荆州市城镇居民消费

荆州市城镇居民消费（精选12篇）

荆州市城镇居民消费 篇1

1 前言

荆州作为一个具有悠久历史文化的古城, 其春秋战国文化、楚文化、三国文化打造了荆州旅游产业的一张名片。人们在感受旅游消费带给本地经济发展的同时, 也愿意积极的自我参与旅游体验带来的快乐和享受。目前, 荆州市消费市场层呈现活跃态势;截止到2010年1月, 全年社会消费品零售总额370.6亿元, 比上年增长23.7%, 增速比上年提高5.8个百分点。分城乡看, 城市消费品零售额193.7亿元, 比上年增长27.3%;农村 (县及县以下) 消费品零售额176.9亿元, 比上年增长20.0%, 城乡消费差距进一步缩小。[1]体育旅游作为新兴旅游消费的形式也在一定程度促进了消费结构的升级, 更满足了不同人群对消费方式多样化社会性需求。因此, 把握城镇居民体育旅游消费的规律性, 对于体育旅游业的发展、体育旅游消费市场的供求均衡, 起着不可替代的重要作用。

2 研究对象与方法

本文采用问卷调查、数理统计、文献资料、逻辑归纳等方法, 采用分层、整群、简单随机抽样对荆州市13个行政区选取560个居民进行相关体育旅游消费调查研究。其中有旅游消费 (包括体育旅游消费者在内) 452人。

3 结果与分析

体育旅游包含了专项体育旅游与旅游体育活动;专项体育旅游是指以体育活动、体育赛事等体育资源为旅游吸引物而进行的旅行游览活动, 是一种主题旅游;旅游体育活动是指游客在旅行游览过程中所参与的各类体育活动, 是旅游活动的组成部分。[2]

体育旅游根据世界旅游组织的规定, 旅游活动按人们出游的目的分为六大类, 即休闲、娱乐、度假类;探亲访友类;商务、专业访问类;健康医疗类;宗教朝拜类与其他。体育旅游则属于休闲、娱乐、度假、健康医疗类。[3]

荆州作为一个具有悠久历史文化的古城, 其春秋战国文化、楚文化、三国文化打造了荆州旅游产业的一片天, 而作为新兴的旅游项目“体育旅游”, 荆州也有越来越多的人去体验、去感受体育旅游带来的享受。

3.1 体育旅游消费群体的性别状况

在参加过体育旅游活动的人群中, 男女之间的参与比例差异很大。男性群体占整个体育旅游参与者的56.9%, 而女性群体只占到43.1%, 这说明男性要比女性更喜欢体育旅游这一休闲运动。

这一现状可能与人们传统的观念有一定的关系, 由于中国几千年的传统观念, 男人更多的是在外面抛头露面, 女性大多都做一些家庭内务, 单位勤杂方面的事情。这一传统的观念也影响到人们的体育旅游活动。在进行旅游方面, 女性朋友大都喜欢比较休闲、娱乐, 安全、稳健的休闲游, 而男性对那些山水游、休闲游不是很感兴趣, 大多都比较喜欢刺激, 探险, 体育旅游这一新的旅游活动的出现, 给予了他们更多的旅游活动方式。

3.2 体育旅游消费群体的年龄结构

调查显示, 荆州市参与体育旅游的年龄结构人群差别较大。年龄结构主要集中在中青年, 少年儿童和老年人参与体育旅游活动的相对较低。在抽样调查中, 25岁以下的消费者占18%, 25-35岁的消费者占41%, 35-45岁的消费者占33%, 45岁以上的消费者占8%。

在统计中, 参加体育旅游的人群主要是以中青年人为主, 由于青年人的消费意识比较超前, 比较容易接受新生事物追求时尚, 敢于冒险、敢于桃战, 从而比较容易接受对体育旅游这一新的休闲方式。而由于体育旅游需要一定的身体条件、经济基础, 所以青少年儿童、和老年人在参与体育旅游的人群, 就要相对低很多。

3.3 体育旅游消费群体的职业分布

本研究调查显示, 荆州市参与体育旅游人群的职业主要分布在企事业机关单位员工、公务员、在校大学生、教师、个体工商业主这几大类。其中企事业机关单位员工、公务员居首, 所占比例较大;在校大学生、教师所在比例次之;个体户工商业主和其他职业所占比例较小。

由于事业单位、机关部门每年都会组织单位职工外出旅游, 现在休闲游已经不能满足这类群体的旅游热情, 体育旅游慢慢成为这类消费群体的一大热点项目。现代在校大学生, 大都喜欢刺激, 探险、徒步类休闲方式, 体育旅游能够很好的满足他们这种新奇、冒险的生活方式, 所以说大学生现在是体育旅游消费人群的生力军。

3.4 体育旅游消费群体的收入状况

体育旅游是一种高层次的文化消费, 而决定这种消费的一个最为重要的因素是人均可支配收入的多少。随着社会经济的不断持续增长, 城市居民人均收入的不断提高, 人们的生活观和消费观都发生了很大的变化。人们追求健康, 外出户外活动, 参与体育旅游的意识也随之相对增加, 从而为体育旅游消费提供了前提条件。

参加体育旅游活动与居民的收入状况有着直接的关系, 收入水平越高, 所能用于体育旅游消费的资本就越多, 居民的的收入状况与参与体育旅游的比例呈正相关关系。

3.5 体育旅游消费群体的支出水平

在被调查者所有的旅游消费中, 体育旅游的消费约占16%。家庭收入水平较高的群体他们的体育旅游消费水平较高, 如家庭收入在4000元以上群体, 200元以上消费的人群最多, 远高于1000元以下收入的在200元以上消费的群体约25%。而大多数体育旅游的项目主要是以漂流、爬山、野外穿越等为主。不算一些装备, 人均每次消费大概在50-300元之间。如算上旅游的其他费用, 大概在200-550元不等。这个消费水平与一般观光旅游、休闲旅游相比较, 其消费水平大致相当, 而且还要稍低于一般的旅游消费。总体来说, 这个消费水平对于荆州的旅游人群相对来说还是可以接受的。

3.6 体育旅费消费群体的消费动机

调查显示, 大部分居民的业余休闲活动都是以健身, 娱乐休闲为主, 而也有不少居民认为参加体育旅游活动, 可以回归自然, 冒险猎奇, 同时还可以在参加体育旅游中交朋结友, 扩大自己的人际交往圈。随着社会物质生活水平的不断提高, 全面健身活动不断深入开展, 体育旅游健身活动在我国悄然兴起, 体育健身旅游已经成为人们追求的一种时尚生活方式, 如户外徒步旅行, 野外穿越, 漂流等等活动项目, 越来越受到人们的喜爱。活动参与者在进行某项体育活动的过程中, 达到健身, 娱乐和旅游观光的多重目的。而且在人们忙碌的工作中, 适当参加体育旅游还可以减少压力, 愉悦心情, 帮助人们更好的面对生活。

4 结论

4.1 调查结果显示, 荆州市城镇居民体育旅游消费明显活跃、消费热点突出;

体育旅游消费群体中, 56.9%男性要高于43.1%女性;并以青年人居多, 老人和小孩比例相对偏少;另外, 文化水平越高, 参与体育旅游的高水平消费人群所占比例越大。

4.2 荆州市体育旅游消费人群的职业多集中在企事业机关单位员工、公务员、在校大学生、教师、个体工商业主这几大类。

不同居住地人群对体育旅游消费的需求不尽相同, 市区和城镇居民的体育旅游消费水平相对较高, 消费观点较新。

4.3 体育旅游消费约占总体消费16%。

荆州市体育旅游的人均消费水平大概在200-550元之间, 受居民收入水平的影响, 收入越高, 参与体育旅游的次数就越多;家庭人均收入在4000元以上的群体, 消费需求最大, 消费动机最强。

参考文献

[1]荆州市旅游局[EB/OL].http://www.jztour.gov.cn/Article/HTML/Article_94.htm[1]荆州市旅游局[EB/OL].http://www.jztour.gov.cn/Article/HTML/Article_94.htm

[1]闵健.体育旅游及其界定[J].武汉体育学院学报.2002.36 (6) :4-6.[1]闵健.体育旅游及其界定[J].武汉体育学院学报.2002.36 (6) :4-6.

[2]韩鲁安, 杨春青.体育旅游学初探[J].天津体院学报.1998, (4) :61.[2]韩鲁安, 杨春青.体育旅游学初探[J].天津体院学报.1998, (4) :61.

荆州市城镇居民消费 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。

江西城镇居民消费比较研究 篇3

[关键词] 城镇居民 消费 比较研究

一、江西城镇居民消费水平的比较

1.江西人均可支配收入增幅较大但绝对额较低

1992年江西城镇居民人均可支配收入为1530元，比全国城镇居民低498元，以江西人均可支配收入为1，全国、安徽、湖南则分别为1.33、1.18和1.34；2005年，江西城镇居民可支配收入为8620元，除安徽略低于江西外，全国和湖南的均高于江西。以江西人均可支配收入为1，则2005年全国、安徽和湖南分别为1.22：0.98：1.10；从江西在全国人均收入的排位情况看，1992年江西在全国30个省市中位居倒数第；到2005年，江西处于第20位，并且高于安徽；从收入增幅看，1992年到2005年，江西人均可支配收入年均增长14.7%，全国年均增长13.9%，安徽和湖南分别是12.8%和12.5%。

2.江西城镇居民消费水平偏低

1992年江西城镇居民人均消费支出比全国城镇居民的1671元低416元，与全国、安徽和湖南的消费支出比为1：1.33：1.21：1.32，与1992年相应的收入之比大体上相一致，但是从在全国的位次看，1992 年江西城镇居民收入位居倒数第二，而消费支出居倒数第一；2005年江西的消费支出是6109元，与全国、安徽和湖南消费支出之比是1：1.18：1.04：1.23，与1992年相比，消费支出相对上升。

3.江西城镇居民平均消费倾向偏低

江西城镇居民平均消费倾向从1992年的0.820下降到2005年的0.709，下降趋势十分明显；全国城镇居民平均消费倾向1992年是0.825，2005年下降到0.756。整体上看，从1992年到2005年，江西、全国、安徽和湖南平均消费倾向下降趋势比较明显，并且全国、安徽和湖南各年的平均消费倾向基本上都高于江西的。

通过比较可知，江西城镇居民消费水平还比较低，这不仅表现在收入水平低，而且表现在收入比江西低的安徽省其消费支出也比江西的高。

二、江西城镇居民消费结构的比较研究

1.江西城镇居民食品消费水平最低，而恩格尔系数却低于安徽

1992年江西、全国、安徽和湖南的食品消费支出额分别是723元、883元、873元和835元，江西城镇居民食品消费支出额明显低于全国、安徽和湖南，到2005年江西城镇居民食品消费支出额为2494元，依然最少；从恩格尔系数看，1992年江西、全国、安徽和湖南的恩格尔系数分别是56.5%、52.9%、57.5%、50.5%，2005年江西恩格尔系数下降到40.8%，全国、安徽和湖南则分别下降到36.7%、43.7%、35.8%。从恩格尔系数整体变化趋势看，随着收入的提高，城镇居民恩格尔系数具有明显的下降趋势，并且江西的恩格尔系数一直低于全国和湖南而高于安徽。

不同省市恩格尔系数变化比较有两个值得注意的地方：一是江西恩格尔系数明显高于湖南和全国城镇居民，说明江西消费结构还不合理；二是江西恩格尔系数稍低于安徽城镇居民，这是否就意味着江西城镇居民消费结构比安徽合理，消费水平比安徽高？笔者认为要回答这个问题，要从食品消费支出额以及食品消费结构等各方面来考察。从食品支出额看，安徽一直高于江西；从食品消费结构看，1992年到2005年间安徽在肉禽及制品、蛋类、水产品、和奶及奶制品的人均消费支出均一直高于江西；同时，从近几年外出就餐消费额来看，安徽比江西的也要高。可见，虽然江西恩格尔系数稍低于安徽城镇居民，但综合考虑各方面因素，江西消费结构和消费水平要稍逊于安徽城镇居民。

2.江西城镇居民居住消费支出较高，但增长后劲不足

1992年江西居住消费支出额虽然低于全国、安徽和湖南，但居住消费比重却高于全国（5.96%）、安徽（5.47%）和湖南（6.22%）。到2005年居住消费额比同期全国和湖南的808元和771元要低，但却高于安徽590元。从2005年居住消费比重看，全国、安徽和湖南依次是10.2%、9.3%和10.3%，均比江西的10.6%要低。这说明江西城镇居民虽然衣着朴素，但居住却相对大方。

3.江西城镇居民服务消费支出一直落后于其他省市

全国、安徽和湖南的服务消费支出和江西一样，随着居民收入的提高，呈现稳步增加趋势。1992年全国、安徽和湖南的服务消费支出比重依次是13.8%、12.3%和14.9%，而江西则为13.5%，比全国和湖南低，稍高于安徽；到2005年江西的服务消费支出增加到1699元，远低于全国和湖南城镇居民消费支出而略高于安徽（1584元）。从服务消费比重看，2005年全国、安徽和湖南分别为33.9%、24.9%和33.9%，江西为27.8%，依然是低于全国和湖南而高于安徽。

从江西城镇居民消费结构的比较来看，我们可以得出如下结论：一是江西虽然和其他省市一样，由以“吃穿”为主的温饱型转向以“吃住用行”为主的小康型，但是江西居民无论是从消费支出额来看，还是从消费结构内部层次来看，都低于以上相应的省市，说明江西城镇居民的消费结构还有待进一步优化。

三、讨论和建议

1.采取适当措施，增加城镇居民收入

通过比较分析，我们知道江西城镇居民消费总体水平之所以偏低，主要原因是其收入偏低。目前，江西城镇居民收入不仅总体偏低，而且收入增长速度缓慢，这在一定程度上也抑制了居民收入增长的步伐。因此，必须采取以下适当措施，增加城镇居民收入：一是加快经济增长，进一步提高国民收入。这就要求江西各级政府应重新认识江西的资源禀赋优势，充分发挥自身的比较优势和后发优势，不断提高经济发展水平和职工工资；二是进一步提高就业率。各级政府要想方设法增加投资，增加工作岗位，创造就业机会。要达到此目的，政府就应该扩大吸引外资规模和增强吸引外资的能力，同时还要运用优惠政策引导启动民间投资。

2.转变居民消费观念

从上述比较可以看出，收入比江西低的安徽省其消费支出也比江西的高。可见，影响消费的不仅仅是收入因素，还有居民消费观念等其他的原因。由于受传统观念的影响，江西城镇居民有相当一部分人存在着贫穷时期的“量入为出、勤俭持家”以及至老死不相往来的“万事不求人”的消费观念，这使得居民更加注重远期消费而忽视现期消费。这种消费观念不符合现代消费潮流，不仅降低了居民生活质量，而且还阻碍了江西经济的增长。因此，必须转变居民落后的消费观念，培养科学合理的可持续消费观，这就有必要做好以下几点：一是宣传适度的科学消费观，让广大居民认识到适度消费不仅能提高自身的生活水平，而且还能促进经济的发展，使他们明白，自己在消费的同时，也在为国家经济发展做贡献；二是大力引导居民文明消费，反对不健康、不文明、不正当的消费。

3.完善消费信贷改革

江西城镇居民消费倾向偏低，不仅受到传统消费观念的影响，还受到消费环境如消费信贷的影响。目前，我国消费信贷改革明显滞后，主要表现在：一是信贷品种少，信贷形式单一，消费信贷还只是在住房、汽车、家用电器等品种上，而在旅游和教育文化娱乐方面还没有真正普及；二是消费者资产和诚信制度还没有建立，使得银行面临消费信贷违约风险，不得不进行“惜贷”；三是消费信贷手续繁杂，即所谓的“一门多步”，这不仅耗费消费者很多时间和精力，而且從消费者内心深处挫伤了贷款消费的积极性；四是进行信贷消费的消费者范围窄，选择信贷消费的大多是中等收入户，而很少有低收入居民。由此可见，必须完善消费信贷改革，促进居民消费信贷的发展：首先，江西应在《个人消费信贷指导原则》的基础上，借鉴消费信贷业务开展得比较好的国家和地区的经验，制定和实施适合本省省情的法律法规；其次，拓宽消费信贷范围，不仅要满足中等收入户的信贷需求，而且还要适当刺激和满足低收入群体的信贷需求，同时还要大力发展教育信贷和旅游信贷，使住房、教育和旅游消费尽快“热”起来；第三，要加强对消费者诚信教育，为消费者个人建立资产和诚信档案，降低银行信贷的违约风险；第四，要大力简化消费信贷的手续，必要时要作到上门服务，真正为信贷消费者着想，让消费者满意。

参考文献：

[1]徐伍达:西藏城镇居民消费结构分析[J].西藏研究，2006.02

[2]近十年我国城镇居民消费结构研究[J].管理科学，2003.4

[3]娆勇董利:中国城镇居民消费需求分析[J].统计研究，2003.4

荆州市城镇居民消费 篇4

消费结构是指人们在消费不同的消费资料的过程中, 形成不同种类消费资料量的比例关系。大多数国家采用消费支出金额分类法分析研究居民生活消费情况, 这种划分比较具体, 便于收集数据进行统计和计算分析。我国目前的统计年鉴采用的就是这种方法。决定和影响消费结构及其变化的因素包括经济因素和社会因素。经济因素是影响消费结构变动最重要的因素, 可以通过收入水平发挥其影响作用。社会因素主要是指构成社会的人口及社会的最小单位家庭。人是消费的主体, 消费如何进行, 消费结构呈现何种状态都是通过人的选择、购买、使用等实现的。

二、德州市城镇居民消费结构实证研究

(一) 实证分析。

消费支出主要分为8项: (1) 食品; (2) 衣着; (3) 家庭设备用品及服务; (4) 医疗保健; (5) 交通通讯; (6) 娱乐及文教服务; (7) 居住; (8) 杂项。根据德州市统计局对居民消费情况的调查资料, 现对1999~2010年德州市城镇居民这8项消费支出运用最小二乘法进行回归, 得到各项消费支出的线性回归方程主要参数, 如表1所示。 (表1)

衣着、医疗保健、交通和通讯以及居住支出的常数项的T检验结果都是不显著的, 不具有统计意义, 因此将它们的常数项去掉再回归。从经济意义上来看, 每个项目都是在一定程度上可以取0的, 并不是生活的必要消费, 所以当居民生活穷困到一定程度时可以选择趋近于0, 也是可以理解的。表2是重新拟合的方程后得到的各项参数。 (表2)

家庭设备用品及服务的R-SQUARE=0.135, 拟合优度不高, 且显著性检验不能通过, 说明家庭设备用品及服务与可支配收入不成正比例关系。原因可能是家庭设备用品是人们的生活必需品, 需求收入弹性比较小, 边际消费倾向很低。而食品、衣着、娱乐文教服务的R-SQUARE都大于0.97, 拟合优度较高, 说明城镇居民的食品、衣着、娱乐文教服务支出是随着居民可支配收入的增加而增加的。

(二) 模型结果分析

1、边际消费倾向分析。

把表2中各项消费支出的边际消费倾向相加得0.538, 即1999~2010年德州市城镇居民的消费倾向β=0.538。这说明德州市城镇居民新增的可支配收入中只有53.8%是用于消费的, 收入对消费的拉动力相对不足。其中, 家庭设备用品及服务的边际消费倾向最小 (0.008) , 说明德州市城镇居民已经进入了小康社会, 耐用消费品和家政服务已不再成为新的消费增长点。居民的食品边际消费倾向仍然最大 (0.192) , 说明在满足基本消费之后, 食品支出进一步扩大, 饮食向营养化发展。娱乐文教服务、交通和通讯和居住类消费分别居第二、三、四位, 主要是由于人民生活水平的提高, 人们对汽车和房子的购买力逐渐增强。随着消费观念的改变, 居民已由前几年购买彩电、冰箱、空调等家用电器转向对汽车、电脑以及其他时尚通讯产品的消费。

2、需求收入弹性分析。

各类商品消费需求的收入弹性为:

根据相关数据运用公式, 可计算出德州市城镇居民1998年到2009年各类消费需求的收入弹性。 (表3) 可见, 8项消费的需求收入弹性都是正值, 收入的提高还是会刺激各项商品及服务的消费, 各项消费支出都或多或少存在一定的增长空间。其中, 食品、家庭用品和杂项的需求收入弹性始终较低, 并且在1999~2010年间变化不大, 这表明它们对可支配收入的变化不敏感, 具有刚性特征。其中, 家庭设备用品及服务的需求收入弹性最低很好地解释了上面做回归时出现拟合方程不通过的情况。衣着的需求弹性基本小于1, 说明随着城镇居民可支配收入的增长, 人们对衣着的要求越来越高。1999~2010年医疗保健、居住的弹性基本上都是大于1的, 这表明随着收入的提高、自我保健意识增强以及医疗保险制度改革使得医疗保健类商品的消费支出逐渐增多;交通和通讯方面的需求收入弹性从1.6下降到1左右, 说明城镇居民在交通和通讯方面的消费支出有较快的增长, 汽车和手机已经由奢侈品变成了人们生活的必需品了。当居民的基本消费支出得到满足以后, 剩余的消费支出就会转移到教育娱乐文化上面, 逐步增加对子女的教育投资和家庭旅游消费支出等;住房消费商品化的改革也一度掀起了买房热潮。

三、德州市城镇居民消费结构研究结论及政策建议

(一) 增加居民收入, 缩小收入分配差距。

在提高居民收入的基础上, 有效、合理地控制居民收入差距的拉大, 将对消费需求的回升产生一定的推动作用, 随着经济的高速增长和收入水平的合理提升, 从而促进德州市城镇居民的生活消费水平不断提高, 消费结构调整与升级的步伐不断加快。

(二) 完善社会保障制度。

消费者要根据本期收入、预期的未来收入决定自己的消费行为。只有形成了庞大的社会保障体系, 才能使居民的消费能力得到充分释放, 才能降低居民对未来消费支出的预期, 消除居民后顾之忧, 使潜在消费顺利转化为现实消费, 促进消费需求稳定增长, 进而实现经济的快速发展。

(三) 培育消费热点, 增加居民消费。

面对高额的国民储蓄率、巨大的消费市场潜力以及城镇居民较低的平均消费倾向, 必须培育新的消费热点, 增加居民消费比重, 促进居民平均消费倾向的提高。目前, 汽车、餐饮、通信等消费产品已成为拉动消费市场增长的主要力量, 应进一步扩大其消费基础和规模;此外要积极引导和加强对文化、教育、娱乐等服务性消费的培育和完善, 大力拓展服务消费的新领域。

参考文献

[1]王美函.消费经济概论[M].北京:中国财政经济出版社, 1985.6.

[2]文启湘.韩小红.积极推进消费结构的合理化[J].江苏商论, 2000.2.

[3]田晖.消费经济学[M].上海:同济大学出版社, 2002.5.

[4]叶宗裕.我国城镇居民边际消费倾向的实证研究[J].经济经纬, 2007.6.

荆州市城镇居民消费 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

西安市城镇居民消费函数研究 篇6

［关键词] 消费函数 回归 协整

一、绪言

西安市是我国中西部地区重要的科研、高等教育、国防科技工业和高新技术产业基地。在全国区域经济布局上，西安具有承东启西、东联西进的区位优势，在西部大开发战略中具有重要的战略地位。然而居民收入稳定增长，未来收入信心增强，却并未促进居民消费意愿升高。有关专家指出，目前西安市居民消费受政策影响明显，教育、医疗、水电等服务收费水平居高不下，使居民消费的“挤出效应”突出，低收入居民更为严重。在收入有限的情况下，要保证必要的开支，就要削减其它方面的支出，这将极大地影响消费质量的提高和消费结构升级。

这些充分说明西安城镇居民并没有能充分享受到近年来快速的经济增长带来的实惠，消费需求不足是制约转型时期经济发展的一个关键因素。因此，研究消费需求不足的原因，深入分析制度转型时期各类不确定性因素对居民消费行为的影响，探寻转型时期西安市居民消费行为规律及其变化趋势。在“十一五”时期真正启动消费，切实提高西安居民消费水平，促进西部发展，是转换经济增长方式的必要前提。只有充分考虑到经济发展特定阶段的制度背景，加强公共管理与服务，制定切合实际的扩大城镇居民消费的基本对策，才能使西安经济社会的平稳发展和构建和谐社会的目标得以实现。

二、数据的来源

本章中用到的统计数据均来自西安统计年鉴和西安年鉴，限于数据的可获得性，数据取自1989年～2005年。具体情况如表1：

以上西安城镇居民的相关数据经过相应指数的调整，均为可比数据。

1989年～2005年，西安城市居民家庭人均消费支出和可支配收入逐年增长，2005年的人均消费支出是1989年的2.57倍，2005年的人均可支配收入是1989年的2.85倍，表明收入的增长高于消费的增长。持久性收入也稳步增加，但暂时性收入和暂时性消费却有很大的波动，消费倾向也波动性很强。

三、回归分析

运用eviews5.0软件，应用理论模型，收入和支出的不确定性分别用西安城镇居民各收入组间的收入和消费标准差来替代，对模型进行检验，回归分析得到如下模拟结果:

首先对方程设定整体性进行检验。显然，方程拟合优度良好，各统计量均在10％的水平上显著，总体显著性也很好。统计检验和计量经济学检验均能通过。从方程结果来看，持久性收入对居民的消费影响最大，只有西安城镇居民各收入组间的收入标准差与居民消费成负相关关系，收入差距对居民消费有着反向的影响。收入组的收入标准差对消费的影响说明改革开放二十多年来，贫富差距不断扩大的实际状况对居民消费需求较低的现实影响是不容忽视的。当前，收入分配差距不断扩大，成为影响居民消费的又一重要因素。

再将收入和支出的不确定性分别用暂时性收入和暂时性消费来替代，分析得到:

这里对方程设定进行整体性检验。解释变量 不能通过T检验，因此剔除该变量再进行模拟回归得到:

log(C)=0.3592+0.9274log(Yp)+0.0012UCc

t=(2.73) （45.96)(6.26)

此时方程的各项统计量显著，符合经济学的一般规律，方程拟合优度良好，各项统计检验R2＝0.9976，F＝2490.956，DW＝1.55。当N＝15，q＝2时，dl＝0.70，dμ＝1.25，dμ

传统的线性回归是分析变量间的静态均衡，而几乎所有的经济变量都是随时间的变化而变化，因此仅分析收入消费的静态均衡，具有理论意义。而对变量动态均衡的分析，预测消费者行为的变化，进行宏观调控，更有着很强的现实意义。下一节应用协整分析分方法对西安城镇居民消费收入进行动态分析。

四、协整分析

1.协整概念及检验

协整是对经济时序变量之间相互关系的一种表征，可以理解为经济时序变量之间存在着一种均衡力量，既存在着一种机制的作用，使非平稳的不同变量在长期内一起运动，按照经验的观点，协整可以理解为两经济时序变量{Xt,Yt}在以Xt为横坐标，Yt为纵坐标上，其散点图围绕在某一条直线Yt=a+bXt的周围，直线对点 (Xt,Yt)起着引力线的作用，当(Xt,Yt)偏离该直线时，引力线的作用会使它们回到直线附近，虽然不能立即到达直线上，但存在着回归这条直线的总趋势，下面给出定义:

如果Xt，Yt是I(1)，但存在某个线形组合Zt=m+aXt+bYt是I(0)，且具有零均值，则称Xt,Yt是协整的，(a,b)称为协整向量。一般地，如果Xt,Yt，都是I(I)，则aXt+bYt是I(1)。

根据Engle-Granger两步检验法，首先通过协整回归求得非均衡残差序列，即作静态回归。为检验I(1)序列Xt=(X1t,X2t,L,Xpt)之间的协整关系，选取其中某个变量对其他变量进行回归:

然后，检验残差序列的平稳性，若非均衡残差序列平稳，说明变量间存在协整关系。对上述回归残差Vt作ADF检验:

2.误差修正模型

协整反映了两个或多个非平稳序列之间的一种长期动态均衡关系，组合的结果就是这些序列与均衡之间的误差，称为均衡误差。在模型中包含协整关系，即是用协整组合的均衡误差对模型进行修正，这类模型称为误差修正模型，其思想可简单概括为：某一期出现的非均衡误差将在下一期予以修正。

本文首先对序列进行协整分析，以发现序列之间的协整关系，求出协整系数，并以这种关系构成误差修正项，然后将误差修正项看作一个解释变量，建立误差修正模型。

作个简单的趋势图，发现消费和收入数据具有明显的时间趋势，对消费和收入进行单位根检验，具体分析结果如下表2和表3：

注:（c，t，k）表示检验类型，c表示常数项，t表示带有时间趋势，k代表滞后阶数，0表示没有，下同。

从表中可以看出，取显著性水平为α＝0.05，消费c的统计量为0.0867，大于ADF检验的临界值－3.791。同时，收入y的统计量大于ADF检验的临界值，因此不能拒绝存在单位根的零假设，所以c和y都是存在单位根的非平稳序列。

对消费和收入序列进行一次差分后，进行ADF检验，结果如下表4和表5:

结果显示，ΔC的ADF的t检验统计量为－5.187，小于其α＝0.05的临界值，同样，ΔY的ADF的t检验统计量为－3.853，也小于临界值。所以，得出拒绝含有单位根的零假设，即都是不含单位根的平稳序列。

于是建立消费和收入的协整方程，

C=38.318+.832Y

t=(1.84)(41.51)

R2＝0.991DW＝1.61

方程中的系数0.832是收入弹性，表明收入每增加1％會使消费增加0.832％。对残差序列e进行单位根检验，得到的e是平稳序列。为了考察西安城镇居民消费和收入之间的动态关系，通过估计得到西安居民消费和收入的误差修正项ecm，即回归模型的残差序列e，建立下面的误差修正模型：

ΔC＝17.793＋0.502ΔY-0.224ecmt-1

t = (1.104) (2.456) (-0.652)

R2＝0.473 DW＝2.53

以上模型中的回归系数都可以通过显著性检验，通过DW检验，可以证明模型中不存在序列相关性。误差修正模型描述了均衡误差对消费的短期动态影响，误差修正系数－0.224为负数，符合相反修正机制，也就是说，上一期的均衡误差对消费短期变动有显著影响，如果上一期消费偏低，为负值，本期消费就会相应调高；反之，若上一期消費偏高，本期消费就会调低，从而保证了消费与收入的关系不会明显偏离均衡状态。

五、结果分析

通过以上对统计数据的分析可知，西安市城镇居民的消费确实受到不确定性的影响，这种不确定性即来自收入方面，也来自支出方面。

从模型中可以看到，短期收入变动1%将引起居民消费变动0.830l0，所以，短期收入波动对居民消费的影响是非常大的。国民经济的增长要保持一定的平稳性，这就需要在消费政策的制定方面要保持政策的连续性，对于居民收入波动影响较大的政策制定方面应该谨慎。由此也可以看出，启动居民消费是一项系统工程，需要各项系统措施的平稳推进，保证居民消费水平的平稳过渡，防止大起大落对经济发展造成大的影响。

协整反映的是一种长期均衡关系。消费与收入的长期均衡是受长期因素的影响所致，因此，一些短期措施只能对居民的当前消费起到一定的作用，对长期消费的拉动收效甚微，对于影响短期收入的相关政策，亦是如此。所以，在制定相关政策时应该着眼于政策的长期效果。

在协整模型中，消费倾向为0.832，收入的很大部分都用于消费。在误差修正模型中，误差修正系数(－0.224)，即每年有－22.4％的调整，说明误差修正项对短期消费的调整力度非常大。主要是由于西安城镇居民限于流动性约束的影响等原因，进行跨时资源配置是不容易的，因此，由于不确定性因素的存在，居民在上期出现过度消费后，必然导致本期消费做大幅度的调整。同时，本期的收入在居民消费中还是起着重要的作用。

参考文献:

[1]汪浩瀚:跨期选择、制度转型与居民消费行为的不确定性[J].当代财经，2006，(5):12-15

[2]西安市统计局．西安市2006年国民经济和社会发展统计公报[R/OL]．[2007-2-5]．http://www.sei.gov.cn/ShowArticle.asp

[3]张建申:关于振兴陕西经济的若干思考[J]．西北大学学报(哲学社会科学版)，1998，18(3):45-59

[4]邹至庄张磐:关于中国经济改革——访肯尼思?艾若教授[J].科技导报，1985，9(4)：31-35

[5]秦朵:居民消费与收入关系的总量研究[J].经济研究，1990，25(7):24-29

[6]历以宁:中国宏观经济的实证分析[M]．北京:北京大学出版社，1992:58-134

[7]张风波:当前宏观经济中若干问题的理论思考[J].经济研究, 1987，22(2):12-15

[8]臧旭恒:中国消费函数分析[M].北京:人民出版社，1994:22-79

[9]贺菊煌:消费函数分析[M].北京:社会科学文献出版社，2000:264-293

[10]宋铮:中国居民储蓄行为研究[J].金融研究,1999，(6)：43-48

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

荆州市城镇居民消费 篇10

国际金融危机后, 国家提出“扩内需、保增长”的宏观调控政策, 以促进居民的消费水平。今年是“十二五”规划开局第二年, 各地区继续加大力度落实党中央关于“促增长、调结构、扩内需、保稳定”的一系列方针政策, 并采取了一系列刺激消费的措施, 提高城镇居民消费水平。

自凯恩斯理论产生以来, 绝大部分消费函数理论主要以建立收入和消费支出之间的函数关系为基础, 以揭示收入与消费支出之间是如何相互影响的。消费函数是通过分析消费者行为, 对消费总量的因果状况进行描述。从对决定消费总量的主要因素不同, 或者是相同收入不同界定来看, 消费与收入的函数主要有以下几种。

由英国著名经济学家凯恩斯在《就业、利息和货币通论》中提出的绝对收入假说认为, 在短期中, 收入与消费是相关的, 即消费取决于收入, 消费与收入之间的关系称为消费倾向。每个消费者消费支出和储蓄所占的比率都是根据其现期绝对收入 (个人可支配收入) 来决定。凯恩斯的绝对收入假说是假定人们的消费水平是人们收入水平的函数。从凯恩斯的研究来看, 除绝对收入外, 其他因素在短期内是不会对消费产生较大影响。这就是凯恩斯在1936年首先引入的绝对收入假说。除此之外, 他还提出了边际消费倾向定律。

美国经济学家F·莫迪利安尼和R·布伦贝格 (R Brumberg) 、A·安东共同提出来的生命周期假说。该理论与凯恩斯消费函数理论的区别在于, 凯恩斯消费函数理论强调当前消费支出与当前收入的相互关系, 而生命周期假说则强调当前消费支出与消费者整个一生的全部预期收入的相互关系。

国内学者虽然对消费函数的研究起步比较晚, 但是在运用西方消费理论, 对我国实际消费状况进行实证研究方面也取得了显著的成果。其中主要有:

臧旭恒在《中国消费函数》中对我国居民的消费水平进行了实证分析, 并指出, 绝对收入假说比较适合于对改革开放以前我国居民的消费行为的研究, 而不适用于对改革开放以后我国的实际情况进行研究。而持久收入假说和生命周期假说对我国居民消费行为研究的适应性逐渐加大。

杨天宇 (2009) 研究认为, 正确合理的的收入再分配政策能够有效地扩张居民消费需求。

2 荆州市城镇居民消费的实证研究

由表1可知, 2007年荆州市城镇居民人均可支配收入为10840元, 到2011年为16513元, 上升52.3%, 同时, 2007年荆州市城镇居民人均消费性支出为7851元, 2011年为11693元, 增长48.9%, 两者同时增长, 且增速相近。但是, 湖北省2012年人均GDP为38642.17元, 荆州市2012年人均GDP是20968.09元, 在整个湖北省排名15。不难发现, 荆州市消费水平虽然增幅较大, 但对经济的拉动作用却很不明显。

通过问卷调查得知, 本地居民收入来源多样, 但收入水平及收入结构比例不协调, 影响消费现状, 消费总水平偏低。居民的消费因素受多方面影响, 人们的消费积极性不高, 不但需要从消费方面创造性地为荆州提出建议, 还应从三驾马车全方位对荆州经济做出评断, 并结合其自身特点, 与国家政策, 国际经济局势, 国内经济形势及时代特征相结合, 为荆州经济发展提出建设性的建议和主张, 更好地实施荆州市“壮腰工程”提供理论依据。

通过研究, 收入是消费的基础, 因为收入是影响消费需求的最为根本的因素。当收入变化时, 消费者对某种商品的消费需求乃至消费支出结构及消费水平都会发生变化。收入不仅对居民房地产消费、商业消费及生产力发展有影响, 也从旅游、交通建设、信息交流、教育、医疗等各个方面影响着居民的消费与生活。由此, 收入对消费的影响就不言而喻了。

2.1 数据来源

数据来源基于两方面, 一部分来源于湖北统计局 (电子版) , 另一部分来源于荆州市统计年鉴 (纸质版) , 但两者数据统计口径一致, 数据真实性高。

2.2 数据处理

2.2.1 格兰杰因果检验。

从表2可以看出, Y不是X的格兰杰原因, 而X是Y的格兰杰原因, 因此可以进行一元线性回归。

2.2.2 模型的建立。

由表2格兰杰因果检验结果, 单位根检验以及图1散点图的趋势可初步确立该模型, 即城镇居民人均可支配收入x与城镇居民人均消费性支出y呈线性关系, 现用建立一元线性回归模型如下:

从图1可看出, 荆州市城镇居民人均消费性支出Y与城镇居民人均可支配收入X呈线性关系。

根据表3中的数据, 其模型估计的结果为:

可决系数R2=0.9826 F=848.0886 D.W.=0.8601

2.3 模型的检验

2.3.1 统计检验。

可决系数R2检验, 又称为拟合优度检验。R2越大且越接近于1, 模型的拟合优度就越高。表3结果中R2=0.9826, 说明城镇居民人均消费性支出可由城镇居民人均可支配收入解释98.3%, 模型下方的t统计量表示变量受因变量的影响并可由其表示。F为方程的显著性检验值, 当置信度α=0.05时, t>1.753, F>4.54, 故该方程通过统计检验。

2.3.2 协整性检验。

为了确认变量的协整性, 我们首先运用单位根检验的ADF (Augmented Dickey Fuller Test) 方法分别来确定X1、Y1的平稳性, 观察其趋势项及截距项的走势, 可确定X1序列、Y1序列均有趋势项与截距项。当对序列不进行差分时以及分别对其进行一阶差分时, 其ADF结果见表4:

如表4所示, X1序列的t=1.5687<3.7332 (置信度α=0.05) , 故此时X1为非平稳序列。同理, Y1也是非平稳的。即城镇人均可支配收入X与城镇人均消费性支出Y是非平稳序列, 但由其共同作用建立的线性方程可能是平稳序列, 故还需进一步进行协整检验。对X1进行一阶差分检验 (DX1) 时, 其t=4.8685>3.8753 (置信度α=0.05) , 此时DX1为平稳序列。同理DY1也为平稳序列。即经过一阶差分之后的城镇居民人均可支配收入DX1与城镇居民人均消费性支出DY1均为平稳序列。且二者之间存在着长期稳定的均衡关系。

2.4 结论

由检验结果可看出, 荆州市城镇居民人均可支配收入对城镇居民人均消费性支出有显著影响。其表现为, 在其他假设条件不变的情况下, 荆州市城镇居民人均可支配收入每增加元, 那么就会使荆州市城镇居民人均消费性支出变动0.780元, 并且二者呈正相关关系。

3 促进荆州市城镇居民消费的政策建议

3.1 政府财政增收政策

通过荆州市城镇居民消费水平和居民可支配收入之间的数量关系可知, 可支配收入影响着居民消费水平, 可支配收入增加, 居民消费水平也增加。由于目前劳动力市场供过于求, 使得劳动者工资水平较低, 而且失业人数不断增加, 因此, 政府要提高居民的收入水平首先应当把提高居民收入作为发展经济的核心目标, 提高中低收入者的收入水平, 提高全社会的边际消费倾向和平均消费倾向。

3.2 改变产业结构, 大力发展能够容纳更多就业者的第三产业

荆州有着悠久的历史文化背景, 这给荆州发展旅游业提供了有利的历史条件, 现如今荆州交通事业也得到很大发展, 更是打破了以往因地理条件造成的交通不便阻碍其经济发展带来的不变。现在, 荆州市政府应该在规范旅游业发展的同时, 做到带动当地居民更好的就业, 同时增加荆楚文化宣传力度, 以吸引更多的国内外游客。努力做到让更多的有志之士留在荆州、发展荆州, 同时也吸引更多的游客来游览荆州。

3.3 更新居民消费观念

居民消费意愿低的主要原因是受传统的消费观念影响, 长期以来, 节俭持家的观点已经深入人心, 加之由不确定性产生的预防性储蓄使人们更多的将收入存储起来以备不时之需。因此, 政府应当积极引导居民消费, 转变“量入为出”的消费观点, 建立健全各种社会保障制度, 减少居民对未来的不确定性, 促进居民的现期消费。发展消费信贷, 将中低收入者未来的收入变为现期收入, 提高现期收入水平, 进而提高现期消费水平, 居民借以消费借贷买房买车, 改善消费结构, 促进消费层次的升级。

3.4 加大医疗保健卫生工作方面的力度以及增大补贴范围, 保障消费者利益, 从而使更多居民乐于消费

居民不愿意消费的另一个原因, 就是未来生活的不确定性。如果政府在医疗保健卫生等基础设施建设方面为消费者提供更好的保障, 有效消除人们心中的顾虑。那么消费者也不会为未来的风险去不断储蓄, 而更乐于把钱用在满足现实需求方面。在增大补贴范围方面, 可以单方面增加受补贴居民的数量;另一方面可采取补贴种类多样化的方式来开展工作, 如通过直接补贴生产商 (暗补) 的方式来引导消费者增加消费, 类似的活动如“家电下乡”。也可通过直接补贴给消费者 (明补) 的方式来促进消费。

摘要：为探讨荆州市城镇居民收入对消费的影响, 采用问卷调查的形式对荆州当地的几个城镇以随机抽样的方式对居民的收入与消费的相关指标进行分析, 影响消费的主要因素是当期收入。运用了格兰杰因果等检验, 采用EVIEWS软件分析了19952011年荆州市城镇居民收入及消费, 并建立了收入与消费间的一元线性回归模型。结果表明, 荆州市城镇居民消费与收入之间存在着长期稳定的关系, 且消费受本期收入的影响较明显, 最后从提高居民收入的角度提出了促进消费的政策建议。

关键词：荆州市城镇居民消费,荆州市城镇居民收入,实证分析

参考文献

[1]湖北统计局.湖北统计年鉴[M].中国统计出版社, 2012.

[2]孟竹君.湖北省城镇居民消费水平实证分析[J].湘潮, 2011, (06) .

[3]李子奈、潘文卿.计量经济学 (第三版) [M].北京:高等教育出版社, 2009.

[4]高鸿业.西方经济学 (第五版) [M].北京:中国人民大学出版社, 2011.

荆州市城镇居民消费 篇11

关键词：可支配收入；消费水平；SPSS；异方差性

中图分类号：F063.2 文献标识码：A 文章编号：1006-8937（2016）05-0128-02

随着中国经济的快速发展，人民生活水平不断提高，居民消费水平也不断增长。但在看到这个整体经济趋势的同时，还应看到全国各地区经济发展速度不同，居民消费水平也有明显差异。为了研究西部地区居民消费水平及其变动的原因，需要作具体的分析。研究影响各地区居民消费支出有明显差异的最主要因素，并分析影响因素与消费水平的数量关系，可以建立相应的计量经济模型去研究，本文主要分析居民可支配收入对居民消费水平的影响。

1 模型的设定

本文研究的对象是西部地区居民消费的差异。居民消费可分为城市居民消费和农村居民消费，由于各地区的城市与农村人口比例及经济结构有较大差异，最具有直接对比可比性的是城市居民消费。而且，由于各地区人口和经济总量不同，只能用“城镇居民消费水品”来比较，而这正是可从从统计局网站中获得数据的变量。所以模型的被解释变量Y选定为“城镇居民消费水平”，建立的是2013年西部十二省截面数据模型。

影响各地区城市居民人均消费支出有明显差异的因素从理论和经验分析，最主要的影响因素应是居民收入，其他因素可以不列入模型，即便它们对居民消费有某些影响也可归入随即扰动项中。“城镇居民可支配收入”作为解释变量X。另外，在分析解释变量：“城镇居民可支配收入”的同时，在理论上能够解释解释变量的变量有“城镇居民就业人数”，“当年固定资产投资”等，在这我们仅选取这两个变量对“城镇居民可支配收入”进行解释。

2 所选用计量软件和计量方法

本文所选用的计量软件为SPSS-19，其分析方法主要为异方差分析和回归分析。

3 对城镇居民消费水平的分析步骤

3.1 回归分析

首先对西部十二省城镇居民可支配收入和消费水平进行回归分析操作，检验其所构造回归方程是否通过F检验和T检验，如果通过检验，则证明方程显著。经SPSS分析后所得结果如下：经检验其拟合优度R2为0.773.调整后的拟合优度为0.75。在计量经济学上来讲是一个很高的数值，表明模型在今后由可支配收入来预测居民消费水品有较高的可信度。西部十二省城镇居民可支配收入和消费水平F检验结果，见表1。

由上表可得出其F统计量为34.040，其P值远小于0.05，故拒绝原假设，由此可以得出结论：所构造的方程是显著的，方程通过F检验。西部十二省城镇居民可支配收入和消费水平回归分析结果，见表2。

由上表可得模型变量城镇居民可支配收入的系数T值为5.834，其P值远小于0.05，故拒绝原假设，本模型中唯一解释变量系数显著，方程通过T检验。

3.2 异方差性检验

运用等级相关系数法来检验模型异方差性，即检验残差绝对值与解释变量间的关系，经SPSS计算处理，可以看出，等级相关系数r=-0.063，残差绝对值与城镇军民可支配收入间相关性非常小，并且其P值=0.846，P值大于0.05，我们可以认为残差绝对值与解释变量不显著相关，所以不存在异方差性。

3.3 回归方程

因为模型不存在异方差性，所以不需要做加权最小二乘回归分析，直接进行回归分析，由表最终所得回归方程为：

Y=-10180.192+1.317X

方程表明：城镇居民消费水平与城镇居民可支配收入之间大致呈一元线性关系，城镇居民消费水品随城镇居民可支配收入的增大而增大。想要提升居民消费水平，应从提高居民可支配收入方面着手。

4 对城镇居民可支配收入的分析步骤

在我们分析完城镇居民消费水平与可支配收入关系后，是什么影响居民的可支配收入，对此我们提出两个影响因素：城镇单位就业人员和当年固定资产投资，因为投资的多少能反应一个地区在一定时间段利率的变化；此外，就业人员的多少也与居民可支配收入息息相关。由于数据的不可测性和数据获得的限制，我们在此只考虑这两个影响因素。

4.1 回归分析

首先对西部十二省的城镇居民可支配收入、城镇单位就业人员、当年固定资产投资进行回归分析，见表3。经SPSS数据处理可得：R2=0.769，调整后R2=0.718。这处于一个很高的水平，表明所建立模型在今后预测方面有很高的可信度。

由上表可得其F统计量为15.021，其P值远小于0.05，故拒绝原假设，此模型构造的回归方程是显著的，模型通过F检验。西部十二省的城镇居民可支配收入、城镇单位就业人员、当年固定资产投资回归分析结果，见表4。

由上表可得模型变量城镇居民就业人数T值为-3.866，P值=0004，远小于0.05，故拒绝原假设，解释变量城镇居民就业人数和固定资产投资的系数显著；固定资产投资系数T值=4.976，P值=0.001，远小于0.05，故拒绝原假设，解释变量系数显著，方程通过T检验。

4.2 异方差性检验

同样运用等级相关系数法来检验模型异方差性，经SPSS处理后所得结果。经过等级相关系数分析可得，等级相关系数r=0.049，表明残差绝对值与城镇居民就业人数相关性较低，并且其P值=0.88，P值大于0.05，认为残差绝对值与解释变量不显著相关，所以表明模型方程不存在异方差性。

4.3 回归方程

在这里令城镇居民可支配收入为Y，城镇居民就业人数为X1，固定资产投资为X2。因为模型不存在异方差性，所以不需要做加权最小二乘回归分析，最终所得回归方程为：

Y=20140.626-13.297 X1+0.668 X2

由方程可以看出城镇居民可支配收入、城镇居民就业人数、固定资产投资之间大致呈一元线性关系，城镇居民消费水平与城镇居民就业人数之间呈反比，与固定资产投资之间呈正比。所以，要想增加城镇居民可支配收入可以通过增加固定资产投资来实现。

5 分析结果解读

在一个社会中，消费可以拉动经济的快速增长，在我们已经建立的模型当中，提高居民消费水平必须提高居民可支配收入，而提高居民可支配收入需要降低就业率或增加固定资产投资，据此，可以提出几点建议：

①政府可以通过降息、降税等措施来鼓励投资，提高固定资产投资额，进而影响居民可支配收入，达到提高居民消费水平，促进经济发展等目的。降息使企业增加向银行贷款，从而增加投资；降税政策降低企业运营成本，使企业敢于投资，提高投资拉动内需进而刺激市场发展。

②由菲利普斯曲线可得，通货膨胀率和就业率呈反向变动关系，这从我们的模型中可以反映出来：城镇居民可支配收入和城镇居民就业人数之间存在反比例线性关系。温和的通货膨胀非但不是坏事，而且意味着经济的稳步增长，是社会经济发展的正常现象。政府要发展经济，需要制定一些列的有效政策，把失业率控制在经济发展条件下合理的比例，不可盲目发展经济而导致失业率的大幅提高，得不偿失。

③居民消费水品可以反映居民的生活水平，最直接体现在居民的可支配收入上，在考虑居民可支配收入问题上，我们仅考虑固定资产投资和城镇居民就业人数，事实上，影响居民可支配收入的因素有很多，如医疗卫生补助，社会福利政策，免税政策等等。政府一直以来以GDP增速来确定经济发展水平，但真正能够把经济发展起来的是本国国民，政府应该着重考虑的问题是民生，人民富则国家富，提高国民生活水平是国家发展战略中的重中之重。

参考文献：

[1] 郁菁.回归模型异方差性的检验与消除研究—以SPSS为分析工具[J].

长沙民政职业技术学院学报，2007，（12）.

[2] 马骊.空间统计与空间计量经济方法在经济研究中的应用[J].理论新 探，2007，（19）.

[3] 高远东，陈迅.中国省域产业结构的空间计量经济研究[J].系统工程理 论与实践，2010，（6）.

[4] 吴玉鸣.中国省域经济增长趋同的空间计量经济分析[J].经济分析，

全国城镇居民消费支出结构分析 篇12

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.