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居民消費范文1
其他方面的原因。方福前（2009）運用面板數據對我國城鄉居民消費需求進行計量分析，得出1995—2005年以來我國居民消費函數比較穩定；醫療、教育和住房體制改革對城鄉居民消費的影響不同；并運用資金流量表（實物交易）進一步得出在國民收入分配中，政府所占份額越來越大，而居民所占份額越來越小是我國居民消費需求持續低迷的原因之一。李文溥、龔敏（2011）認為CPI的上漲對城鄉及不同收入群體的沖擊不同，對農村居民與低收入群體影響更大。通脹差異會擴大城鄉及不同收入群體的實際收入，并抑制居民的消費需求，使最終消費對經濟增長的貢獻率持續下滑。路易斯（LouisKuijis）運用世界銀行數據庫對中國的私人儲蓄進行了經驗研究，得出中國的高儲蓄主要是企業的高儲蓄，再次是政府的高儲蓄，中國居民的儲蓄水平雖然高于大多數西方國家，但低于像印度等國家。因此，他認為企業儲蓄過多是中國的消費需求不足主要原因。路易斯進一步指出，中國居民高儲蓄水平的原因部分是要支付譬如醫療和教育支出，而這些在國外多數是由政府或者保險公司支付的。此外，中國居民還要在住房投資上花費將近一半的儲蓄。上述觀點各從一個方面反映了居民消費不足的問題，在前人研究基礎上，本文綜合影響城鄉居民消費的因素，運用面板數據來比較分析它們對城鄉居民消費的不同影響，以及各自的影響方向與強度，探明抑制我國居民消費的真實原因，進一步提出擴大內需的政策建議。
一、數據的選擇與處理
本文選取1997年至2010年的30個省分城鄉年度面板數據（paneldata），由于數據不全所以不予包括。出現在本文中的變量有：人均消費支出（城鎮與農村）、人均可支配（純）收入（城鎮與農村）、人均財富水平(城鎮與農村)、物價指數（城鎮與農村）、人均財政性教育經費、老年人撫養比、少兒撫養比、醫療狀況、一年期平均存款利率、國內生產總值（GDP）、財政收入等。其中物價指數以1997年為基期，為100%，并以此對以后年份進行調整。一年期平均存款利率為央行公布的一年期銀行存款基準利率的加權平均值，由于醫療支出數據難以取得且準確率不高，而醫療機構床位數統計已有多年，所以本文采用醫療機構床位數千人每張作為醫療狀況的代替變量。人均財富水平為城鄉人均儲蓄存款余額。為便于分析及減小變量異方差，本文對于人均消費支出、人均可支配收入、人均財富水平、人均財政性教育經費均取對數。本文的數據來源是中國國家統計局編寫的相關年份的《中國統計年鑒》和各省的統計年鑒、中華人民共和國教育部編寫的相關年份的《中國教育統計年鑒》和各省教育統計年鑒、中華人民共和國衛生部編寫的相關年份的《中國衛生統計年鑒》和各省衛生統計年鑒、中國人民銀行公布的相關年份的金融機構一年期人民幣存款基準利率。
二、面板數據模型
由于本文采用1997—2010年的30個省、自治區和直轄市的面板數據，所以采用面板數據模型分析。研究居民消費需求，既要考慮短期因素，如可支配收入（農民純收入）、財富水平、醫療狀況、通貨膨脹、利率；也需要考慮長期因素，如未成年人口撫養比和老年人口撫養比。本文構建的模型包含8個解釋變量，將影響我國居民消費需求的主要因素盡可能地納入模型。面板數據基本模型為：yi，t=C+αi+γt+x''''i，tβ+μi，ti=1，2……N，t=1,2……T其中，y表示被解釋變量，C表截距項，x''''為k維解釋變量向量，i表示橫截面數據，t表示時間序列數，β為回歸系數向量；其中，αi度量個體間的差異，γt度量時間上的差異；μi,t表示隨機誤差項。面板數據模型主要有三種形式：1.普通混合回歸模型。此類模型假設αi和γt不隨個體i和時間t變化。即α1=α2=α3=……=αn，γ1=γ2=γ3=……=γt。此時模型可以寫為yi，t=α+x''''i，tβ+μi，t2.固定影響模型。此類模型假設αi和γt隨個體i和時間t變化，并認為αi和γt與解釋變量相關，具體可分為如下三種情況。（1）個體固定影響模型。即αi在個體i上變化，而γt在時間上無變化。（2）時期固定影響模型。即αi在個體i上無變化，而γt在時間上變化。（3）個體和時期固定影響模型。即截距項αi在個體i上變化，且γt在時間t上變化。3.隨機影響模型。此類模型假設αi，γt，μi，t均服從于正態分布，且相互獨立，即各自不存在截面自相關、時間自相關、混合自相關。
三、面板數據模型設定分析
對于以上三種模型的選擇，可以采用以下方法判斷：1.固定影響模型檢驗。由于固定影響模型分三種情況，所以檢驗也相應可分為以下三種情況。（1）個體固定影響檢驗。原假設為αi不隨個體i變化，即α1=α2=α3=……=αn=0。若原假設成立，則服從F分布：F=(SSEr-SSEu)(N-1)SSEu(NT-N-k)~F(N-1，NT-k)其中SSEr為普通混合模型的殘差平方和，SSEu為個體固定影響模型的殘差平方和。若F大于臨界值，則拒絕不存在個體固定影響的原假設。本文中，城鎮居民回歸方程F統計量為24.5521，大于1％的臨界值，即認為可以建立個體固定影響模型；農村居民回歸方程中，F統計量為39.85917，大于1％的臨界值，同樣可以建立固定影響模型。（2）時期固定影響模型檢驗。原假設為γt不隨時間t變化，即γ1=γ2=γ3=……=γt=0。依然構造F統計量，但其中的SSEu改為時期固定影響模型的殘差平方和。若F大于臨界值，則拒絕無時期固定影響的原假設。在本文城鎮居民和農村居民的回歸模型中，由于存在奇異矩陣，所以無法建立時期固定影響模型，也無法檢驗。（3）個體和時期固定影響檢驗。原假設為αi和γt不隨個體i和時間t變化，即α1=α2=α3=……=αn=0，γ1=γ2=γ3=……=γt=0。構造F統計量，此時的SSEu為基本模型的殘差平方和。如果F大于臨界值時，則拒絕不存在個體和時期固定影響的原假設。同樣由于存在奇異矩陣，因此無法檢驗。2.H檢驗。在利用面板數據建模時，可用Hausman來確定選用固定影響模型或是隨機影響模型，并且隨機影響模型優先考慮。Hausman檢驗的原假設為：隨機影響模型中個體影響與解釋變量不相關。構造統計量：W=[b-β]''''VARb-β[b-β]其中b為固定影響模型中回歸系數的估計，β為隨機影響模型中回歸系數的估計。在原假設下，統計量W服從χ2(k)，k為模型中解釋變量的個數。無論在城鎮和農村居民的模型中，Hausman檢驗結果P值均大于10%，不能拒絕原假設，所以都可以選用隨機影響模型。本文決定采用隨機影響模型估計。
四、實證分析
基于以上檢驗分析，運用面板數據的隨機影響模型，分別建立城鎮居民與農村居民的消費方程，計量結果如表1和表2所示。城鎮和農村居民人均消費支出為被解釋變量，人均可支配收入、老年人口撫養比、未成年人口撫養比、通貨膨脹率、人均財富水平、人均財政性教育經費、醫療水平、利息率為解釋變量。回歸方程的F統計量的P值均接近于0，R2均大于0.9，說明方程整體上顯著。由以上計量結果可知：1.居民人均可支配（純）收入對居民消費有著決定性作用，其中對城鎮居民的影響程度大于農村居民，0.918844對0.785993。這種影響程度的不同可能是城鎮居民消費更無后顧之憂，收入穩定性高，且福利等社會保障因素好于農村，還有一部分原因可能是農村居民的消費有一部分是自給自足的緣故，數據上顯示不出來。2.老年人撫養比、少兒撫養比對城鎮居民和農村居民影響不同。對城鎮居民消費無顯著影響（10%顯著性水平上不顯著），原因可能是城鎮居民大部分均有退休金，而少兒支出占比較小；但老年人撫養比對農村居民消費影響顯著，有著促進作用，而這也符合我們的預期，農村老年人大都是活到老忙到老，對于家庭的負擔很小，而少兒撫養比對農村居民消費影響不顯著，表明社會福利如養老保險等對我國現期居民消費影響不大。3.物價指數(CPI)對城鎮居民、農村居民消費均有明顯影響，但作用的方式卻不一樣。對城鎮居民消費抑制，系數為-0.2363，表明城鎮居民對物價水平的高度敏感的，主要原因是城鎮居民大都靠貨幣計量的工資；而對農村居民卻有著明顯促進作用，系數為0.3882，可能由于知識水平的不同，農村居民整體有著習慣性預期，在價格未升時加快消費。4.財富水平對城鎮居民和農村居民也有著不同影響。對城鎮居民在10%水平下顯著，但卻是抑制作用，一個重要原因是我國城市房價的高漲，居民存錢買房，抑制了城鎮居民的消費；對農村居民消費影響不顯著，原因之一是農村居民財富水平普遍較低，且農村預防性儲蓄動機很強。這與路易斯的結論相吻合，居民將大量儲蓄用在住房投資而不是消費上。5.財政性教育經費與醫療狀況對城鎮和農村居民消費影響情況不同。對城鎮居民消費的影響不確定，對農村居民有顯著影響，但影響程度不大，原因可能是現階段我國教育與醫療支出水平都還很低，對于農村居民的低收入而言比較重要，但對城鎮居民卻無明顯影響；也可能是因為數據的粗糙性，財政性教育經費只占居民教育支出的一部分，且醫療情況這里是用床位數代替的。6.一年期平均存款利率對城鎮居民影響不確定，對農村居民消費有促進作用，但作用都不明顯，系數分別為0.002769和0.009904。整體上看，利率對居民消費有著輕微促進作用，表明利率對農村居民的收入效應大于替代效應。為進一步探明醫療支出對我國居民消費的影響，特別是近幾年來我國推行的新型農村合作醫療制度對農村居民消費的影響，我們通過城鄉居民消費結構來分析。無論城鎮居民還是農村居民在醫療方面的支出都呈顯著增長趨勢，而且增長率很多都超過了收入的增長，表明我國居民在醫療保健方面需求的強烈。而農村居民醫療保健支出的增長更快，表明醫療保健是影響我國特別是農村居民消費的重要因素。
五、CPI程度對消費的影響
通貨膨脹一直是我國比較關注的問題，通貨膨脹對我國居民消費的影響到底如何也值得我們關注。通過以上的分析我們得出通脹對我國城鎮居民農村居民消費都有顯著的影響，但以上分析并沒有考慮通脹程度。政府從2005年開始確定通貨膨脹目標，為4%，以后每年都有變動；2006也為3%，以點目標的形式；2007年設置了3%的通貨膨脹上限；2008年確定通脹水平為4.8%附近（周好文，2010）。因此本文在這里將CPI增長率按5%分為兩個部分：超過5%和低于5%，并運用鄒至莊檢驗來比較兩者對消費的影響是否顯著不同。此處選擇數據對象為全國范圍。鄒至莊（Chowtest）檢驗：若回歸方程不存在結構變動，則分解后的兩個回歸方程其RSS之和RSSUR與總體回歸方程RSSR在統計上不應該不同。因此可以構造如下統計量：F=(RSSR-RSSUR)/kRSSUR/(n1+n2-2k)～F[k,(n1+n2-2k)]其中，n1、n2分別表示子回歸方程的觀測次數，k表示所估參數個數。通過鄒至莊檢驗得：城鎮居民F=2.235，農村居民F=1.230，而F[4,16]在5%顯著性水平臨界值為3.26，不拒絕無影響的原假設。所以無論城鎮還是農村居民消費水平對5%通脹標準均不敏感，CPI程度對居民消費影響不顯著。
六、收入分配的分析
消費有政府消費和居民消費，在一國經濟水平的情況下，政府消費的過高必然抑制居民消費。在收入分配中，政府財政收入高，居民消費就必然會低。通過本文分析，收入是對居民消費有著決定性影響，而我國需求不足始于1997到1998年。從有關數據可知，從1997年開始，我國財政收入增長率開始大于居民可支配收入增長率，并一直持續到現在，而從本文前面分析知：居民消費與可支配收入均也是從1997年起低于GDP增速。這與我國需求不足始于1997年正好吻合。在經濟總量一定情況下，居民消費與政府消費之間存在此消彼長的關系，政府收入太多，但教育、醫療、養老等福利制度的建設卻滯后，嚴重打壓了居民的消費熱情。因此，擴大內需必須改變收入分配格局，藏富于民是提高居民消費的重要手段，無論是對城鎮還是農村居民。
七、結論與政策建議
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關鍵詞：居民消費水平；影響因素；計量分析
一、引言
居民消費水平是指一國居民在一定時期平均享用的生活消費的產品的數量與質量，或全體消費者按人均物質與文化需要獲得滿足的程度。也指某一消費者及其家庭在某一時期所獲得的消費對象的數量與質量，從效用的角度考慮也指某一消費者及其家庭某個時期的生活消費需要獲得滿足的程度。消費問題在微觀經濟學的研究中是至關重要的。近幾年來隨著經濟的快速發展，甘肅省的居民生活水平也有明顯的提高。但由于甘肅地處西北，經濟發展相對滯后，自然環境惡劣，而且運輸成本過高，導致甘肅居民消費水平低于全國水平。同時，甘肅省出現了物價高而收入低的現象。
通過查閱資料可以看出，以往的許多研究都著重于收入與居民消費水平的關系，并且都是考察全國范圍內，少有地區性的研究。同時也沒有考慮到其他不確定因素的影響。雖然收入很重要，但收入因素不能完全決定消費水平。不同的區域結合其自身的產業和自然特征可能有不同的影響因素。本文從甘肅省自身的特點出發，進行包括收入在內的影響居民消費水平的因素分析。
二、消費水平影響因素選擇
現實生活中有許多因素會影響消費水平。例如收入水平、家庭年齡構成、消費者偏好、富人的示范效應等。結合甘肅省的實際情況與樣本數據的隨機性，選擇地區生產總值，人均可支配收入，居民儲蓄與居民消費價格指數作為影響居民消費水平的因素。
通過統計研究發現，地區生產總值是體現一個地區經濟發展情況的最佳指標。如果一省的地區生產總值高，說明該地區經濟發展良好，綜合實力強。反之，如果一省的地區生產總值低，則說明該地區經濟發展水平較低，綜合實力較弱。甘肅省由于自然條件較為惡劣，工業發展緩慢，其地區生產總值從全國來看是較低的。眾所周知，影響消費水平較關鍵的一個因素就是收入水平。而分析甘肅省的人均可支配收入可以排除稅收等其他因素的干擾，更好地體現收入對消費水平的影響，擬合現實消費函數。另外，甘肅省作為中國西北欠發達省份，居民傾向于更多的的儲蓄而不是投資。甘肅省居民有較強的儲蓄意識。所以將居民儲蓄這一指標引入對消費水平的分析是很有必要的。最后，居民消費價格指數反映居民所購買的消費品價格和服務項目價格變動的相對數。居民消費價格指數可以觀察和分析消費品價格和服務項目價格變動對居民收入的影響，從而導致居民消費水平的差異化。
綜上所述，選擇地區生產總值，人均可支配收入，居民儲蓄與居民消費價格指數作為分析甘肅省居民消費水平的指標。
三、數據收集與模型建立
考慮到樣本的可收集性，下面選取甘肅省1998-2014年的指標數據作為樣本，數據來源為國家統計局。具體數據見表1。
根據實際情況分析和經濟理論可以知道，甘肅省居民消費水平Y作為被解釋變量，與地區生產總值X1，人均可支配收入X2，居民儲蓄X3與居民消費價格指數X4有關。除此之外，被解釋變量還受一些其他變量與隨機因素影響，將其他變量與隨機因素的影響歸于隨機變量μ中。對模型進行回歸分析，使模型更具有可操作性。
應用Eviews軟件的OLS法估計模型參數，得到如圖1的分析結果：
得待估計的回歸方程為：
Y=-1683.74+0.7638X1+0.0112X2+0.6922X3+22.290X4
R2=0.998 F=1795.124 DW=1.0116
四、模型檢驗
（一）擬合優度檢驗
由圖1可知樣本可決系數R2=0.998
修正后的樣本可決系數為R-2=0.997
結果說明樣本具有很好的擬合優度，樣本回歸方程較好的擬合了樣本觀測值。
（二）F檢驗
原假設為H0：β1=β2=β3=β4=0
對立假設為H1：至少有一個β不為0
由圖1可知F=1795.124，設顯著性水平為α=0.05，查表得F0.05（4.15）=3.06，1795.124>3.06，所以拒絕原假設，回歸方程顯著。即甘肅省居民消費水平與地區生產總值，人均可支配收入，居民儲蓄與居民消費物價指數存在顯著線性相關。
（三）t檢驗
從t檢驗的結果可以看出，當顯著性水平設為0.05時，只有X1和X3存在較高的顯著性，而X2與X4則沒有。這說明X2與X4可能存在多重共線性。因此，地區生產總值與居民儲蓄對甘肅省居民消費水平存在顯著影響。
五、結束語
根據以上計量分析，可以看出影響甘肅省居民消費水平的主要因素是地區生產總值和居民儲蓄。所以，要提高甘肅省的居民消費水平，就要從這兩個因素入手。
地區生產總值是影響甘肅省居民消費總值的主要因素。甘肅省的經濟發展相對落后，由于地理位置偏僻，自然條件惡劣，甘肅省可以發展的產業不多，農業與工業發展都無法趕超內陸地區。服務業就更加落后。要提高甘肅省的地區生產總值，就要發展與甘肅省的地理位置與自然環境相適應的產業，比如金川的鎳礦產業就是一個很好地例子。只有產業發展有較大的提高，才能提高甘肅的收入水平，進一步促進消費。地區生產總值的提高意味著地區經濟實力的增強。只有提高了甘肅省的經濟實力，增加居民收入，自然就會更好的促進消費，優化居民消費結構，更好的提升居民消費水平。
中國自古以來就有勤儉節約，精打細算，量入為出的優良傳統。在經濟落后的地方尤其如此。甘肅省經濟落后于全國平均水平，在經濟欠發達的地區的居民這種觀念就更加根深蒂固。所以，在對甘肅省居民消費水平的分析中，居民儲蓄的影響是不能忽視的。這與甘肅省尤其是省內農村居民的消費觀念有很大關系。農村居民更加勤儉節約，更重視儲蓄的重要性，相應的用于消費的支出就非常有限。而對于城鎮居民，消費傾向不穩定，投資通道狹窄是影響儲蓄的關鍵原因。對多數城鎮居民來說，儲蓄依然具有剛性。所以，要提高居民消費水平，關鍵在于轉變消費觀念，擴大投資通道。通過不同的手段擴大消費需求，才能進一步擴大消費規模，達到提高居民消費水平的目的。
最后，居民消費物價指數也是居民消費水平的影響因素之一。雖然不顯著，但物價穩定，限制過度的通貨膨脹是提高居民消費水平的環境保證。物價的過快增長會對居民消費產生負面影響，并且對低收入家庭的影響較大，不利于擴大消費規模。當出現物價過快上漲對低收入群體影響較大時，需要政府適時采取措施，調整社會保障措施，發放補助等，確保低收入群體的生活水平不會降低。
（作者單位：蘭州大學）
參考文獻：
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個稅自1799年誕生于英國以來，逐漸發展為世界各個國家的主體稅種，也是國家財政收入的主要組成部分。1980年9月1日起，《中華人民共和國個人所得稅稅法》正式頒布，同時，個稅起征點定為800元。隨著中國人民生活水平和工資的提高，2005年國家將起征點提升至1600元，2007年起征點更是提升至2000元，2011年9月，我國個稅起征點再次提升至前所未有的3500元，個稅起征點在短短幾年間即實現了三級跳。從國家對個稅起征點的調整來看，主要遵循以下三個原則：一是以城鎮居民收支水平為基礎，兼顧地區性差異；二是起征點的確定與城鎮居民住房、教育等相結合，最大限度保證對居民的生活無重大影響，至少不是負影響；三是起征點的幾次提高也是為了促進居民的消費水平，中國居民不像美國居民等發達國家超前消費，與之相反，中國公民收入多用于儲蓄，隨著起征點的提高，將會拉動內需，刺激消費。
2個稅起征點提高與居民可支配收入的關系
個稅起征點的提高自然意味著居民可支配收入的增加，而收入或者說居民的可支配收入是消費的最重要因素，當居民的可支配收入提高時，其消費也會隨之增加。那么我們這里先定義一個機會收入，機會收入完全是因為個稅起征點調整后居民的可支配收入，并不包括因其他原因而引起的居民可支配收入的變化。機會收入是指個稅起征點調整后居民的應納稅額和起征點未調整時的應納稅額之間的差額。我國歷次的個稅起征點調整都是針對工資薪金收入扣除相關合理費用后的調整。同時在2011年個稅起征點的調整過程中將9級超額累進稅率變為7級超額累進稅率，這使得不同收入者納稅所對應的納稅級距也發生了變化。我們以級距點為例進行分析，原先的3500元在調整后不再征收個稅，即相應的機會收入為125元，這完全是由于個稅起征點調整后產生的居民機會收入。同理可得在8000元、9000元、10000元這三個級距點機會收入會達到峰值的480元，之后逐漸降低，到達38600元時，機會收入變為0，之后機會收入開始為負。居民的收入與機會收入之間大致呈“倒U形”關系，即低收入階層的機會收入也比較少，達到8000～10000元的中等收入階層，機會收入達到了峰值，之后在高收入階層中，逐漸變為0，并開始逐漸變為負數，這個時候，國家對于貧富差距的調整政策顯現出來，收入越多，所征收的稅也越多。同時，也有學者指出，居民的邊際消費傾向與收入水平也大致呈“倒U形”的關系，即中等階層的邊際消費傾向比較高，而處于兩邊的低收入和高收入階層邊際傾向比較低。這主要是由于高收入階層消費傾向趨于飽和，機會收入的增加和減少對于他們的影響不大，所以他們的邊際傾向變化幅度不大。與此相同，對于低收入家庭，雖然個稅起征點的調整使得他們的機會收入增加，但是這些還不足以使他們有較大的消費傾向，也只能產生有限的幅度變化。
3個稅起征點的調整影響上海市居民消費
3.1個稅免征額調整影響上海市居民消費水平(絕對數量上)
上海市居民2010年家庭人均消費支出如表1所示。從絕對數量上來看，2011年中高收入戶的消費支出出現了大幅度上升，增加了3614元，到2012年這種趨勢放緩，只比2010年增加2802元，顯然，個稅起征點的調整對于中高收入戶的影響較大，消費支出出現了跨越式上升，其他收入水平的居民消費也有不同程度的上升。這其中，高收入戶的增加量不是很大，只有653元，可見這次調整的影響對于高收入戶的影響很小，他們的消費情況基本趨于飽和，等到2012年時，他們適應了起征點變化的影響，消費支出又進一步增加。中低收入戶、中等收入戶和中高收入戶在2012年消費支出都有不同程度的回落，起征點調整由此的影響可見一斑。對于低收入戶來說，這幾年的消費支出一直呈現上升趨勢。
3.2個稅免征額調整影響上海市居民消費水平(相對數量上)
從相對數量上來看，低收入和高收入戶一直是增長的，而對于中等收入戶(包括中低收入戶、中等收入戶和中高收入戶)的影響卻是一樣的。在個稅起征點調整的當年，刺激性消費的支出比較大，而次年當居民適應了這種變化，慢慢地消費放緩，雖然相比于2010年的消費量是增加的，但較2011年來說環比增長跌破100%，即消費支出下降，如表4所示。
3.3個稅免征額調整影響上海市居民消費結構
消費結構是在一定的社會經濟條件下，人們(包括各種不同類型的消費者和社會集團)在消費過程中所消費的各種不同類型的消費資料(包括勞務)的比例關系，有實物和價值兩種表現形式。實物形式指人們在消費中，消費了一些什么樣的消費資料，以及它們各自的數量。價值形式指貨幣表示的人們在消費過程中消費的各種不同類型的消費資料的比例關系。上海市統計局根據居民的消費內容來劃分居民消費結構，同時對于居民的收入又進行了更細節性的劃分，分為三大類、五小類，分別是低收入、中低收入、中等收入、中高收入和高收入；消費支出分為八類，分別是食品支出、衣著支出、家庭設備用品和服務支出、醫療保健支出、交通和通信支出、教育文化娛樂服務支出、居住支出、其他商品和服務支出。眾所周知，食品支出占消費支出的比例即為恩格爾系數，低收入和中低收入的恩格爾系數較大，反之，高收入人群的恩格爾系數較小。隨著經濟的發展和人民生活水平的提高，食品的支出在人們的消費支出中所占比重正逐步縮小，而高收入居民的基礎物質消費基本已達到飽和，中低收入居民才是這部分收入的主力軍。個稅免征額的調整恰好使得居民的可支配收入增加，在消費方面也更具靈活性，實現了其他各消費支出的同步增長，改變了居民以食物支出為主的消費結構。
4結語
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本文在西方消費理論的基礎上，從最終消費率和消費結構等分析了我國居民消費現狀，利用1990～2010年有關數據建立我國居民消費需求的模型，對消費的影響因素進行實證研究。研究發現，我國居民消費主要受收入、物價水平以及財政支出幾方面的影響，其中物價水平的影響最大。
關鍵詞：
居民消費；物價；財政支出
本文通過收集1990年～2010年21年的數據，并建立相應的計量經濟模型來研究我國居民消費的影響因素，從全局的視角系統地為擴大我國居民消費需求進行宏觀調控并在政策導向上提供相應依據。
一、我國居民消費現狀
（一）最終消費率較低改革開放以來，我國國民經濟保持著高速增長。雖然經濟增長速度較快，但國內居民消費所占的份額卻不斷下降，其突出特征是，雖然消費總額在增加，但是最終消費率卻在不斷下降。最終消費率是衡量居民消費情況的重要經濟指標，合理的居民消費率不僅有利于居民消費水平的提高和消費結構的優化升級，同時有益經濟的良性循環。
（二）居民消費結構不合理
1.城鄉居民消費水平差異較大。自20世紀90年代以來，城鎮居民消費一直以迅猛的勢頭增長，而同期農村居民消費水平增長緩慢，占總消費的比例不斷下降。城鄉居民消費水平的差異非常明顯，自1990年到1995年城鄉居民消費水平差異逐漸擴大，2000年之后盡管這種擴大趨勢有所緩解，但城鄉居民消費比重仍然穩定在3倍左右。
2.居民消費項目結構不合理。從有關2013年我國農村居民和城鎮居民用于各項消費項目的統計來看，可知無論是農村還是城鎮，食品消費支出與居民人均消費支出有著極強的相關性，農村和城鎮分別高達34%和35%；其次，占比例較大的為居住、衣著、交通通信等。在城市中，文教娛樂也開始占有一定比例，但在農村中，這一比例仍較低，大概為8%左右。但是家庭設備、醫療保健項目上的支出在農村和城市都比較低，在發達國家這是帶動居民消費的關鍵項目，反映我國居民在消費項目上結構嚴重不合理，與我國服務業發展水平不高、配套設施不完善、居民消費意識落后有較大關系。
二、影響因素分析
基于以上理論分析，我們從經濟學角度選取各個衡量指標并加以說明：
(一）消費需求
用1990年～2010年居民最終消費數據來衡量。最終消費支出包括居民和政府消費支出，是常住單位為滿足物質、文化等需要，從國內和國外購買的貨物和服務的支出。定為因變量Y。
（二）收入水平
本文以1990年～2010年歷年的國內生產總值（GDP）來衡量。定義為自變量X1。
（三）物價水平
我們以1978年為基期1990～2010年消費者價格指數（CPI）來衡量，定為自變量X2。商品零售物價指數（RPI）反映一定時期內商品零售價格變動趨勢和變動程度的相對數，也是衡量我國物價重要的指數，定為自變量X．
（四)財政支出財政支出
對居民消費的影響包括：擠出效應和擠入效應。如果財政支出的增加導致居民消費的總體水平降低，稱為財政支出對消費具有擠出效應；反之則具有擠入效應。將財政支出定為自變量X4。
（五）過去消費習慣
根據相對收入假說，消費者會將其現在消費與過去消費進行對比，消費支出只會上升而很難出現隨現期收入下降也降低的現象。將居民過去的消費習慣考慮進去，居民以上一期的消費水平作為參考決定當期消費，定為自變量X5。
三、模型建立及結果分析
（一）模型建立
本文根據以上所提出的自變量和因變量，構建以下模型：Yt=C+α1X1+α2X2+α3X3+α4X4+α5X5+ut（1）首先，用EViews7.2軟件對將因變量Y對上述自變量進行OLS回歸，發現變量X5的系數不顯著，因此，剔除變量X5，構建新的多元線性回歸模型，如下所示：Yt=C+α1X1+α2X2+α3X3+α4X4+ut（2）再用OLS對模型進行回歸，結果如下圖所示：從最終結果中看各回歸系數均顯著，可調整R2為0.99，表明解釋變量可以較好地解釋被解釋變量。并且可以看到DW值為1.636，dL<DW<dU，因此不能確定是否存在一階自相關。我們采用LM檢驗法進行檢驗，結果顯示不存在自相關。接下來檢驗異方差性，我們采用常用的懷特檢驗法檢驗，結果顯示也不存在異方差性。說明此模型具有一定意義。
（二）結果分析
從最終的結果中，可以看出收入水平、物價水平以及財政支出都對我國居民消費有一定的影響：其中，物價水平的影響最大，CPI指數和RPI指數的系數的絕對值比較大，說明對居民消費影響較大，但其中CPI指數的系數為正數，與現實不太相符，原因在于文中選取的CPI指數是以1978年為基期（1978年=100）來衡量的，而我們選取的GDP、最終消費都是名義量，并沒有剔除通貨膨脹等因素，所以造成一定的誤差。RPI指數為負，則真正反映了物價上漲對我國居民消費的抑制作用；收入的系數為0.244，說明在其他變量不變的條件下，GDP每增長1%，消費就增長0.244%，符合凱恩斯有關理論的。同時政府財政支出對居民消費有推動作用。限于模型的誤差及數據的有限，沒有發現過去消費對本期消費有明顯的影響。
四、對策探究
通過以上分析，從上述幾個因素分析來探究擴大我國居民消費需求的對策：
（一）大幅度地提高居民收入
提高居民收入是拉動居民消費的最直接手段。第一，提高中低收入居民的收入，通過加快城鎮化將農村剩余勞動力轉移到城鎮。第二，合理分配收入，需要采取措施加強稅收對個人收入的調節作用。第三，加快服務業尤其是現代服務業的發展，有效緩解就業壓力、增加就業。
（二）宏觀調控物價
從模型分析結果可以看出：物價指數對居民消費有著重大的影響，因此未來政府還應該將穩定物價、房價等作為工作的重心。房地產市場的供給和需求以及與此相關的價格波動具有泡沫成分，隱含著巨大的金融風險。因此對房地產市場的調控是控制物價上漲的重點。
（三）加大政府的財政支出
第一，加大農村基礎設施的投資，提高農民住、用、行等多方面的消費需求；第二，調整政府消費支出內部結構，減少政府投資性支出比重，并適當增加政府消費性支出。另外削減行政管理單位事務支出，加大科教文衛等支出。
參考文獻：
[1]王吉恒，李敏，盂菲.論我國居民消費水平的影響因素[J].開放導報，2012(2):44-47.
居民消費范文5
關鍵詞：保險；居民消費；廣東省
一、前言
當前我國居民儲蓄率持續增加，投資需求旺盛而供給持續下滑，拉動消費成為促進國民經濟發展的重要舉措。隨著居民收入水平的提高，生活逐漸富裕，居民的風險意識逐漸提高，開始接受保險對日常生活的保障作用。同時,在政府的推動和保險公司的宣傳下,越來越多的居民開始購買各種保險保障日常生活。保險不僅能為居民提供一份安心，其巨額的保險資金也能為經濟領域帶來生機。廣東省在改革開放后，依靠其特有的地理優勢和相應的政策優惠條件,經濟保持高速穩定增長，第三產業呈現高速增長趨勢,保險作為第三產業中的一種，正以穩中有進的態勢向前發展。
二、保險對消費的影響
保險又稱保險投資，屬于投資的范疇，而投資與消費歷來相互矛盾卻又相互促進。一方面，當國民收入既定時，投資增加消費就會減少，而消費增加，意味著投資會降低；從另一方面來看，投資的增加會有效提高實際產出，產出增加又會引起消費的增長，而消費增長會刺激產出增加，實際產出增加又會引起新一輪投資進入。保險對于消費的影響大致可預測為兩種：一是保險對于消費的影響并不顯著，原因在于保險對居民來說是一種并不是剛性需求，就保險整體而言，其影響可能會削弱；二是保險對消費具有一定的影響，一方面保險費用支出一定程度會削減消費的增長，對消費產生一種負向作用，另一方面，保險增加會刺激居民為提高收入水平選擇高危行業，或者一定的保險賠償也會增加居民收入，收入水平提高又會刺激消費的增加。為具體分析保險對居民消費的影響，本文就以廣東省為例進行詳細的研究。
三、廣東省居民消費現狀
居民的收入水平隨著經濟形勢的高速發展而顯著增長，收入的增加會促使居民消費水平不斷提高，消費結構也將得到優化。通過廣東省統計年鑒可得知居民2005年以后的各項消費支出比例變化：就恩格爾系數而言，廣東省城鎮居民食品消費占總消費的比重由2005年的40.9%下降到2017年的33.51%，一方面表明人民生活水平在日漸提高，另一方面也表明城鎮居民消費觀念已經由生存型消費向多元化方向發展；醫療保健在消費總支出中所占的比重在2015年后整體在提高，一方面說明醫改的推廣有效，另一方面一定程度上也可以說明保險在居民消費中占據的比例在提升。
四、實證分析——以廣東省為例
（一）變量選取以及數據收集。本文的研究重點在于保險對消費的影響，同時根據一般消費函數C=α+βY可知居民人均可支配收入對消費具有重要影響，然而人口出生率、CPI等也會對消費產生重要影響，因此變量選取為：被解釋變量Y為廣東省的社會消費品零售總額；解釋變量X1為保險業原保險保費收入，X2為城鎮居民人均可支配收入，X3為CPI（上年=100），X4為常住人口出生率。選取廣東省1990年到2018年共29年數據進行實證研究，為準確體現變量之間的相關關系，對各解釋變量進行了相應的單位統一。
（二）模型建立?？紤]到現實影響因素，選擇加入各項解釋變量，理論上設模型為：YCClnlnXCXlnlnln+++++=CXCX410122334，利用Eviews軟件對被解釋變量和解釋變量進行簡單的回歸分析，整理可得：Y++=ln357055.0-ln.6327000-ln996539.0ln200897.056703.19lnXXXX4321，R2=0.997634，具有較好的擬合優度，F=2424.363F0.05（4,24）=2.78表明模型的線性關系在95%的置信水平下顯著成立。由基本回歸方程可知，保險對居民消費具有一定正向作用，保險業原保險保費收入每變動一個單位，居民消費正向變動0.20個單位，且該解釋變量的t值6.55明顯大于2.064，p值為0明顯小于0.05，表明其對居民消費的影響是顯著的。
（三）檢驗修正1．多重共線性檢驗。通過簡單系數法進行檢驗，結果顯示部分解釋變量之間存在高度相關性：lnx1與lnx2系數達0.96，lnx1與lnx4達到0.80，lnx2與lnx4達到0.896，這表明模型中存在多重共線性，因此采用逐一回歸法進行修正。結合逐一回歸法和顯著性檢驗剔除不顯著的解釋變量后，最終符合條件的解釋變量為X1和X2，即保險業原保險保費收入和城鎮居民人均可支配收入，重新進行回歸可得：YXX21++=ln155630.1ln166229.073762.16ln，R2=0.996031表明被解釋變量變化的99.6031%可由選取的解釋變量來解釋。方程表明保險對居民消費的影響具有正向作用，保險業原保險保費收入每變動一個單位，居民消費正向變動0.166個單位。2．內生性檢驗。由以上分析可知保險和人均收入對消費具有一定的影響，但消費也可能會對保險和人均收入有一定的影響，因此進行內生性檢驗。將殘差加入到解釋變量中進行回歸，結果顯示殘差的系數為1，顯著不為零，p值為0顯著小于0.05，R2和調整后的R2均為1，由此可知變量之間存在內生性。首先進行消費與保險的內生性檢驗，選取新的工具變量z保險業原保險賠付支出，對其取對數處理后進行豪斯曼檢驗，lnx1對lnx2和lnz做回歸，將新的殘差作為變量再次加入，lny對lnz、lnx2和新的殘差做回歸，得出殘差的系數為0.11，p值0.0689大于0.05，表明lnX1不存在內生性。因此檢驗X2人均收入與消費的內生性，選取工具變量s城鎮在崗職工平均工資，同上豪斯曼檢驗可得：殘差系數0.44，p值0.0003顯著小于0.05，因此X2存在內生性，將變量替換為s，再次回歸得到最終回歸方程：3．異方差檢驗。為更好運用模型解釋現實，對通過多重共線性和內生性檢驗修正后的模型進行異方差檢驗，采用懷特檢驗法得出nR2=4.677523χ20.05(2)=5.99，因此模型不存在異方差。4．序列相關性檢驗。根據以上回歸結果可知D.W值為1.059025，給定顯著性水平0.05，查表可知當n=26，k=2時dl=1.30,du=1.46,D.W=1.059025dl=1.30,因此存在正自相關。設定滯后階數為1進行LM檢驗，結果為：nR2=5.57653χ20.05(1)=3.84,表明模型存在一階自相關。利用迭代法進行修正后D.W=1.798069,1.46=duD.W=1.7980692.53=4-du,修正后不存在序列相關性。
五、結論與建議
居民消費范文6
1999年生活水平與1998年相比：認為有很大提高的占3.2%，有提高的占36.7%，與上年大致相同的占44.7%，有下降的占14.3%，有很大下降的占1.2%。表示年生活水平提高的主要是機關干部、事業單位工作人員、專業技術人員、教師、醫生、離退休人員和一部分效益較好單位的一般職工，這部分人占生活水平提高人員的61.2%。 (表1-2）城市生活水平提高原因 1999年生活水平提高原因 提及率(%) 收入提高 75.5 物價下降 31.4 家庭就業人口增加 13.4 有第二職業收入 12.4 期他 1.2
表示1999年生活水平下降的主要是下崗職工和效益不好的單位的一般職工，這些人占生活水平下降人員的48.6%。
生活水平下降的原因主要是收入下降和下崗。調查中，當問到生活水平下降的原因時，57.3%表示是因為“收入降低了”，列各原因第一位；第二位的原因是“下崗”，占生活下降被訪者的41.3%；另外分別有20.4%和15.2%的生活下降人員表示“子女上學費用增加”和“醫療費用增加”，列居第三、四位。其它影響因素中，物價上漲為5.7%，第二職業收入減少了為5.5%，出現意外為3.8%，家庭負擔人口增加占3.1%。
調查結果顯示，高達57.9%的中國城市居民認為年的國內經濟形勢將比年1999好，22.8%的人認為變化不大，只有7.7%的人認為比1999年差。分城市看，哈爾濱和濟南居民對年的經濟形勢最樂觀。
相當多的城市居民對2000年的家庭收入有信心城市調查結果表明，42.2%的被訪者認為他們的家庭收入在2000年會增加，49.9%的人認為基本保持不變，只有7.9%的人認為會減少。分城市看，最樂觀的是哈爾濱和上海居民。 二、支出結構 （表2-1）14城市居民傳統出與新興支出人數比例對比 日常生活開支以外主要開支人數比例(%) (一)傳統支出41.0
1.產品消費(買大件)21.1
2.服務消費(結婚等)2.3
3.存錢25.0
＃買國庫券7.5
儲蓄吃息10.0
防老5.8
應付大病7.4(二)新興支出72.4
1.產品消費25.7
＃購房16.6
房屋裝修12.9
買汽車1.9
2.服務消費55.3
＃旅游11.1
國內10.0
國際1.4
教育49.4
子女教育44.1
成人教育6.7
出國留學0.2
3.風險投資17.5
＃辦公室3.2
買股票15.3
剔除生活必需的日常開支外，新的支出結構有三大特征:
1.由過去以產品消費為主轉變為以教育為龍頭的服務消費為主。
2.產品消費中由過去中低價位產品為主逐步轉變為電腦、汽車、住房新三大件高價位產品為主。
3.生活余款由過去存錢轉變為風險投資。 (表2-2)2000年城市居民預計支出投向比例 日常生活開以外主要開支人數比例(%) (一)傳統開支 32.0 1.產品消費 12.8 2.服務消費 3.0 3.存錢 20.4 (二)新興開支 64.5 1.產品消費 19.9 2.服務消費 47.0 3.風險投資 13.4 三、通訊(表3-1)1999年14城市居民家用通訊方式構成 居民的通訊方式 比例(%)打電話
94.2 寫信
29.0 傳呼機上留言
18.3 發電子郵件
6.3 傳真
3.9 發電報
3.6 語言信箱
0.9 打可視電話
0.2 其他
0.9 (表3-2)1999年城市居民家用通訊工具擁有率項目1999年家庭擁有率(%)固定電話 87.7 其中：普通電話 84.9無繩電話14.8
可視電話 0.2 尋呼機 64.3 移動電話 34.8 上互聯網電腦 6.5 傳真機 3.9 (表3-3)1999年14城市居民家用通訊工具購買率 項目 1999年家庭擁有率(%) 固定電話 6.1 其中：普通電話 4.2
無繩電話2.3
可視電話 0.1
尋呼機 5.7
移動電話 11.6 上互聯網電腦 2.1 傳真機 1.0 (表3-4)2000年14城市居民家用通訊工具購買意向 項目 2000年意向購買率(%) 2000年比999年高出的百分比固定電話5.8-0.3普通電話3.9-0.2無繩電話2.3 -0.1可視電話0.1 0.0移動電話12.5 0.9尋呼機 2.0 -3.7 上網電腦6.94.8傳真機 2.31.3 四住房(表4-1)1999年14城市居民擁有住房 項目 1999年底擁有情況(%) 租用公房 23.4 租用私房 4.0 有房產使用權 32.1 有房產所有權 39.8 其它 0.8 (表4-2)1999年14城市居民家庭購買住房類型1999年購房類型 1999年購各種住房的比例(%) 單位分的現有住房 51.6 上市二手公房 6.5 二室一廳及以下商品房 24.5 三室一廳及以下商品房 10.8 四室以上商品房 2.2 公寓 1.3 別墅 0.3 其他 2.8 合計 100.0 (表4-3)2000年14城市居民家庭購買住房意向2000年購意向比例(%)
肯定買4.8
可能買12.7
說不好8.5
可能性不大8.8
不買65.1
合計100.0 (表4-4)2000年14城市居民家庭計劃 購買住房類型構成1999年購房類型 1999年購各種住房的比例(%) 單位分的現有住房 27.1 上市二手公房 10.7 二室一廳及以下商品房 34.7 三室一廳及以下商品房 20.5 四室以上商品房 2.7 公寓 0.4 別墅 1.6 其他 2.4 合計 100.0 五、旅游 (表5-1)1999年14城市居民各種旅游方式占全部居民比例 人數比例(%)參加旅游 31.5國內個人旅游 12.7 國內團體旅游 8.5 出國個人旅游 8.8 出國團體旅游 65.1 (表5-2)2000年14城市居民各種旅游方式人數比及增長情況 人數比例(%) 比上年高出百分點 參加旅游 38.2 6.7 國內個人旅游 25.5 6.0 國內團體旅游 9.6 -1.6 出國個人旅游 3.2 1.6 出國團體旅游 2.9 1.1 六汽車(表6-1)1999年14城市居民家庭各種汽車購買率 車 型 1999年底擁有率(%) 1.0以下轎車 3.1 1.0升及以上轎車 1.1 吉普車 0.4 微型客車 1.6 中型客車 0.5 大型客車 0.1 客貨兩用車 0.5 貨車 0.5 (表6-2)1999年14城市居民家庭各種汽車購買率 車 型 1999年底擁有率(%) 1.0以下轎車
1.0 1.0升及以上轎車
0.4 微型客車
0.6 中型客車
0.3 其他
0.3 (表6-3)2000年14城市居民家庭 私人汽車意向購買率 車 型 2000年計劃購買率(%) 2000年底比1999年高出的百分比 1.0以下轎車 3.4 2.4 1.0升及以上轎車 1.0 0.6 吉普車 0.3 0.2 微型客車 1.1 0.6 中型客車 0.2 -0.1 大型客車 0.1 0.1 客貨兩用車 0.4 0.2 貨車 0.5 0.4 七、保險 (表7-1)1999年底14城市居民投保情況險 種比例(%) 全部投保人數比例39.9 人身險:
養老保險 19.3
人壽保險 17.5
醫療保險17.2
少兒保險 7.0
意外傷害險 5.1
大病保險 4.9
女性重大疾病險1.0 財產險:
家庭財產保險3.8
汽車險2.0 子女婚稼教育險2.4 其他 0.4 沒有投保60.1 (表7-2)1999年月日4城市居民投保增長情況險 種比例(%)比上年增長幅度(%) 人壽保險 4.534.6 醫療保險 4030.3 養老保險 3.824.5 意外傷害險 2.064.5 少兒保險1.937.3 家庭財產保險 1.9100.0 大病保險 1.544.1 汽車險1.0100.0 子女婚稼教育險0.741.1 女性重大疾病0.342.9 其他 0.2100.0 總投保人數比例15.6- (表7-3)1999年14城市不同文化程度居民投保比例 文化程度 比例(%)
初中及以下 24.0
高中 35.2
中專 40.2
大專 42.8
本科及以上 47.5 (表7-4)1999年14城市不同收入居民投保比例 家庭收入分組 比例(%)
2000元以下 17.2
2001～3000元 42.7
