发展消费信贷, 继续深入贯彻落实住房改革方案, 全面实行货币分房, 鼓励住房信贷, 刺激居民住房消费需求。

3、引导居民消费。

政府应积极引导居民对房地产、耐用消费品、教育产业的消费, 加大劳务消费的比重。这样不仅有利于提高人们的消费水平、提高劳动者素质, 而且有利于优化产业结构, 促进就业, 增加有效需求。

4、调整产业结构, 满足消费结构升级。

消费结构决定了产业结构的调整方向, 也反作用于经济增长。产业结构需要不断适应经济可持续发展、居民消费领域的拓宽以及消费结构的升级, 才能满足人们日益增长的物质文化生活需要。

城镇居民消费相关分析 篇2

题告开报

影响我国城镇居民消费水平的因素分析选题的背景和目的1.1 居民消费现状

改革开放以来，我国经济高速增长。我国居民消费在规模、水平和结构上与发达国家和世界平均水平比较，也存在较大差距，同样说明提高我国居民消费的空间和潜力仍然很大。a.城乡居民消费水平和消费结构差距不断扩大。b.发展中国家随着经济发展和居民收入的增长，会出现一个居民消费倾向递减的趋势。c.我国目前城镇居民与农村居民由于各自所处消费环境、收入水平、消费观念及消费偏好不同，因而在消费结构上存在显著差异。

1.2 研究的目的消费支出是由居民的可支配收入来决定的,而收入则是消费的根本基础.同时,也是影响消费的主要因素。提高居民的可支配收入就可以相对提高居民的消费支出,促进我国经济实体的快速发展。消费是生产的目的,是国民经济循环、发展的重要环节，研究消费结构的运动规律及其发展趋势,不仅是经济理论的重要内容,而且也是政府调节经济、制定经济政策的重要依据。消费作为社会经济活动的重要环节,在不同的历史时期和不同的社会经济制度下,对国民经济发展的作用和贡献存在一定的差异,消费行为受重视程度也明显不同。居民消费是构成社会商品总需求的主体部分,而城镇居民的消费又是整个居民总消费中的最重要部分,若想增加消费,保持国民经济稳定、持久的增长,就必须对城镇居民消费现状和整体消费水平以及消费结构的特征、演变规律和发展趋势进行研究。研究的基本内容

2.1影响我国的城镇居民消费的主要因素:

2.1.1居民可支配的收入决定了其消费支出，收入是消费的根本基础，也是主要的消费影响因素。居民的可支配收入得以提高，则其消费支出亦将相对地得以提高，进而很好地促进我国经济实体的发展

2.1.2流动性约束影响城镇居民消费需求.目前，我国的社会保障体制建设仍处于初期，其各方面均未健全，某些领域仍未有社会保障机制。此情况之下，居民对收入风险意识尤其是持久收入，逐渐得到加强。人们凭借以往经验难以确定其当前收入是持

久性的抑或是暂时性的，使得大部分人将当前收入当成是暂时性收入，故而收入的边际消费倾向有所下降。同时，人们对其未来收入预期降低，导致持久收入下降。最终使得储蓄增长，可用资产减少。

2.1.3 随着教育体制的改革，居民教育支出的费用逐渐增大。教育改革一个直接的结果是促进了我国居民教育支出迅速增加。以及我国房价出现飞速上涨的现象，使得了居民购房压力日益增长。

2.2 研究的重点和难点

本文主要通过对城镇居民消费水平的变动进行多因素分析，建立以城镇居民消费水平为因变量，以其他可量化影响因素为自变量的多元线性回归模型，并利用模型对城镇居民消费水平这一社会现象进行数量化分析，并给出相应的政策评价和政策建议。研究的方法及措施

3.1研究我国城镇居民消费水平的方法

本课题核心方法为理论研究法，同时伴有文献研究，调查法，访问法和网络调查法等。充分利用学校图书馆，电子资源和所学的相应专业课本。借助互联网的便利条件，逐步完成毕业论文。

3.2提高我国城镇居民消费水平的可能性措施：

3.2.1 加强收入结构性调控，缩小收入差距，刺激消费.毋庸置疑，收入为主要的消费影响因素。

3.2.2加强社会保障体系的完善，改善城镇居民的消费.加强失业保险制度的完善，充分地利用好失业保险基金，促进失业人群的再就业；加强基本医疗保险制度的完善，合理地确定医疗费用的个人负担比例，扩大受保人群的覆盖面，改善城镇居民的“看病难，看病贵”、因病返贫致贫现象；加强基本养老保险制度的完善.3.2.3大力调控房地产市场，抑制房价的过快增长.国家应该切实地调控好房地产市场，充分利用物业税等的政策手段，促使房价快速地回落到合理区间，避免房价回落缓慢对城镇居民消费心理负面抑制，扩大对自住房的需求，充分发挥好房地产业在拉动内需的积极作用。

3.2.4 相应规范我国现有的社会分配制度，以实现城镇居民的共同富裕.目前，我国

近些年来，在不同地区的收入分配出现不平衡的现象。某些不合法因素的出现直接造成城镇居民收入的差距拉大。因此，应采取不同的措施，将收入分配的距离控制在适当的范围内。预期成果

通过搜集数据和分析出来的结果大体上符合我国的实际情况，并且对我国居民的消费水平及软件的使用有更深入的理解。

城镇居民消费相关分析 篇3

自上世纪90年代中期到现在，中国经济一直存在消费不足的问题，并且近几年这一问题变得更加严重，这点可以从中国居民储蓄不断增加，同时外贸出口也持续增长这一事实得到基本证明。很多学者从各个角度对中国的消费不足问题进行了精辟的分析，认为消费不足与中国社会保障机制不健全、贫富收入差距大、二元经济结构以及传统的节俭和遗产动机明显等因索有密切的关系。本文则从城镇居民与其教育相关的支出、居住支出和与医疗相关的支出等三项支出对城镇居民消费总支出的影响的角度展开分析，旨在从上述角度找出影响中国城镇居民消费不足的原因。

二、实证分析

中国城镇居民消费支出包括食品、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、居住和杂项商品与服务等8项，其中食品、衣着、家庭设备用品及服务、交通通信和杂项商品与服务等5项的消费支出对消费总支出的后续影响力比较小。尽管从2000年开始，食品、衣着和交通通信的支出比重大于或接近10％，占消费总支出的比重较大，而且交通通信支出所占的比重逐年上升，但是这5项不是本文的研究重点。而医疗保健、教育文化娱乐服务和居住这3项消费支出对消费总支出的后续影响力较大，并且这3项支出所占消费总支出的比重近些年基本呈逐年上升趋势，2000年后达到30％左右，尽管医疗保健所占比重一直低于10％，所以医疗保健、教育文化娱乐服务和居住这3项支出是本文的研究重点。同时，中国城镇居民消费不足的程度可以通过其消费总支出占其可支配收入的比重变化来衡量。

后续影响力可以定义为，居民某项消费支出的价格或其占居民消费总支出的比重的变化会影响当期及下期居民消费总支出的增长速度或居民消费性支出所占居民可支配收入的比重。

从中国当前的现实来看，从1995年到2004年，中国城镇居民医疗保健的价格指数有较大的波动，2000年前呈上升趋势，2000年后呈下降趋势，医疗保健支出所占消费总支出的比重则基本趋于上升。从1995年的3.11％上升到2004年7.35％；教育文化娱乐服务支出(尤其是其中的教育支出)的价格指数呈逐年上升趋势，从1995年的104.5上升到2004年的113.9，同时其支出所占消费总支出的比重也趋于上升，从1995年的8.84％上升到2004年的14.38％；居住支出的状况与教育文化娱乐服务类似。同时，从1995年到2004年，中国城镇居民的消费总支出占可支配的比重基本呈逐年下降趋势，从1995年的82.6％下降到2004年的76.2％。

从以上分析可以看出，除了医疗保健的价格指数与城镇居民消费支出的比重变化没有一贯的一致性外，教育文化娱乐服务和居住的价格指数以及医疗保健、教育文化娱乐服务和居住的比重均与城镇居民消费总支出的比重呈反向相关关系。从中国的现实来看，医疗保健、教育文化娱乐服务和居住这3大项的支出抑制了城镇居民的当期和下期的消费，倾向于多储蓄，抑制了城镇居民的消费总支出，导致城镇居民消费不足。

三、原因分析

从医疗保健支出方面来看，其价格指数的变化趋势与其占消费总支出的比重变化趋势相反，同时中国人均可支配收入却呈逐年递增趋势，这可能是因为2000年后中国城镇居民在医疗保健方面的消费量增长较快的结果。但中国至今还没有建立起覆盖大多数城镇居民的医疗保障体系，即使已经进入了该体系的居民也有相当部分难以获得充分的医疗保障，这致使医疗保健支出抑制了城镇居民增加当期和下期消费支出的积极性。

从教育文化娱乐服务支出方面来看，其价格指数的上升趋势使得人们预期将来在这一方面的支出会很大，同时其占消费总支出的比重呈上升趋势。这一方面会使得居民立刻降低当期的消费支出以增加将来的消费能力；另一方面会使得居民的消费可行集缩小，约束了居民的消费，这两方面都会导致消费不足。

从居住支出方面来看，其原因与教育文化娱乐服务支出类似。但有一个方面不同：单笔居住支出往往很大，尤其是居住支出中的购房支出，这使得居住支出对单个家庭来说可能会呈现出阶段性，在不购房的时候，居住支出往往会很小。

四、结论

中国城镇居民医疗保健、教育文化娱乐服务和居住3大项的支出所占其消费支出比重的增大抑制了城镇居民的当期消费积极性，同时教育文化娱乐服务和居住的价格上升加大了未来支出增大的预期，也抑制了城镇居民的当期消费需求，从而造成消费不足。

贵州城镇居民消费结构分析 篇4

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) .

城镇居民消费相关分析 篇5

3 对四川省体育消费市场发展的思考

3.1 以城镇居民体育消费选择和能力为立足点开发体育市场调查表明，四川省城镇居民体育消费行为和消费能力存在明显的消费主体特征，体育论文范文根据年龄、性别、收入、职业和生活水平消费的城镇居民依其体育消费动机和消费承受能力对体育服务产品消费做出切合实际的选择，因此，开发与之相适宜的体育消费市场，不断推出符合各类消费群体需求的产品以满足居民日益增长的体育消费需求，并根据区域性经济发展水平，确定体育市场的走势。

3.2 培养体育市场消费主体，强化群众体育消费意识和行为。体育人口、体育消费需求和体育消费水平是决定体育市场大小的三个基本要素，因此，努力培养体育市场的消费主体，积极倡导和鼓励群众进入体育市场参与体育消费。在不断开发多样性体育市场、提高体育物质产品引发居民体育消费欲望的同时，配合各种媒体宣传以强化城镇居民体育消费意识和行为。

3.3 加大体育健身娱乐市场和竞赛表演市场的开发力度

体育娱乐健身市场和竞赛表演是体育产业的核心市场。重点开发强身健体、欢度余暇、愉悦身心和体育康复等健身保健市场;体育竞赛表演市场也应重点开发那些进入职业化管理且竞技水平高的、观赏性极佳的各类竞赛项目，在此基础上逐步开发社会体育活动竞赛市场和商业性竞技市场，以高品质服务吸引消费者进入该类体育市场。并且不断完善体育市场体系，加强对体育市场经营、管理专门人才的培养。

4 结论与建议

(1) 四川省经济持续稳定发展使城市居民收入逐年增长，不仅使居民消费支出连年增加，而且有一定剩余，为体育消费奠定一定的基础。

(2) 强身健心、防病治病、休闲娱乐是四川省市城市居民消费的主要动机。

(3) 中青年是四川省市体育消费的主要群体，24~45岁居民消费比例较其他年龄段要高。城镇居民体育消费支出水平从整体排名来看，处于中上水平，高出全国水平，处于西部领先水平。

(4) 四川省城镇居民体育消费水平普遍偏低，呈两头高，中间低的发展态势，随着社会经济的发展，信息消费和参与消费将会有很大的提高。

(5) 加快体育产业发展，加强体育消费的宣传力度，并加强四川省体育娱乐健身市场和竞赛表演市场发展，为我市居民提供良好的消费条件。

城镇居民消费相关分析 篇6

摘 要：医疗保健发展收到多种因素的影响。本文实证发现：市城镇居民家庭人均可支配收入、基本养老保险基金支出对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出均有影响，65岁及以上人口对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出影响力更大。因此要切实关注老龄化问题，做好老年人医疗保障体系，促进医疗保健行业的合理健康发展。

关键词：医疗保健消费支出额;影响因素;多元回归

一、城镇居民家庭人均医疗保健消费支出发展现状

改革开放以后，我国医疗保健发展迅速，但是我国的居民医疗保健消费支出要求多且高、增长速度快，而医疗保健公共消费一直以来水平较低，国内生产总值中表明我国的卫生总费用所占比重低。我国同世界各国的交流和交往日益密切，中国拥有着渊远流长的民族历史和深厚的文化积淀，这使得文化之间更好地交流融合，科技之间的相互交流，东西方医疗保健观念融汇贯通。同时随着改革开放我国人民生活水平大幅度提高，广大人民群眾对于医疗保健的认识水平不断提升。医疗保健受到越来越大的重视，随之养生保健业得到快速的发展，成为目前服务业中的重要组成部分，为提高人民生活品质发挥了重要作用。我国目前的医疗保健服务业作为一个新兴的产业正处于快速发展的上升态势。

二、变量选取与数据来源

对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出额起到影响的因素有很多，包括人口结构、认知水平、国家社会保障政策等，本文选取对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出额影响较大的65岁及以上人口、城镇居民家庭人均可支配收入、国家 基本养老保险基金支出等因素，所有数据来源于《中国统计年鉴2014》。

三、模型设计与实证结果分析

简单线性回归：Y与X1，x2，x3的简单线性回归模型Y = -1367.72393849 + 0.191948656931*X1 ，  Y = 162.481678888 + 0.0691320908628*X2，Y = -13.7976466261 + 0.0481474772248*X3对65岁及以上人口（X1）、城镇居民家庭人均可支配收入（X2）、基本养老保险基金支出（X3）进行简单线性回归模型建立与检验。X1：所估计得参数β1=-1367.72393849    0.191948656931说明65岁以上人口每增加1万人，城镇居民家庭人均医疗保健消费支出增加 0.1920元，这与预期的经济意义相符。可决系数R2=0.990923，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即解释变量“ 65岁以上人口”对被解释变量“城镇居民家庭人均医疗保健消费支出”的绝大部分差异做出了解释。X2：所估计得参数β1=162.481678888 β2=0.0691320908628，说明城镇居民家庭人均可支配收入每增加1元，城镇居民家庭人均医疗保健消费支出增加 0.0691元，这与预期的经济意义相符.可决系数R2=0.891293  ，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即解释变量“城镇居民家庭人均可支配收入 ”对被解释变量“城镇居民家庭人均医疗保健消费支出”的绝大部分差异做出了解释。X3：所估计得参数β1=-13.7976466261    β2=0.0481474772248，说明基本养老保险基金支出每增加1亿元，城镇居民家庭人均医疗保健消费支出增加0.0481元，这与预期经济意义相符。可决系数R2=0.954631 ，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即解释变量“ 基本养老保险基金支出”对被解释变量“城镇居民家庭人均医疗保健消费支出”的绝大部分差异做出了解释。调整的R^2=0.990923，拟合优度非常高，说明变量X1，X2，X3联合起来时被解释变量Y具有显著解释力。从F统计量看f还远远大于临界值，说明回归模型十分显著，即65岁及以上人口（X1）、城镇居民家庭人均可支配收入（X2）、基本养老保险基金支出（X3）联合起来确实对行业季度销售额有显著影响。从T检验结果来看，t1=44.32807，显著，说明X1对Y有显著影响，即65岁及以上人口对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出有显著影响;t2=12.14837，显著，说明X2对Y有显著影响，即城镇居民家庭人均可支配收入对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出无显著影响;t3=19.46137，显著，说明X3对Y有显著影响力，即基本养老保险基金支出对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出产生显著的影响，其中X1对Y的影响力大于X2、X3，说明65岁及以上人口对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出起更重大的作用。 对65岁及以上人口序列进行ADF检验（选取模型为带截距项，滞后系数均为2）。从验证结果看，在1%，5%，10%两个显著性水平下单位根检验的Mackinnon临界值分别为-4.532598、-3.673616、-3.277364，t检验统计值-0.383826大于相应临界值，则接受备择假设说明序列存在单位根，序列不平稳。

对城镇居民家庭人均可支配收入序列进行ADF检验（选取模型为带截距项，滞后系数均为2）。从验证结果看，在1%，5%，10%两个显著性水平下单位根检验的Mackinnon临界值分别为-4.532598、-3.673616、-3.277364，t检验统计值 10.69286大于相应临界值，则接受备择假设说明序列存在单位根，序列不平稳。对基本养老保险基金支出序列进行ADF检验（选取模型为带截距项，滞后系数均为2）。从验证结果看，在1%，5%，10%三个显著性水平下单位根检验的Mackinnon临界值分别为-3.444758、-0.008824、-0.776110，t检验统计值3.444758大于相应临界值，则接受备择假设说明序列存在单位根，序列不平稳。 对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出序列进行ADF检验（选取模型为带截距项，滞后系数均为2）。从验证结果看，在1%，5%，10%两个显著性水平下单位根检验的Mackinnon临界值分别为-4.616209、-3.710482、-3.297799，t检验统计值-1.802612大于相应临界值，则接受备择假设说明序列存在单位根，序列不平稳。解释变量65岁及以上人口、城镇居民家庭人均可支配收入、基本养老保险基金支出与被解释变量城镇居民家庭人均医疗保健消费支出不呈平稳序列。

多重共线性检验。多重共线性检验与解决  求相关系数矩阵，得到：

Y = -1026.08383931 + 0.130712682967*X1 - 0.0396472650042*X2 + 0.0419179806164*X3

发现模型存在多重共线性，可知X1、X2、X3之间可能存在着较强的多重共线。

利用逐步回歸法检测，分别对Y和Xn（n=1、2、3）做线性回归：

可知拟合优度由强到弱的顺序依次是：X1 X3 X2，选定拟合最好的X1作为基准变量，分别导入X1 、X2做回归，得到以下模型：

Y = -1375.30990571 + 0.192922658563*X1 - 0.000389789281897*X2

Y = -1246.00127373 + 0.17442069564*X1 + 0.00458333412354*X3

Y = -1026.08383931 + 0.130712682967*X1 + 0.0419179806164*X3 - 0.0396472650042*X2

LNY=-17.1874374028+1.64370892753*LNX1 + 0.886140196749*LNX3为修复模型

异方差检验与消除。Y = 162.481678888 + 0.0691320908628*X2

Y与X3的简单线性回归模型Y = -13.7976466261 + 0.0481474772248*X3

LM=20*0.824303=16.48606

四、结论

通过分析城镇居民家庭人均医疗保健消费支出与城镇居民家庭人均可支配收入、基本养老保险基金支出之间的关系，可看出这些变量联合起来的作用对主营业务存在明显的影响，我们可以发现，虽然市城镇居民家庭人均可支配收入、基本养老保险基金支出对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出均有影响，但综合起来看65岁及以上人口对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出影响力最大。医疗保障是有高收入弹性的特征的，当人们的生活水平不断提高，人们对于健康长寿更加重视。由此可见，我国已经步入老龄化社会，国家应进一步重视人口的老龄化问题，做好老年人的医疗保健工作，重视弱势群体的医疗保障需求，较少高昂的医疗保健费用对弱势家庭的负担，切实提升老年人的生活水平。

参考文献：

[1]曹燕，田耕.  我国不同收入组城镇居民医疗保健支出特点分析[J]. 医学与社会. 2010（03）.

城镇居民收入群体消费函数分析 篇7

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) .

全国城镇居民消费支出结构分析 篇8

关键词：城镇居民,消费支出,消费结构

一、建立模型

中共十六大以来, 城镇居民发展性和享受性消费比重不断提高, 食品支出比重持续下降, 具有以下特点: (1) 恩格尔系数下降; (2) 发展性和享受性消费比重提高; (3) 服务性支出比重提高; (4) 城镇居民居住支出增加较多。

城镇居民的消费支出主要分为食品支出、衣着支出、居住支出和医疗保健支出, 因此本文采用多元线性回归来对全国城镇居民消费支出结构进行分析。

设定模型:Y=c+β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+μY:平均每人消费性支出, X1:食品, X2:衣着, X3:居住, X4:医疗保健。

数据取自1993年至2009年全国平均每人消费性支出Y、食品支出X1、衣着支出X2、居住支出X3和医疗保健支出X4, 进行加权最小二乘法。

经计算, X1和X2的相关系数为0.99, X1和X3的相关系数为0.97, X1和X4的相关系数为0.95, X2和X3的相关系数为0.95, X2和X4的相关系数为0.93, X3和X4的相关系数为0.98, 故解释变量存在高度的线性相关, 模型存在严重的多重共线性。

运用OLS方法逐一求Y对各个解释变量的回归来对方程进行修正。经分析, 加入解释变量X1, 虽然改进了R2, 但是不显著, 应去掉。

运用White检验法对原模型的异方差性进行检验, 证明该模型不存在异方差性。

由直观的图检法可以看出, Residua曲线呈现锯齿状, 原模型可能存在自相关。运用DW检验对模型的序列相关性进行检验, 对于样本量为17, 3个解释变量, 5%显著性水平的模型, 查DW统计表可知道:dL=1.02, dU=1.54。模型中d U

最终模型估计如下

Y代表全国城镇居民消费性支出, X2代表衣着支出, X3代表居住因素支出, X4代表医疗保健支出, 从上述模型及下图1中可以看出:

1. 将模型参照原始数据, 可以看出, 对于全国城镇居民家庭平均每人全年消费性支出结构而言, 最主要的影响波动的因素在于衣着、居住与医疗保健因素。就单项来看, 居住消费与衣着消费的单位波动均会对居民消费结构产生较大的、显著的影响。医疗保健消费的单位影响小于衣着与居住, 这符合对于模型的预期。

2. 衣着消费在1996年下降之后在1999年开始上升, 且在2004年以后增长速度加快, 这说明人们在衣着上的消费越来越多。

3. 居住方面, 居住成本对于模型影响很大, 全国居住成本保持了较快增长, 人们的居住消费比例越来越大。

4. 医疗保健方面, 在1998年上升速度很快, 到2000年之后稳步上升。说明人们在医疗保健的消费上逐年增加, 国家需要增加医疗保健的投入, 完善医疗机制, 更好地为人民服务。

二、结论与建议

1. 大力发展生产力, 增加居民收入

生产力水平越高, 物质产品越丰富, 为改善消费结构提供了物质基础, 而居民收入增加后, 则会直接影响到消费结构层次的提升。

2. 积极推进各项制度改革, 使各项支出更趋合理

应大力推进住房、医疗、养老、教育、保险等各项改革, 特别是应完善住房商品化市场, 取消各项不正当收费, 降低房价, 促进住房销量的增加, 使住房真正成为主导性消费品, 成为消费热点。—旦住房销量增加, 那么用于装饰装修方面的开支也会不断增大, 从而带动整体影响消费支出结构的变化。

在居住与衣着方面应保持稳健, 因为模型反映这两方面的影响权重极大, 将在很大程度上影响居民消费结构和生活负担。医疗保健方面, 国家应逐步增加投入, 虽然模型反映的系数不大, 但是其影响是显著的。同时, 医疗保健作为居民健康的保障, 其完善的服务是社会稳定的基础。

3. 引导合理消费, 改变居民的消费观念

注重舆论导向作用, 倡导文明的消费行为、科学的消费方式、适度的消费水平和合理的消费结构。同时, 还应鼓励居民合理而科学地进行精神文化消费, 改变居民的量入为出的传统消费观念, 使居民逐渐接受“信贷消费”的新观念, 以便提升消费层次, 促进消费档次的不断提高。

参考文献

[1]曾璧钧.我国居民消费问题研究[M].中国计划出版社, 1997.

[2]范剑平.居民消费与中国经济发展[M].中国计划出版社, 2000.

我国城镇居民消费结构比较分析 篇9

扩大内需成为我国宏观调控的主要目标之一。消费结构是影响消费需求的重要因素, 居民可支配收入转化消费支出的比例受各种因素的影响, 而各种因素影响消费需求总量的程度, 则受当前消费结构制约。研究全国城镇居民消费结构, 对制定相关产业政策, 合理引导消费有十分重要的意义。

2 城镇居民消费结构的概念界定

城镇居民消费结构是城镇居民各类消费支出在总消费支出中的比重, 即人们在生活中消费的消费资料和接受的服务种类及其比例关系。城镇居民的消费性支出总体分为食品、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、杂项商品和服务八大类, 计算每一类占消费性支出的比重, 即可反映城镇居民的消费结构。

3 国内研究现状

近年来, 从消费结构来分析我国城镇居民消费的文章也很多。 2004年, 柯健在对中国各地区城镇居民消费结构的比较研究中, 应用聚类分析和因子分析的分析方法今昔分析, 得到了我国各地区居民消费结构的一些特点和规律。在聚类分析时, 采用八大类居民消费指标直接计算, 从横向和纵向 两方面进行聚类比较, 分析的比较细致具体, 但直接采用实现八大类消费额具体指标来聚类反应消费结构不够准确。2005年, 王辉, 周荣军, 叶慈南对我国城镇居民消费需求作了分析与预测, 应用扩展线形支出系统模型, 系统的数值计算, 得出了具体函数, 也得出城镇居民的金本消费支出比重, 边际消费倾向和需求收入弹性、需求价格弹性。2006年, 李芙蓉, 麻晓刚对我国城镇居民消费结构变动作了因子分析, 得出我国居民八大类消费的变动情况。采用因子分析方法, 各因子反应的不同类别, 进行纵向分析明了、简洁。

但上述文章没对各地区城镇居民的消费结构进行比较分析, 将各地区城镇居民消费结构进行比较分析, 既可以了解当前各地区消费结构特点, 也可在比较中研究消费结构变化趋势, 引导相关产业发展, 因而拉动经济发展。对各地区进行横向分析可采用WARD聚类方法。

4 数据选取与与模型的建立

4.1 数据选取

数据采自《2006年中国统计年鉴》, 城镇居民的消费性支出总体分为食品、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、杂项商品和服务八大类, 每一类占消费性支出的比重设为变量 , 对这八个变量进行聚类分析。

4.2 模型的建立

文中聚类采用WARD方法, 此方法应用广泛, 纷纷类效果较好。基本思想是, 先将n个样本各自成一类, 此时离差平方和W=0;然后每次将其中某两个合并成一类, 因每缩小一类离差平方和就要增加, 每次选择使W增加最小的两类进行合并, 直至所有样本合并为一类为止。假定已将n个样本分为k类, 即为G1, G2, …, Gk, nt表示Gt类的样品个数, undefined表示Gt的重心, Xundefined表示Gt中第i个样品 (i=1, 2, …, n) , 则Gt中样品的离差平方和为

undefined

k个类的总离差平方和为

undefined

当k固定时, 要选择使 达到极小的分类。本文此计算过程采用软件SPSS完成。

5 分析结果与结论

从城镇居民人均年消费总量方面分析, 我国各城市城镇居民人均年消费性支出额之间相差悬殊, 最多的四个城市分别是北京、上海、浙江、广东, 其中上海最多, 2006年人均为13773.41元;而人均年消费性支出较少的城市主要集中在西部地区, 且普遍低于6500元, 只占上海市城镇居民人均年消费性支出额的一半。其中原因主要与城镇居民人均年收入有关, 其中东西部地区的经济发展差距是人均年消费性支出额差距的主要原因, 可见促进经济发展, 增加城镇居民人均年收入对城镇居民消费总量有一定的促进作用。

从城镇居民年人均消费结构方面分析, 各地区均有一定差距, 可将全国各城市2006年人均结构聚类为四大类, 如图1。第一类为北京、上海、浙江、广东四个地区;第二类为河北、宁夏、青海、山东、河南、新疆、吉林、黑龙江、湖南、重庆、陕西、甘肃、山西、内蒙古14个地区;第三类包括安徽、云南、福建、广西、江苏、四川、湖北、贵州、江西、天津和辽宁11个省, 第四类为海南和西藏两省。各城镇居民人均消费结构中, 城镇居民人均年食品消费额占消费总额的比重相差不大, 一般在35%～40%之间, 这也是城镇居民消费结构中比例中最大的一个。城镇居民人均年衣着消费与消费总额比例最大的是第二类地区, 而第一类地区的比例最小。在家庭设备用品及服务方面各地区差距最小, 一般占城镇居民年消费额的6%～7%之间。第二类地区城镇居民的医疗保健人均年消费比例最高, 其次为第一类地区, 第四类地区最少。在城镇居民人均交通和通信的消费比例最高的第一类城市中, 北京市已达到20%;第四类的海南和西藏两省次之, 分别为12%和15%;第二三类城市比例较小, 在10%左右。第一类城市的教育文化娱乐服务的年人均消费比重最大, 广东省已达到20%;第二和三类地区相差不大;第四类地区最少, 而其中西藏仅为8%。全国各地区城镇居民在居住方面的消费最多的为第二类和第三类地区, 第一类地区次之, 而第四类地区中, 西藏的比例最低。

通过以上对全国各地区城镇居民消费结构的横向比较, 可见各地区的消费结构差距具体体现在哪些方面, 明确各地区城镇居民消费结构特点, 为进一步扩大内需提供依据。

参考文献

[1]柯健.中国各地区城镇居民消费结构比较研究[J].经济问题探索, 2004, (10) .

[2]王辉, 周荣军, 叶慈南.我国城镇居民消费需求的分析与预测[J].商业研究, 2005, (7) .

江西省城镇居民消费结构分析 篇10

关键词：扩展线性支出系统,边际预算比,消费投向

1 前言

研究和实践表明,消费作为经济活动的重要组成部分之一,对经济增长有重大的影响,近年来我国经济增长速度不足也主要是由于消费不足,特别是居民消费不足引起的。因此,研究居民消费结构有着重要的意义。拟用线性支出系统模型,通过对江西省城镇居民的消费结构与消费行为的发展与变化进行研究,初步探讨了江西省居民的消费结构特点,以此展望江西省在建设和谐江西进程中城镇居民消费的发展前景。

2 江西省城镇居民消费结构分析

2.1 扩展线性支出系统模型

该模型的基本表达式是:

Vi是对第i种商品的消费支出,Y是收入,用来代替总消费支出V,即Vi的和。Xi是对第i种商品的基本需求量,Pi是第i种商品的价格,PiXi是对第i种商品的基本需求支出;βi表示超过基本需求支出中用于购买第i种商品的百分比,称边际预算比。V-∑PkXk表示满足基本生活需求后的消费支出。

模型中的PiXi和∑PkXk是常数,将其合并,令

对(3)式采用普通最小二乘法,可求得α、βi的估计值再利用式(5)可以求得PiXi。

2.2 城镇居民消费结构的扩展线性模型分析

2.2.1 江西省城镇居民消费结构现状

根据江西省城镇居民家庭不同收入组的消费支出结构资料,2006年城镇居民的消费总体状况如表1所示:

指标解释:年人均可支配收入-Y;年人均消费支出-V;食品-V1;衣着-V2;家庭设备用品及服务-V3;医疗保健-V4;交通和通讯-V5;教育文化娱乐服务-V6;居住-V7;杂项商品和服务V8。

资料来源:《江西统计年鉴》2007年。

根据表1的数据,对(3).式进行普通最小二乘法估计,并通过(5)式计算出各项基本需求支出的估计值。各大类αi的值分别为1434.39、99.70、-124.12、154.49、79.73、163.68、58.52、-156.1;βi的值分别为0.124、0.064、0.061、0.022、0.054、0.075、0.073、0.042;PiXi的值分别为1873.54、326.35、91.92、232.4、270.97、429.29、317.05、317.05、-7.99。八大消费类系统估计值在置信水平95%下均通过检验,且可决系数均比较高,模型拟合度优良,估计效果较好,但根据计算结果得出的第八项杂项商品和服务的基本需求支出为-7.99元,虽然通过了各项检验,但不符合现实经济意义,所以在计算各项的总计时把它包含的各项数据剔除了,所以计算的结果取∑αi=1866.39,∑βi=0.47,∑PiXi=3541.5元。∑Vi=6645.6元。

2.2.2 基本消费需求分析

根据表1中各大类的消费支出和得出的基本消费需求支出PiXi的数据,可得基本消费需求的比重PiXi/Vi,分别为71%、45%、20%、65%、45%、48%、43%;总比重为3541.5/6645.6=53%。即2006年江西省城镇居民为满足生活基本需要,平均所需支付的货币量约占总消费支出的53%,而用于发展和享受的消费支出占到将近46%,城镇居民的生活质量处于一个较高的水平线上。各类别的基本消费需求情况有所不同:

(1)食品类的基本消费需求占该类消费支出中的比重居各类之首,为71%。这反映了食品类消费的弹性较其它类小,其基本消费需求与实际消费的差距与其它类相比最小。从供应保障的角度来说,是最需要关注的类别。

(2)家庭设备用品及服务类的基本消费需求比重最小,为20%。说明家庭设备及服务类发展型和享受型的消费比重比较高。

2.3 居民消费投向分析

人们在满足基本生活需求之后,剩余下来的货币收入如何支配。投向需求系数就是在满足基本消费需求后的一组反映消费投向的指标。它表示消费者在扣除基本消费需求支出后,剩余的货币收入用于第β种商品或劳务消费的比重。

各大类投向需求系数中,最大的为食品类,β=0.124,即城镇居民在满足基本消费需要之后,剩余收入中有12.4%继续投向食品。虽然恩格尔系数在逐年下降,但老百姓仍把食品作为提高生活水平的主要消费类别。这也从一个侧面说明我省城镇居民的食品消费已不满足于吃饱,正在向更高层次发展。

处于第二位的是教育文化娱乐服务,β=0.075。说明居民近年来对教育的需求投入是越来越重视的,表明了居民已经把文化知识作为在激烈的社会竞争中当做一种强有力的武器,更加体现了知识的重要性;这与国家大力提倡的人才强国战略也是一致的。

因为∑βi=0.473,这意味着我省城镇居民在满足基本消费需求后的剩余收入中,用于生活消费支出的比例仅占47.3%左右,这恰恰反映了当前消费需求不旺的现象。

3 结论

综上所述,江西省城镇居民的消费结构和消费方向有以下特点:

(1)江西省居民的各项消费支出均规律性地随着收入的增加而增加,从计算结果可以看出在决定居民各项消费支出的各个因素当中,收入的作用最直接、最重要,我省城镇居民“以收定支”的消费观念仍很强烈。

(2)食品、医疗保健和教育文化娱乐服务等必需的消费需求项开支较大,且这些商品及服务的消费中基本消费需求比例仍比较高,最低收入户的各项消费支出低于全省基本消费需求的平均水平。

(3)江西省城镇居民在满足基本生活需求后的剩余收入中,继续用于发展型和享受型的消费支出比例较小,对现阶段收入水平下的享受型消费部分持谨慎的态度,剩余收入倾向于对食品、居住等必需品的消费需求。

参考文献

[1]江西省统计局.江西统计年鏊2007[M].北京:中国统计出版社, 2007.

城镇居民消费相关分析 篇11

关键词：虾；居民收入；消费者偏好；产品质量安全

中图分类号：F326.4 文献标志码：A 文章编号：1008-2697（2016）06-0030-06

一、问题的提出

上海和广州是目前中国“北、上、广”中的两大城市，在我国国民经济和社会发展中占据着重要的地位。据统计，2015年上海市地区生产总值（GDP）为24964.99亿元，全市常住人口总数为2415.27万人，其中，户籍常住人口1433.62万人，城镇常住居民人均可支配收入52962元，人均消费支出36946元[1]；与此同时，2015年广州市地区生产总值（GDP）为18100亿元，年末常住人口1350.11万人，城镇人口比重为85.53%，全年城市常住居民人均可支配收入46734.60元，人均消费支出35752.50元[2]。伴随着城镇居民收入持续增长，必将有力地促进国内消费市场转型升级。

由于上海和广州两市在经济发展水平、居民消费偏好、家庭成员结构等诸多方面存在着或多或少的差异性，这些差异性是否影响到居民家庭虾产品消费需求的变化？为此，基于消费需求的相关理论，设计针对居民家庭虾类产品消费需求的调查问卷，并针对上海和广州两市城镇居民虾产品消费需求现状开展调查，结合调查数据，分别构建两市居民家庭虾产品消费需求差异性的计量模型，旨在更全面地掌握居民家庭虾产品消费结构的变化，分析两市居民家庭虾产品消费行为选择及其变化因素，从而更好地规范和约束虾养殖企业和农户的生产行为，促进虾产业健康、可持续发展以及不断满足城乡居民物质生活的需要。

二、上海、广州两市样本城镇居民家庭描述性统计分析

为了更好地了解当前转型时期国内虾产品消费市场变化情况，课题组基于消费者需求的视角度设计了相应的调查问卷，问卷共涉及20个问题，主要包括：消费者年龄、家庭总人口、家庭每周购买消费品金额、最近一周购买虾产品金额、家庭成员对水产品喜好程度、购买水产品种类、每次购虾产品重量、购虾地点、购虾的原因、猪肉价格涨幅变动程度、虾价涨幅变动程度、家庭全年总收入，等等。

研究小组分别组织成员在上海和广州两市开展实地调查，参与调查的学生主要为上海师范大学和仲恺农业工程学院部分在校就读的大学生，每个调查小组由2名同学组成，事先接受相应的市场调查的主题内容和调查技能的培训，调查地点主要选择分布在城市中大小不一的菜市场，调查时间为2015年8-10月。

（一）两市城镇居民家庭调查的样本情况

本次在上海和广州两市分别获得221户和358户，而且全部为有效样本。统计结果表明，两市接受调查人员平均年龄分别为41.06岁和41.16岁，年龄差异性不大；从接受调查者的性别看，上海市女性占61.54%，广州市女性占50.28%；上海和广州两市城镇居民家庭人口平均数分别为3.421人和4.379人，相对而言，广州市城镇居民家庭人口数量普遍高于上海的同期水平；广州市城镇居民家庭户均60以上老人和18岁以下小孩数量分别为0.883人和1.115人，而同期上海平均水平分别为1.057人和0.308人，这两组数据在两个不同城市之间存在着较大的差异，尤其是广州市城镇居民家庭户均18岁以下小孩数量远高于上海市的同期水平（见表1）。

（二）两市城镇居民家庭每周人均生活费支出比较

从调查获得的统计数据可知，上海市城镇居民家庭每周用于生活费平均支出为696元，较同期广州市城镇居民家庭平均值675元高出21元，仅高3.11%，这一统计结果充分反映出生活在两座城市的镇居民家庭每周人均生活费支出差异性不大。

（三）两市城镇居民家庭平均每周购虾产品数量比较

统计结果表明，上海市城镇居民家庭平均每周购虾产品量基本保持在512克左右，而广州城镇居民家庭平均每周购虾量大致在494克，略比上海同期少。

（四）两市城镇居民家庭对虾类产品的偏爱程度比较

统计结果发现，上海市城镇居民家庭对虾类产品表现出“比较喜欢”，而广州市城镇居民却表现出“一般”的状态。不过，广州市城镇居民家庭每次购虾量平均在936克，而同期上海市城镇居民家庭平均虾量大致为869克，广州市城镇居民家庭平均每次购虾数量要略高于同期的上海，或许与家庭平均人口数量有直接的联系。

（五）兩市城镇居民家庭购买虾产品地点比较

调查发现，广州市城镇居民家庭一般选择在流动商贩处购虾的次数较多，而上海居民家庭一般选择在大型农贸市场或超市购买虾类产品，呈现出较大的差异性。主要由于上海人口众多，上海市的市场行政管理部门对流动商贩的管理严格程度要高于广州，因此，流动商贩相对较少。

（六）两市城镇居民家庭购买虾类产品时选择倾向情况比较

调查发现，两市城镇居民家庭在购买虾类产品均考虑到鲜活产品，不过广州市居民选择的鲜活比例略高于同期上海的平均水平。因为广州地处我国东南沿海，靠近我国对虾生产基地，而上海市工业化水平较高，可供养殖对虾产品的水域面积较少，其居民消费的对虾产品主要由国内其他省份贩运而来，诸如广东、浙江和江苏等省，由于长途运输的缘故，因此，上海市居民家庭购买到对虾产品的鲜活程度不及广州。

（七）两市城镇居民家庭选择吃对虾地点比较

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统计结果表明，上海市居民家庭选择“在餐馆吃虾”的比重略高于广州市居民家庭，但是更多情况下，两市居民家庭基本选择“购虾回家做好吃”，这或许与中国普通居民家庭年收入总量相关。据实地调查，餐馆里销售的制成品对虾价格通常是市场上生鲜对虾产品的3倍之多。

（八）两市城镇居民家庭购买虾类产品理由比较

统计结果表明，上海和广州两市居民家庭购买虾类产品的理由存在较大的差异性，针对本次问卷调查设计的购买虾类产品理由排名前三位的情况作出对比分析，其中，在上海市居民家庭选择排前三名的分别是：“为家中孩子和老人补充营养所需”（113户，占51.13%）、“质量安全可靠”（48户，占21.72%）和“比较实惠”（19户，占8.60%）；而同期广州市居民家庭选择购买虾类产品理由排前三名的分别是“为了家中孩子和老人”（132户，占比36.87%）、“其它”（77户，占比21.51%）和“质量安全可靠”（50户，占比13.97%）。因此，相对而言，上海市城镇居民家庭选择购买虾类产品时考虑“家中小孩和老人”的因素要高于广州的同期水平，同时考虑“质量安全”的因素比例也高于广州的同期水平，表明上海市城镇居民家庭消费水产品质量安全意识要高于同期广州市居民家庭。

（九）兩市虾类产品销售价格差异性比较

调查统计结果表明，广州市虾类产品平均销售价格水平为3.307，而同期上海市的虾类产品平均价格水平为3.584，上海市虾类产品平均售价高于广州市同期0.277个等级，较同期广州市的价格高于8.38%。由于广州地处中国对虾生产量最大的省份，而上海年产对虾产量最低，其市场上销售的虾类产品几乎来自全国或世界各地，因而，其销售价格高于广州也在情理之中。

（十）两市虾类产品销售价格涨幅差异性比较

调查统计结果表明，广州市虾类产品价格涨幅波动平均值为2.291，处于相对偏低的区间，同期上海虾类产品价格涨幅波动平均值为2.602，虽然价格涨幅波动程度要高于同期的广州，但仍然处于波动幅度相对偏低的区间。上海市虾类产品价格涨幅波动程度高于广州同期价格波动的13.57%，因此，上海市的虾类产品价格涨幅波动幅度高于同期广州的波动幅度。

（十一）两市猪肉价格涨幅程度差异性比较

调查统计结果表明，近两年来，上海和广州两市的猪肉价格均呈现出较大水平的上涨幅度，两市猪肉价格上涨幅度平均值分值为3.484和3.274，两市猪肉价格上涨幅度均处在偏高的区间，且上海市同期猪肉平均价格上涨幅度高于广州平均价格的6.41%。

（十二）两市城镇居民家庭收入差异性比较

调查统计结果表明，2014年上海和广州两市城镇居民家庭收入平均值分别2.037和1.919，其对应的家庭平均值大致分别为20.37万元和19.19万元，因此，上海市城镇居民家庭收入平均值较同期广州的平均值高1.18万元，高6.15%，这一结果与国家统计局公布的上海和广州两市人均GDP绝对数据是相对应的。

三、两市城镇居民家庭虾类产品消费需求模型构建

为了更详细地分析影响两市城镇居民家庭虾产品消费需求因素及其差异性。为此，必须建立相应的计量模型，并通过实证分析方法查找具有一定解释力的影响因素。根据经济学基本原理，可以初步建立居民家庭虾产品消费需求计量模型：

其中，代表样本家庭每周虾产品消费量，分别表示影响居民家庭虾产品消费量的因素，结合本项研究的主题及其特点，一般而言，影响居民家庭虾消费量的因素通常涉及到居民家庭收入、虾产品自身价格涨幅变化、以猪肉等替代品的价格涨幅变化、居民消费习惯或偏好、家庭60人以上老人数量和18岁以上的小孩数量，等等，因而，居民家庭虾产品最终消费量的计量模型可设定为：

在模型（2）中，代表样本居民家庭虾产品每周的消费量，Y代表居民家庭年收入，P代表虾产品自身价格涨幅波动程度，代表以猪肉等替代品价格涨幅波动程度，S代表居民对虾产品的消费偏好程度，ZO和ZY分别代表居民家庭60岁以上老人数量和18岁以下小孩数量，各变量的详细定义（见表2）。

结合对上海和广州两市城镇居民家庭2015年虾产品消费需求调查数据，可以分别构建上海市（221个样本）和广州市（358个样本）2市城镇居民家庭虾产品消费量计量模型，按照逐步回归并剔除不显著影响因素，最终得到2个不同的计量模型，各变量前的系数详细情况（见表3）。

四、上海、广州两市城镇居民家庭虾类产品消费差异性分析

（一）上海市居民家庭虾产品消费量计量模型

从模型1的结果看，P（虾价格上涨幅度）和ZY（家中18岁以下孩子人数）这2个变量没有通过相应水平的统计假设检验，而居民家庭年收入、猪肉价格涨幅、消费者偏好和家中60岁以上老人数4个变量均对居民家庭虾产品消费量产生显著的影响。其中，家庭收入前的系数值为0.272，表明在猪肉价格上涨幅度、消费者偏好和家中60岁以上老人数3个变量保持不变的前提下，当家庭年收入每增加1个等级，家庭每周虾类产品消费量平均相应增加0.272个等级；同理，在其他条件保持不变的前提下，猪肉价格每上涨1个等级，家庭每周虾类产品消费量平均相应增加0.166个等级；当消费者偏好每提升1个等级，家庭每周虾类产品消费量平均相应增加0.415个等级；当家中60岁以上老人每增加1人，家庭每周虾类产品消费量平均相应增加0.102个等级。其中，在4个影响因素中，消费者偏好对上海市居民家庭虾类产品每周平均消费量变化的影响程度最大。

（二）广州市居民家庭虾产品消费量计量模型

从模型2结果看，（猪肉价格上涨幅度）和ZO（家中60岁以上老人人数）这2个变量没有通过相应水平的统计假设检验，而居民家庭年收入、虾价格上涨幅度、消费者偏好和家中18岁以下孩子人数4个解释变量均对居民家庭虾产品消费量有显著的影响。其中，家庭年收入水平前系数为0.571，表明当其他变量保持不变时，当居民家庭年收入每增长1个等级，家庭每周虾类产品消费量平均相应增加0.564个等级；同理，在其他条件保持不变的前提下，若虾价格上涨幅度每增加1个等级，家庭每周虾类产品消费量平均相应下降0.086个等级；当消费者偏好每提高1个等级时，家庭每周虾类产品消费量平均相应增加0.136个等级；当家中18岁以下孩子数量每增加1人，家庭每周虾类产品消费量平均相应增加0.171个等级。其中，在4个影响因素中，家庭年收入情况对广州市居民家庭虾类产品每周平均消费量变化影响程度最大。

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（三）上海与广州两市居民家庭虾产品消费需求差异性影响因素分析

模型1和模型2的计量结果表明，居民家庭年收入和消费者偏好这两个解释变量均对两市居民家庭虾产品消费量有显著的正向影响，其余解释变量对居民家庭虾类产品消费量的影响差异性较大。其中，上海市居民家庭成员因偏好程度引起虾产品消费需求增长幅度高于同期广州市平均水平0.279个等级，即上海市城镇居民家庭购买虾产品的偏爱程度远高于同期广州市城镇居民家庭；而广州市居民家庭收入增长变化引起虾产品消费需求增长幅度高于同期上海市平均水平0.292个等级，即广州市城镇居民家庭虾产品收入消费需求弹性系数高于同期的上海市平均水平；换言之，广州市城镇居民家庭收入增长对虾产品消费需求变化的敏感程度较大。此外，还有一些因素对两市城镇居民家庭虾产品消费需求影响程度较大。

1.虾价格涨幅因素

对广州市城镇居民家庭而言，虾价格涨幅变动对其家庭虾产品消费需求有显著的影响，而同期在上海市居民家庭却没有受到影响，表明虾价格涨幅变动对上海市城镇居民家庭虾产品消费需求影响程度较低；而同期的广州市居民家庭消费需求影响程度较大，即虾价格变化会立即影响到广州市居民家庭虾产品消费需求量。其主要原因是上海市居民家庭收入普遍高于同期的广州，高收入有利于居民家庭烫平因虾价格上涨所带来的不利影响。

2.猪肉价格涨幅因素

对上海市居民家庭而言，猪肉价格涨幅变动对其家庭虾产品消费需求有显著的影响，而同期在广州市居民家庭却没有受到影响。相对于上海市而言，由于广州市猪肉价格相对便宜，猪肉价格涨幅不大，而上海的猪肉价格涨幅较大，一旦猪肉价格上涨幅度过大，必然会引起消费者选择虾产品这类替代品的消费需求，因而出现这种结果。

3.家中60岁以上老人数量

计量结果表明，上海市居民家庭60岁以上老人人数每增加1人，则家庭虾产品消费需求量相应增加0.102个等級，而同期广州市居民家庭却没有出现这种现象。由于上海市老年化程度高于同期的广州，因此，上海市居民家庭更加注重从老人需求的角度购买虾产品消费，以最大限度地满足老人身体健康的需求。

4.家中18岁以下孩子数量

计量结果表明，广州市居民家庭18岁以下孩子人数每增加1人，则家庭虾产品消费需求相应增加0.171个等级，而同期上海市居民家庭却没有出现这种现象。由于广州市居民家庭18岁以下孩子平均数量远高于同期的上海，因此，广州市居民家庭更加注重从孩子需求的角度购买对虾产品消费，以最大限度的满足孩子成长的需要。

五、对策建议

促进虾产业健康稳定发展，不仅可以为广大消费者提供物美价廉的虾产品，而且能够更好地满足广大城乡居民生活需要，改善居民副食品消费结构，同时，为生产企业或养殖农户创造更多的利润，为此，需要做好以下几方面工作。

（一）努力提高居民家庭收入，提升居民家庭虾产品的购买力

因为居民家庭收入水平决定着消费需求及其变化，因此，各级政府要出台相应的政策措施，努力拓宽城镇居民就业渠道，不断提高居民家庭收入，为城镇居民家庭扩大消费支出（包括对虾消费）提供强有力的资金支持。

（二）加强虾类产品的宣传力度，巩固消费者对虾类产品消费需求的偏好

要充分利用各种营销渠道，加强对虾类产品在其营养价值、质量安全以及有利于促进人体健康等相关专业知识的宣传力度，进一步挖掘虾产品的各项功能，提高消费者对各类虾产品的认知度，巩固和提升消费者对虾类产品消费需求的偏好，力争吸纳更多的消费者关注对虾产品，努力扩大消费者虾类产品的需求。

（三）加强对虾类产品生产者的管理，确保虾产品质量安全

要严格落实虾产品生产者质量安全主体责任制，严禁在虾类产品的生产过程中投喂各种类型的抗生素，探索虾产品生态养殖模式，逐步建立虾产品质量安全追溯体系，确保虾类产品生产的全过程质量安全，努力提升虾类产品在消费者心目中的质量安全地位。

（四）大力支持生鲜冷链物流建设力度，降低虾类产品的运输成本

在逐步搭建能够连接生产者、经销商和消费者等不同利益主体等多方不同利益主体之间电商平台的前提下，政府应大力鼓励和支持生鲜冷链物流建设力度，努力降低生鲜水产品的运输成本，以最大限度地刺激消费者对虾类产品的消费需求。

参与文献：

[1]上海市统计局.2015年上海市国民经济和社会发展统计公报[EB/OL].（2016-2-29）.http：//district.ce.cn/newarea/roll/201602/29/t20160229_9173984.shtml.

[2]广州市统计局.2015年广州市国民经济和社会发展统计公报[EB/OL].（2016-3-26）.http：//news.sina.com.cn/o/2016-03-26/doc-ifxqssxu8229514.shtml.

（责任编辑：陈爱军）

我国城镇居民旅游消费的实证分析 篇12

一、影响我国城镇居民旅游消费的主要因素

城镇居民的旅游消费的分析离不开一些基本的经济变量。大多数相关的研究文献中都把当期人均可支配收入,当期价格指数,前期人均旅游消费等作为影响因素。笔者根据已有的研究文献采用计量经济学的模型方法,对旅游消费主体城镇居民从1994-2006年的人均旅游花费与储蓄增加额,交通娱乐综合价格指数,城镇居民收入之间的关系进行探讨。

(一)城镇居民年储蓄增加额

一般来说,储蓄增加的越快,储蓄总额越多,居民在满足了基本生活需求以外的可支配资金越多,储蓄水平的高低决定着一个潜在的旅游者能否实现旅游及其消费水平的高低。而旅游作为现代人们精神文化以及休闲生活的一个重要组成部分,这样旅游需求的增加趋势便自然而然的形成了。

(二)交通及娱乐综合价格指数

物价水平也是影响旅游花费的一项重要因素,旅游产品的价格及其变化影响着旅游者的消费行为。在货币收入增长一定的情况下,与旅游相关的物价水平越低,人们对于旅游这项特殊商品的需求量就越大,相同消费水平所需支出的货币越多。

(三)城镇居民收入

理论上可以认为收入水平是影响城镇居民旅游消费的主要因素。当期收入越高,人们预期越好,消费欲望就越强烈。

(四)其他因素

影响国内旅游的其他因素有很多,比如关于季节假期因素,今年五一长假的取消,也许将会减少游客出行量和时期内的旅游收入。还有交通地理因素,城镇普通中等收入居民占多数,很多一部人分出于经济以及时间的考虑更加倾向于选择短途旅行,而且,交通条件的改善将进一步扩大人们的出行选择范围,从而促进旅游消费的增长。还有一些习惯与观念因素等等。

利用上述变量,我国的城镇居民旅游消费函数表示为:

其中,Y为人均旅游花费;X1为储蓄增加额;X2为人均旅游花费;X3为城镇居民收入;μ为随机变量。

二、城镇居民旅游消费实证分析-模型的构建

笔者建立的实证分析模型采用了1994-2006年的年度数据。

用SPSS软件作出Y与各因素关系的散点图,可以看出Y与各因素之间呈现出一定的线性关系。

人均旅游花费Y与储蓄增加额X1呈正相关关系。

人均旅游花费Y与交通娱乐消费价格指数X2呈负相关关系。

人均旅游花费Y与城镇居民收入X3成正相关关系。

3.用SPSS软件对Y与各因素做回归分析,其相应数值如下表

(1)考察每对变量之间的样本相关系数:

我们看到:因变量城镇人均旅游消费量与备选自变量城镇居民年储蓄增加额,交通及娱乐综合价格指数,城镇居民收入样本的相关系数都很高。

比较而言,X2交通娱乐消费价格指数应该是最好的预测变量,因为居民旅游消费量与X2交通娱乐消费价格指数之间的样本相关系数最高为-0.877。然而,自变量X2交通娱乐消费价格指数和X3城镇居民收入的样本的相关系数很高,这会造成严重的多重共线性,因此必须剔出其一,所以剔除了X3城镇居民收入,保留了X2交通娱乐消费价格指数。

(2)回归形式:

首先以进出口差额增长率(X1)和货币供应量增长率(X2)为自变量做回归分析,表格如下:

采用OLS统计方法对城镇居民旅游消费函数进行拟合,可以得到如下回归方程:

三、检验

(一)经济意义检验

从因变量与自变量的散点图可以看出方程各系数的符号及数值大小能较为真实地反映变量之间的关系。

(二)统计检验

上式表明该方程对中国居民旅游消费的解释能力较强,各个变量的系数都通过了显著性水平为5%的t检验,表明各个变量对居民旅游消费的影响是显著的。

3计量经济学检验

D.W检验值为1.849,说明方程不存在自相关。而且,各自变量对应的方差扩大因子(VIF)的平均值为1.241,说明各自变量间的共线性不是很严重。通过对残差的分析,说明样本也不存在异方差性。

四、城镇居民旅游消费函数模型实证分析的结论

根据所提供的信息对我国城镇居民旅游消费函数进行实证分析,结果表明旅游消费具有消费的一般特征,与储蓄增加额和价格之间存在密切的关系。

(一)人均旅游花费与储蓄增加额呈正相关关系

我国城镇居民的人均旅游消费与储蓄增加额成正相关关系,人们总是量入为出,城镇居民储蓄增加额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)人均旅游花费与交通娱乐消费价格指数呈负相关关系

我国城镇居民的旅游消费与交通和娱乐价格消费价格指数成负相关的关系,当交通和娱乐价格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

摘要：通过选取城镇居民储蓄增加额、交通和文化娱乐消费价格指数和城镇居民收入三个指标,作为影响旅游消费的基本因素,应用OLS分析法,借助spss软件,构建旅游消费模型,并对模型进行了检验,得出三个指标对影响居民旅游消费的影响程度,结果表明旅游消费具有消费的一般特征,与储蓄增加额和价格之间存在密切的关系,即人均旅游花费与储蓄增加额呈正相关关系,人均旅游花费与交通娱乐消费价格指数呈负相关关系。

关键词：旅游消费,储蓄增加额,交通,文娱价格指数

参考文献

[1]刘嘉.我国城镇居民旅游消费的计量经济学分析[J].商业文化(学术版),2007,(9).

[2]郭丽君.基于计量经济学模型的国内旅游收入研究[J].合作经济与科技,2007,(20).

[3]宋伟玲,杨诚.对全国各地区农民收入的计量经济学分析[J].技术经济,2007,(6).