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消費水平提高的原因范文1
一、消費水平與經濟發展
（一）消費水平與經濟增長
消費水平的提高與經濟增長，在客觀上有合理的比例，在數量上有很大的依存關系，這種依存關系表現為以下幾方面。 首先，消費水平的變動與國民收入增長的變動有著直接的依存關系，當國民收入的增長較快時，其他條件不變的情況下，消費水平也增長較快，而在某些時候，消費水平的增速會高于或低于國民收入的增速，但只要使積累與消費的比例穩定合理，國民經濟就可以持續、穩定、協調地發展，當消費的增長超過國民收入的增長，也就是我們通常所說的高消費時，消費與生產的正常比例就會遭到破壞，生產正常發展就會受到影響，消費水平的提高則成為一種無源之水，無本之木。當消費需求不足，也就是我們所說的“高積累，低消費”時，消費與生產的比例同樣會遭到破壞。這時候消費需求相應減少，消費品市場供過于求，消費對生產的促進作用弱化。由于生產與消費之間的不協調差距加大，引起商品或資本運動受阻，最終導致整個社會經濟生產活動的被迫緊縮。 其次，消費率與經濟增長率有一定的依存關系。消費是國民生產總值的主要部分，其變動必然會引起國民生產總值的變動。而最終消費與國民生產總值的比例函數，就是消費率，消費率對經濟增長率變動有明顯的影響。在合理的經濟增長率區間，當消費旺盛，經濟增長率就高， 消費不足，經濟增長率就會滑落。當然，消費率也不是越高越好。消費率長期過高，會擠掉投資，使經濟增長不能持久，但消費率也不能長期過低，長期過低就會使高速擴張的生產能力與低消費水平不相適應，出現“過剩危機”，從而影響經濟增長。
（二） 消費水平與經濟波動
改革開放以來，隨著經濟的高速增長，人民的消費水平也取得了同步的增長， 2 、居民消費傾向的變動。 居民消費傾向是指居民消費支出占居民收入的比例，是平均消費傾向及邊際消費傾向的統稱。平均消費傾向是指任一收入水平上消費在收入中的比率 （APC） ，邊際消費傾向就是增加的單位收入中用于增加的消費部分的比率 （MPC） 。 在經濟的短期波動中，人們的消費變動不會和收入的變動成比例，具體而言，在經濟趨向繁榮過程中，收入增加，這時人們的消費會增加，但增加的幅度會小于收入增加的幅度，即邊際消費傾向要比平均消費傾向小。在經濟走向衰退過程 中，收入下降，這時人們消費會減少，但減少的幅度會小于收入下降的幅度，這也說明，邊際消費傾向要比平均消費傾向小。平均消費傾向隨著收入的增加而下降，因此邊際消費傾向小于平均消費傾向，隨著收入的增加，邊際消費傾向是下降的。 消費傾向對整個國民經濟的健康發展是具有十分重要的意義 的。它充分反映了在一定收入水平下消費意愿的大小。 農業波動對消費波動的影響。我國是一個農業大國，農業在國民收入中所占的比重大，農業的波動必然引起整個國民經濟的波動，從而引起消費的波動。
二、影響消費水平的因素
影響消費水平的因素有很多 ，有經濟因素，也有非經濟因素。經濟因素有國民收入總額及其提高速度，積累與消費的比例，消費與投資人口總數及其增長速度，價格水平的變動等。 消費水平的高低，直接依存于消費基金的多少，而消費基金又來自國民收入，國民收入總額大，增長速度快，其他條件不變的情況下，消費水平就高，收入總額小，增長速度慢，則消費水平就低。 在國民收入為一定的情況下，消費水平的高低，取決于積累與消費的比例，積累是擴大再生產的源泉，任何社會要擴大再生產，都必須有一定的積累，在積累效果不變或不斷提高的情況下，積累的增長就意味著社會物質技術基礎的增強。人們的物質文化水平的不斷提高就有可靠的物質保證，反過來，消費的增強和消費水平的提高，又會促進生產的發展和積累的增加。在消費基金確定的情況下，人口的數量與消費水平成反比，人口數量大，增長速度快，人均消費水平就低，人口數量小，增長速度慢，消費水平就會高，我國人口基數大，且人口增長速度也快，而且每增加一億人口，所用的時間越來越短，據粗步估算，我國現有人口達 14 億左右。每年新增的社會財富，新生產的各種消費品中的一部分或大部分將為新增加的人口所占有，為提高居民生活水平和改善居民生存環境所進行的各種努力，如醫院病床的增加，普遍教育和專業教育的普及，住宅條件的改善，生活用水質量的提高等都將因為人口總數的較快增長而受到影響。因此目前我國的消費水平是不高的。
三、城鄉居民消費水平的比較及其對經濟發展的影響
在我國，由于自然條件不同，生產力布局不同以及對某些地區采取“傾斜”政策和勞動差別和非勞動因素造成經濟發展水平不同，勞動報酬不同，從而形成消費水平的差異，我國經濟發展的不平衡，在地區之間，城 鄉之間表現得非常明顯，在經濟發展過程中，由于城市發展較快，大部分農村發展比較慢，所以在一定時期內，城鄉之間的消費水平差異比較明顯。這主要是近年來，由于多數居民對未來支出預期不斷增強，將收入較多地轉向了儲蓄，投資等其他渠道，加上醫療制度和社會保障制度，教育制度等多項改革情況下，居民為應付改革的被動儲蓄傾向在明顯增強，這在一定程度上直接影響居民的消費水平。而導致農村消費增長率低于城鎮居民的消費增長率的原因除了農民的收入水平的限制以外，最主要是農村的消費環境滯后，配套設施不齊全 ， 如有些農村沒有通電，或有電的地方供電極不正常而且電費極貴，這在一定程度上影響了農民的購買積極性。
消費水平提高的原因范文2
關鍵詞：非勞動年齡人口;標準消費人;消費傾向;實證
普遍認為人口分為勞動年齡人口（也稱生產年齡人口）和非勞動年齡人口（也稱撫養人口）。勞動年齡人口通常指15―64歲的成年人口，非勞動年齡人口包括兒童和老年人口，通常0―14歲為兒童人口，65歲及以上為老年人口。根據聯合國對老齡化社會的定義，65歲以上人口超過7%的地區或國家屬于老齡化社會?！拔迤铡薄ⅰ傲铡睌祿y計湖南省人口老化系數全國排名從第11位上升到第8位，增長速度快于全國平均水平。湖南省于2002-2011年間0-14歲人口比例在17.5%上下波動，非勞動年齡人口比例保持在28%上下波動。湖南總人口在2009-2010年湖南總人口減少較快，但是在2011年回升到最高點。1983年實施計劃生育政策之后，人口增長速度明顯放緩，家庭結構變化較大，但是在人口基數繼續增大和社會撫養系數保持相對穩定的情況下，湖南省居民消費率逐年下降，從2000年的54.3%下降到2011年的35.3%，十一年間居民消費對GDP的貢獻權重下降了19個百分點（34.99%），所以研究非勞動年齡人口對湖南居民消費水平的直接或間接影響對擴大內需、轉變經濟發展方式具有重要現實意義。
一、非勞動年齡人口與湖南居民消費的實證分析
（一）標準消費人消費函數分析
1.數據整理
通過查找湖南歷年統計年鑒，能整理出1996-2011年間關于人均GDP、人均消費水平、非勞動年齡人口數據（見表1）。
在湖南，65歲老年人口與0-14歲人口成反向變動，0-14歲人口的消費基本上來自家庭收入的直接或間接轉移消費，老年人口的收入水平和來源存在很大差別，根據“六普”中數據，城鎮人口中有43.8%的老年人主要依靠家庭其他成員贍養，39.5%的老年人依靠退休養老金生活，僅有9%的老年人依靠勞動獲得收入;63.8%的農村老年人口收入主要靠家庭供養，超過26.2%的老年人靠勞動獲得收入，還有4.5%的老年人的生活依靠最低生活保障金;不同收入水平的群體或區域的消費水平確實存在差異，加上我國傳統文化和消費習慣的影響，湖南非勞動年齡人口的消費水平一般要低于勞動年齡人口的消費水平。結合關于標準消費人的相關研究（G.J.Stolnitz，1992;于學軍，1995;李建民，2001;王金營等，2006）可知，可以按標準消費系數0.7將老年人折算為標準消費人，同時將少年兒童的標準消費系數定為0.8。據此本文選取王金營（2006）的研究方法，將1996-2011年期間湖南非勞動年齡人口換算成標準消費人研究湖南非勞動年齡人口對消費水平的影響。
2.回歸分析
首先在不考慮前期消費習慣前提下，利用已有數據對（4）進行回歸檢驗結果如下：
act=1420.758+0.2874yt+μ（7）
（8.33）（17.67）
（0.00）（0.00）
第一行系數為各系數的t值檢驗值，第二行括號中的數值為個系數的顯著性水平，D.W.（2，16）= 1.395955，查表可知：d1=0.737，du=1.252，可以明顯看出：du
其次，將代表消費習慣的ACt-1納入模型（7），回歸結果如下：
act=1921.272+0.3887yt-0.37107act-1+μ（8）
（3.36） （3.31） （-0.84）
（0.006）（0.009） （0.415）
其中R2adj=0.9494，F（ 2，12） = 132.30，F = 0.0000，由此可知，湖南消費水平與人均GDP保持顯著正相關性，由于序列自相關導致滯后項的系數沒有通過顯著性檢驗，D.W.（ 3，15） = 1.170915，查表可知d1=0.591，du=1.464，可以看出：d1
通過GLS消除序列相關的影響，其回歸結果為：
act=2746.037+0.41812yt-0.795603act-1（9）
（4.52） （4.4） （-2.17）
（0.001） （0.001） （0.052）
其中R2adj=0.8304，F（ 2，1） = 32.83，F = 0.0000，sig=0.000，D.W.=1.530709，明顯可知：du
將模型（7）回歸結果所得變量系數代入模型（6），求得關于消費水平與人均GDP和非勞動年齡人口的消費函數：
ACt=1420.75+0.2874yt-0.3（1420.758+0.2874yt）agedt-0.2（1420.758+0.2874yt）childt
上述消費函數能說明一個社會現象，在人均GDP持續增長的情況下，目前大部分老年人的退休金有所提高，其次家庭收入增加，轉移到非勞動年齡人口的收入將增加，但是由于老年人在自身習慣、消費需求及對子女的關心可能將轉移過來的收入進行儲蓄，同時年輕家長考慮到子女的生活壓力（學習、工作、買房、結婚等）將維持或降低目前消費水平。結合已有數據和回歸結果，在人均GDP不變的前提下，湖南65歲以上老齡化人口處于增長趨勢，對湖南消費水平的影響還有可能繼續增大，0-14歲人口比重在一定范圍小幅波動，對湖南居民整體消費水平的影響可能削弱，該結論與王金營（2006）、李文星（2007）的研究如出一轍。因此隨著非勞動年齡人口比例agedt+childt的波動，將一定程度上抑制湖南整體平均消費水平的提高，整體消費總額在增長可歸結為湖南人口基數的增大;最后，
AC′t=0.2874-0.1487（agedt+childt）
是上述消費函數關于人均GDP的導數，同樣可以看出非勞動年齡人口對湖南消費水平的影響。
（二）引入年齡結構變量的消費函數分析
根據有關的非勞動年齡人口與居民消費的研究，本文將建立非勞動年齡人口的相關變量與消費水平的關系模型式（10），實證結果如下：
act=1818.85+0.21yt-5489.5cht+11867.39agedt（10）
（0.82） （8.33） （-0.95） （0.86）
（0.428）（0.000） （0.363） （0.428）
其中擬合優度R2adj=0.963，F值=131.05，方程的擬合優度很高，但是D.W （ 4，16） = 2.23934，根據DW檢驗表可知：在α=0.01顯著水平下，4-du≤D.W.≤4-d1，無法判斷模型（10）回歸過程是否曾在序列自相關。從回歸結果可以看出，僅有剔除通脹的人均GDP對湖南省人均消費的影響是顯著的，即居民消費與收入成正相關;ch變量系數為負，aged變量系數為正，但是都不顯著，因此該模型不能反應非勞動年齡人口對湖南省消費水平之間的關系，有必要對直接引入非勞動年齡人口變量的模型進行改進，同時考慮加入其他影響消費水平的變量。
1.模型改進
參考王宇鵬、王森及李文星等人的研究成果，本文選取老少比、居民消費傾向分別代表非勞動年齡人口變量和代表消費水平的被解釋變量，對消費函數模型改進如下：
CPt=β1LnDPIt+β2RUIt+β3Rt+β4Pt+β5OYt（11）
其中，CP為居民平均消費傾向，即消費支出與可支配收入的比值，這也是采取零截距的重要原因（王宇鵬，2011）;lnDPI代表人均實際可支配收入變量，即可支配輸入的對數值;RUI代表城鄉人口消費能力差異變量，即城鄉人均純收入的比值;R為實際利率水平;P為物價水平;OY代表老年人與少年兒童消費能力差異的變量，即65歲及以上老少人口與0-14歲人口的比值，數據來自于《中國統計年鑒》中的抽樣數據計算所得。
2.數據整理與變量檢驗
對于改進后的模型，所有原始數據均來自于1991-2012年的《中國統計年鑒》。居民平均消費傾向是居民消費支出與可支配收入之比;居民人均可支配收入以1990年為基期，根據消費價格指數進行平減后的數據，再對居民人均可支配收入進行對數化處理，同時求出城鄉人均可支配收入比;實際利率根據一年期加權平均的名義利率減去當年居民消費價格指數變化率計算的。
通過引入多個影響消費傾向的時間序列變量改進模型，為避免“偽回歸”現象。首先有必要采用ADF檢驗方法對各時間序列進行單位根平穩性檢驗，結果見表3：
其中（C，T，K）表示ADF檢驗式是否包含常數項、時間趨勢項以及滯后期數。
從表3的檢驗結果可知，變量經過一階差分之后顯示所有變量的時間序列都是一階單整，即平穩時間序列。當序列都是同階平穩時，為確定變量是否可能存在協整關系，對時間序列變量CP、lnDPI、RUI、R、P和OY進行Johansen協整檢驗，從表6檢驗結果可知，模型（11）包含的六個平穩變量存在協整關系。
3.回歸結果及分析
由于序列變量檢驗結果可知，可選取普通最小二乘法對模型（11）進行回歸，結果如下：
CPt=0.07633LnDPIt+0.175RUIt+0.02333Rt-0.60717Pt-0.70064OYt
（2.30348） （2.04991）（2.81840）（-1.71922）（-6.04530）
（0.035） （0.057） （0.012） （0.105） （0.000）
其中，R2adj=0.6517，相比標準消費人模型，模型（11）的擬合優度有所降低;D.W.=1.5525，在a=0.01的顯著水平下有D.W.=1.5525>du=1.55，可判斷模型不存在自相關。
由White異方差檢驗（表7）可知，模型White異方差檢驗中Obs*R2adj=7.348，取0.05為顯著性水平，由于Obs*R2adj=7.348
從模型回歸結果表5分析，老少比OY變量的系數為負，同時也是高度顯著的，由表2可知，老少比還有繼續提高的趨勢，隨著老少比的提高，非勞動年齡人口的消費能力的差距將進一步加大，隨著湖南老齡化的加深，對居民平均消費傾向的抑制作用更加明顯，同時0-14歲人口的增長速度變緩，目前0-14歲人口比重在一定范圍內小幅波動，結合標準消費人模型可知，0-14歲人口對居民消費傾向的抑制作用將減弱，總體呈現出非勞動年齡人口抑制了湖南居民平均消費傾向的提高，非勞動年齡人口的年齡結構變化改變了整體消費結構，直接導致整體居民消費水平的下降。然后，變量lnDPI在5%的水平正顯著，說明人均實際可支配收入的提高可以增加居民的平均消費傾向;變量R在5%水平正顯著，說明降低利率水平將使居民預期收入的減少，加上物價水平的上升，居民將其他方式進行保值，可能提高居民的即期消費傾向，由于老年人的消費傾向基本保持不變，所以利率變化對其影響不大;變量RUI在10%的水平正顯著，城鄉人均純收入比值是緩慢提高的，在2010、2011年有所降低，收入的差距擴大會與湖南省居民的平均消費傾向呈現同方向變化趨勢，這與當前很多研究理論不符，可能的原因是城市居民的消費傾向大于農村居民的消費傾向，隨著城鎮化進程的加快，農村人口向城市流動導致城市居民的數量增加，而且這部分人口基本上處于14-64歲年齡段，為適應城市生活被迫提高消費傾向，所以RUI系數出現顯著正相關也是情理之中的;變量P在10%的水平顯著為負，可見物價上漲會降低湖南的居民平均消費傾向，與事實相符。
二、結語
本文在分析了湖南非勞動年齡人口現狀及發展趨勢、消費現狀，結合已有設計非勞動年齡人口變量與消費有關的研究成果，同時選取兩種消費函數，在新的背景下，從實證的角度研究湖南非勞動年齡人口對消費水平的影響，得出以下結論：在湖南人均GDP增長快于人口增長的情況下，目前湖南
非勞動年齡人口的城鄉分布和收入來源存在較大差異，特別是65歲以上老年人口的現狀，雖然社會撫養系數在緩慢減小，但是老齡化趨勢加劇與0-14歲人口比例在經歷緩慢降低后基本維持穩定，導致老少比不斷攀升，也說明非勞動年齡人口的消費能力的差距將拉大;由于計劃生育政策對人口增長的控制、城鎮人口的增長、家庭收入的增加及家庭結構的改變，非勞動年齡人口的直接或間接收入將增加，但是老年人口在自身消費習慣、消費需求及出于對子女的關心愛護可能更傾向于儲蓄，加上0-14歲人口基本上處于零收入狀態，導致年輕的家長考慮到家庭生活和子女將來的生活壓力也可能有意識的降低消費水平，所以非勞動年齡人口的消費能力、水平及傾向具有一定的穩定性;綜上所述，非勞動年齡人口對湖南消費的影響首先是由于非勞動年齡人口數量的變化產生的，65歲以上老年人口的增長對湖南消費水平的抑制效應有增大趨勢，2000年后，0-14歲人口基本上維持穩定，對湖南居民整體消費水平的抑制作用變化不大，總體而言，由于湖南老齡化加深，65歲以上老年人口對整體消費水平的抑制效應導致非勞動年齡人口變量與因變量呈顯著負相關，勞動年齡人口的社會撫養壓力增大和非勞動年齡人口消費能力的穩定性可能是真正抑制湖南消費水平提高的原因。
參考文獻：
[1]于學軍.中國人口老化的經濟學研究[J].中國人口科學，1995（6）：24-34.
消費水平提高的原因范文3
一、消費水平與經濟發展
（一）消費水平與經濟增長
消費水平的提高與經濟增長，在客觀上有合理的比例，在數量上有很大的依存關系，這種依存關系表現為以下幾方面。
首先，消費水平的變動與國民收入增長的變動有著直接的依存關系，當國民收入的增長較快時，其他條件不變的情況下，消費水平也增長較快，而在某些時候，消費水平的增速會高于或低于國民收入的增速，但只要使積累與消費的比例穩定合理，國民經濟就可以持續、穩定、協調地發展，當消費的增長超過國民收入的增長，也就是我們通常所說的高消費時，消費與生產的正常比例就會遭到破壞，生產正常發展就會受到影響，消費水平的提高則成為一種無源之水，無本之木。當消費需求不足，也就是我們所說的“高積累，低消費”時，消費與生產的比例同樣會遭到破壞。這時候消費需求相應減少，消費品市場供過于求，消費對生產的促進作用弱化。由于生產與消費之間的不協調差距加大，引起商品或資本運動受阻，最終導致整個社會經濟生產活動的被迫緊縮。
其次，消費率與經濟增長率有一定的依存關系。消費是國民生產總值的主要部分，其變動必然會引起國民生產總值的變動。而最終消費與國民生產總值的比例函數，就是消費率，消費率對經濟增長率變動有明顯的影響。在合理的經濟增長率區間，當消費旺盛，經濟增長率就高，消費不足，經濟增長率就會滑落。當然，消費率也不是越高越好。消費率長期過高，會擠掉投資，使經濟增長不能持久，但消費率也不能長期過低，長期過低就會使高速擴張的生產能力與低消費水平不相適應，出現“過剩危機”，從而影響經濟增長。
目前，我國消費率總的變動趨勢是下降的，雖然在1978－1982年消費明顯上長，從61.8%上升到68.7%，但從此以后，我國的消費率卻是持續下降的。1990年比1982年降低了7.4個百分點。1997年又比1990年下降1.4個百分點。③由于消費率下降，總消費對經濟增長的貢獻率也呈下降趨勢。如表（一）所示。
表（一）1990-1998年我國經濟增長的各指標貢獻率
年份經濟增長速度總消費貢獻率總投資貢獻率凈出口貢獻率
19903.872.112.015.9
19919.268.925.85.3
199214.264.846.0-10.8
199313.546.670.5-17.1
199412.638.242.819.0
199510.537.955.46.7
19969.652.933.713.4
19978.849.833.416.8
19987.831.863.15.1
資料來源：引自許永兵《消費需求：拉動經濟增長的主導因素》
從表一可知我國拉動經濟增長的主要因素是內需的增長，但從1993年以后，我國的消費需求對經濟增長的貢獻率呈下降趨勢。93-98年消費對經濟增長的貢獻率平均為42.9%而投資貢獻率卻為56.7%,后者比前者高出13.8個百分點。這主要是近幾年來城鄉居民收入增長勢頭放慢。受收入水平制約，再加上居民對房改，醫療保險，就業制度等改革的預期熱情不高，再加上服務消費、住房消費等絕大部分還未完全市場化，所以造成近年來消費對經濟增長的拉動作用逐漸減弱。
(二)消費水平與經濟波動
改革開放以來，隨著經濟的高速增長，人民的消費水平也取得了同步的增長，我國國民生產總值1978年為3588.1億元，1994年上升43798.8億元，年平均增長9.5%(按不變價格計算)，人均國內生產總值則由1978年的375元增加到了1994年的3654.5元，剔除價格因素，年平均增長了7.3%,而全國居民的平均消費水平由1978年的175元上升至1994年的1737元。剔除價格因素，居民消費水平實際年平均增長9%，④同時，我們也不難看到，消費水平是階段性波動的。如表（二）所示。
表（二）
年份國內生產總值（億元）國內生產總值增長率（％）全國居民消費水平（元）全國居民消費水平增長率（％）
198814074.2111.3635106.9
198915997.6104.369499.2
199017681.3103.9723102.2
199120188.3108.0849114.3
199224362.9113.61004112.0
199331380.3113.41246108.7
199443798.8111.81737114.8
資料來源：《中國統計年鑒1994》，中國統計出版社1994年。
究竟是什么引起了消費的波動呢？通過研究分析，我們可以發現有以下幾點因素：
1，個人收入增長的波動，居民消費直接受到可支配收入的制約。當居民的收入大幅增加，居民的消費水平就有所上升，居民的收入下降時，消費也就相就地受到限制，這一趨勢以下表（三）可以清晰地表現出來。
表（三）
指標1981年1985年1990年1991年1992年1993年1994年
平均每人全部年收入（元）500.40748.921522.791713.102031.532583.163520.31
生活費收入（元）-685.321387.271544.301826.072336.543179.15.
生活消費支出（元）456.84673.201278.891453.811671.132110.812851.34
平均每人全部年收入％100100100100100100100
生活費收入（％）-91.591.190.189.990.590.8
生活消費支出（％）91.389.984.084.982.381.781.4
資料來源：曾壁鈞等著《我國居民消費問題研究》第50頁，中國計劃出版社。
2、居民消費傾向的變動。
居民消費傾向是指居民消費支出占居民收入的比例，是平均消費傾向及邊際消費傾向的統稱。平均消費傾向是指任一收入水平上消費在收入中的比率(APC)，邊際消費傾向就是增加的1單位收入中用于增加的消費部分的比率(MPC)。
在經濟的短期波動中，人們的消費變動不會和收入的變動成比例，具體而言，在經濟趨向繁榮過程中，收入增加，這時人們的消費會增加，但增加的幅度會小于收入增加的幅度，即邊際消費傾向要比平均消費傾向小。在經濟走向衰退過程中，收入下降，這時人們消費會減少，但減少的幅度會小于收入下降的幅度，這也說明，邊際消費傾向要比平均消費傾向小。平均消費傾向隨著收入的增加而下降，因此邊際消費傾向小于平均消費傾向，隨著收入的增加，邊際消費傾向是下降的。
消費傾向對整個國民經濟的健康發展是具有十分重要的意義的。它充分反映了在一定收入水平下消費意愿的大小。
改革開放以前，我國實行“低工資，高積累“的政策，居民個人所得少，消費傾向普遍很高，改革開放以后，居民收入大幅度提高，居民的消費也就進入了一個新的階段。從1978年以后，我國的居民平均消費傾向基本上呈現出緩慢下降的趨勢，而邊際消費傾向的下降不太明顯。
3、農業波動對消費波動的影響。我國是一個農業大國，農業在國民收入中所占的比重大，農業的波動必然引起整個國民經濟的波動，從而引起消費的波動。首先，農業的增長必然導致消費的增長，1979年到1982年，農業分別增長1.81％，0.31％，1.5％和0.87％，消費分別增長2.8％，3.1％，1.0％，2.2％，其次，農業的減產或低增長導致消費的下降或低增長，1991年農業國民收入下降1.53％，同年消費下降3.2％，⑤1992年至1995年，農業國民收入大幅下降消費也大幅下降。
(三)消費水平與經濟結構
經濟結構大體上是指國民經濟各部門，各地區，各成分，各組織和社會再生產各方面的構成，以及它們的相互聯系，相互制約的關系。一國的經濟增長從其內涵來看，主要有兩方面，經濟總量的增長和經濟結構的優化，而一國的經濟增長又是以一定的消費水平為前提的。當社會經濟實現增長，經濟總量及人均收入量也會相應增長，從而引起需求結構、生產結構以及外貿結構發生相應的變化。根據現代經濟增長理論和發展經濟學理論，高的經濟增長率必然帶來高的結構變化率。也就是說，結構的變動是與經濟發展過程相聯系，是以經濟發展的水平和階段（即人均收入水平和工業化程度）為條件，是通過資源的再分配來實現的。
改革開放以來，隨著我國人民消費水平的不斷提高，我國的經濟結構也產生了相應的變動。下面就從幾方面來闡述這一問題。
1、人均收入水平與經濟結構變動及工業化程度
根據庫茲涅茨的研究可知，人均國民生產總值與結構變動率存在著一定的比例關系。人均國民生產總值在50-130美元時是產值結構變動率最高的第一時期，人均國民生產總值在220-360美元時是產值結構變動率很高的第二時期，人均國民生產總值在360-860美元時是產值結構變動率較高的時期。我國改革以來，按世界銀行圖表集法計算，人均國民生產總值水平大概在300美元左右。⑥因此可知我國這一時期的產業結構處于高變動率階段。
產業結構的轉變過程，根據錢納里等人的理論，可將其劃分為三個階段：（1）初級產品生產階段，（2）工業化階段，（3）發達經濟階段。工業化階段是結構轉變幅度最大的時期，這一時期，需求結構及生產結構、外貿結構發生顯著的變化，我國在改革開始時工業化程度已經相當高，但是人均收入水平卻是相當低的。這是由于改革前我國優先發展工業尤其是重工業的政策傾向過于偏激所導致的工業化過程的片面演進和產業結構關系的嚴重失衡。一般而言，工業化的起步是要以一定的收入水平和消費水平為前提的，工業化程度超過人均收入水平的狀況必然會影響到產業結構的進一步變動。
目前，我國經濟結構依然存在不合理的狀況，這一狀況嚴重制約了國民經濟的持續快速、健康的發展。但這種不合理狀況不是由于過去重工業的傾斜政策而造成的，而是因為當前消費需求結構的升級導致現行經濟結構不再適應當今的經濟發展。目前從我國消費領域的整體來看，醞釀著一次新的消費升級-“住行消費升級”（在此之前，已有幾次消費結構升級）。其間消費投入大，積蓄時間長。這使得消費需求不足現象在一定時期內存在。
2、收入水平、消費水平引起結構變動的原因
收入的增長必然引起消費水平的增長，而消費水平的增長又會引起經濟結構的變化。這一變化用恩格爾定律可以明顯表現出來。恩格爾定律可以表述為居民食品消費占國民生產總值的份額隨著人均國民生產總值的增長而下降的一種趨勢。也可以表述為居民食品消費占居民總消費的份額隨人均國民生產總值、人均總消費的增長而下降的一種趨勢，以我國1987-1997年城鎮居民與農村居民的恩格爾系數及其消費結構為例可知，1987-1997年，城鎮居民的恩格爾系數從0.53下降至0.46，而農村居民的恩格爾系數則沒有多大的變化，僅從0.56降至0.55，城鎮居民的消費結構有較大的變化，而農村居民的消費結構卻沒有多大的變化。如表(四)所示。從中可知消費水平的上升必然引起需求結構的升級，但需求結構又是如何引起整個經濟的變動呢？根據經濟學原理我們可知，需求結構的變動會引起資源向消費需求多的產業部門轉移，從而實現經濟結構的變化。
3、結構的變化反過來又會帶來收入水平及消費水平的增長
經濟的增長主要是靠生產要素投入的增長和經濟結構變化所帶來的增長，結構合理，就可以提高全社會總要素的生產率，進而實現更高的經濟增長率，這樣就必然能夠帶來消費水平的提高。
二、影響消費水平的因素
影響消費水平的因素有很多，有經濟因素，也有非經濟因素。經濟因素有國民收入總額及其提高速度，積累與消費的比例，消費與投資人口總數及其增長速度，價格水平的變動等。
消費水平的高低，直接依存于消費基金的多少，而消費基金又來自國民收入，國民收入總額大，增長速度快，其他條件不變的情況下，消費水平就高，收入總額小，增長速度慢，則消費水平就低。
在國民收入為一定的情況下，消費水平的高低，取決于積累與消費的比例，積累是擴大再生產的源泉，任何社會要擴大再生產，都必須有一定的積累，在積累效果不變或不斷提高的情況下，積累的增長就意味著社會物質技術基礎的增強。人們的物質文化水平的不斷提高就有可靠的物質保證，反過來，消費的增強和消費水平的提高，又會促進生產的發展和積累的增加。目前我國存在積累過度的現象。改革開放以來，我國國內儲蓄年平均增長速度為10.3%，其中1978-1982年平均增長率為6.5%。1993－1991年增長11.6%，1992年－1997年平均增長為37.1%。在儲蓄存款猛增的同時，居民消費的增長卻相對疲軟，社會消費品零售總額的增長速度幾乎都低于同期儲蓄增長速度。其年平均增長僅為16.1%,比儲蓄存款余額的年平均增長速度低了14.1%個百分點。⑦
造成居民儲蓄率上長，甚至實際利率下降也選擇儲蓄的原因有很多，一方面由于多項改革的推進，人們存款以備將來購買住房、養老、子女教育，醫療保健之用。另一方面，是居民之間收入差距拉大，高收入階層與低收入階層的支出結構存在顯著差異，在當前市場高收入階層想要的已經有了，邊際需求欲望下降，消費結構或支出結構升級。而低收入層受購買力限制，商品購買量增加緩慢。由此導致居民存款源源不斷的增加，消費市場需求不旺。
在消費基金確定的情況下，人口的數量與消費水平成反比，人口數量大，增長速度快，人均消費水平就低，人口數量小，增長速度慢，消費水平就會高，我國人口基數大，且人口增長速度也快，而且每增加一億人口，所用的時間越來越短，據粗步估算，我國現有人口達14億左右。每年新增的社會財富，新生產的各種消費品中的一部分或大部分將為新增加的人口所占有，為提高居民生活水平和改善居民生存環境所進行的各種努力，如醫院病床的增加，普遍教育和專業教育的普及，住宅條件的改善，生活用水質量的提高等都將因為人口總數的較快增長而受到影響。因此目前我國的消費水平是不高的。要提高消費水平，實現經濟社會的快速健康發展，我們就要控制人口增長，充分發揮計劃生育政策的作用，限制早婚早育，多生多育，以實現人口增長與經濟社會發展協調。
在其它條件不變的情況下，消費水平的高低與物價水平成比例關系，我國近些年來，居民的貨幣收入提高了但物價也上漲了，某些物價上漲程度還高于平均工資的提高速度，因而影響了消費水平的提高，有一部分居民的實際消費水而下降了，我國目前物價已由低谷逐漸緩慢的向上攀升，這說明我國居民的消費水平已有所回升。
三、城鄉居民消費水平的比較及其對經濟發展的影響
在我國，由于自然條件不同，生產力布局不同以及對某些地區采取“傾斜”政策和勞動差別和非勞動因素造成經濟發展水平不同，勞動報酬不同，從而形成消費水平的差異，我國經濟發展的不平衡，在地區之間，城鄉之間表現得非常明顯，在經濟發展過程中，由于城市發展較快，大部分農村發展比較慢，所以在一定時期內，城鄉之間的消費水平差異比較明顯。附表(四)
表(四)
19861987198819891990199519961997
城鎮居民家庭人均可支配收入899.61002.21181.41375.71510.24283.04838.95160.3
平均每人消費性支出790.0884.41104.01211.01278.93537.63919.54185.6
邊標消費傾向0.780.831.220.550.510.870.690.83
恩格爾系數0.530.510.540.540.500.490.46
農村居民家庭人均純收入423.8462.6544.9601.5686.31577.71926.12090.1
MPC1.501.070.951.020.580.870.750.28
恩格爾系數0.560.550.530.540.590.590560.55
資料來源：引自各卷本《中國統計年鑒》和《中國統計摘要》
表(四)中顯示城鎮居民的消費水平一直在農民人均消費水平之上。城市和農村的恩格爾系數都較高，這表明城市和農村居民的消費都還處于一個較低的水平，而城市居民的MPC相對較平穩，表明城市居民目前在尋找新的消費熱點，農村的MPC變化相對較大，表明農村居民目前還處在一個消費熱點之中，但消費支出變化不大。
這主要是近年來，由于多數居民對未來支出預期不斷增強，將收入較多地轉向了儲蓄，投資等其他渠道，加上醫療制度和社會保障制度，教育制度等多項改革情況下，居民為應付改革的被動儲蓄傾向在明顯增強，這在一定程度上直接影響居民的消費水平。而導致農村消費增長率低于城鎮居民的消費增長率的原因除了農民的收入水平的限制以外，最主要是農村的消費環境滯后，配套設施不齊全,如有些農村沒有通電，或有電的地方供電極不正常而且電費極貴，這在一定程度上影響了農民的購買積極性。其實，農民每消費1000億元將對農業部門產生427億元的直接需求，對工業，運輸，郵電，商業飲食以及其他服務部門分別產生395億元，36億元，85億元，57億元的直接需求，綜合推算，農民每增加消費1000億元將對整個國民經濟新增2008億元的消費需求，⑧可見，今后我國經濟的持續快速發展必須依靠農民消費水平的提高和農村市場的拉動力。
四、提高我國消費水平的建議及其對策
我國目前存在在消費率過低，儲蓄過高的傾向。因此我國今后的消費政策主要是提高居民的消費率，而提高居民消費率的主要措施又是提高居民的消費傾向，為此提出以下的建議。
1、積極發展開拓農村消費市場，培育城鎮新的消費熱點。
目前，農村居民的消費層次正處于對彩電，冰箱等耐用消費品的需求階段，據抽樣調查結果顯示，1997年我國農村平均每百戶僅擁有電冰箱8.49臺，彩電27.32臺，洗衣機27.81臺，摩托車10.89臺，而1998年十一月末，我國商品庫存彩電97.3萬臺，電風扇344.1萬臺，電冰箱91.9萬臺，⑨所以無論是從供給還是從需求的角度來看，我國農村居民的消費都有大幅增加的可能，開拓農村的消費市場，要解決好幾點金融問題。
A、把消費信貸引入農村，這是以農民日益增加的儲蓄為基礎的，由于農村存在著巨大的潛在的消費市場，且農民的消費熱點產品貨源充足，所以在農村開展消費信貸可以在一定程度上釋放被抑制的消費需求。
B、建立農業保險機構，以減輕自然災害對農民收入的影響，我國是自然災害較多的國家，僅1998年的洪澇災害，僅農作物的受災面積就達3.2億畝，使得經濟損失高達數百億左右，自然災害一方面使得農民的收入減少另一方面，也使農民對未來收入的預期的不確定，增加儲蓄，因此，開拓農村消費市場就要完善和發展我國的農業保險。
城鎮居民面臨著消費斷層問題，即原有的主要以彩電，冰箱，VCD等家用電器為代表的消費層次已經得到滿足，消費已經飽和，處于一種儲幣待購的狀態。因此，培育新的消費熱點顯得格外重要，對于我國城鎮居民而言，住宅消費及住宅裝飾業應成為培育重頭戲。目前我國城鎮居民進入住房數量與質量并重的提高階段。隨著福利分房的結束，個人對商品房的消費，已經占到了主要地位，但由于房價過高，無法使百姓安居樂業，也無法使住宅建設這個新的經濟增長點發揮其帶動經濟發展的作用。隨著住房制度改革的推進，銀行商品房抵押貸款的規模擴大的商品住房及裝飾業必然成為消費熱點和新的經濟增長點。
家庭轎車將成為我國消費領域發展的熱點。目前我國汽車消費結構發生了重大的變化，公務用車改革方案已經出臺，長期以來，靠公款買車的局面已經改變，目前，1400萬輛汽車保有量中有百分之三十以上的車為個人所有，雖然目前從消費領域談轎車進入家庭領域還為時過早，但私人買車那部分先富起來的高收入階層，如律師，三企白領等購車數量不小，且據調查，我國約有三十萬個家庭在近兩年內有購車意向。約三百萬個家庭將購車列入了自己的消費計劃，所以家庭轎車必然成為我國將來的消費熱點。
教育消費將成為消費熱點，教育消費包括居民子女教育支出以及為提高自身業務競爭能力的培訓支出，它屬于服務性消費，知識經濟時代，人人都要學習新知識，新技能，很多人還要不斷變換工作崗位，這就產生了再學習的強大需求。教育成為一種產業就要滿足群眾對非全日制教育的種種需求，目前成人高考熱已標志著教育消費已成為一個消費熱點。
消費水平提高的原因范文4
1材料與方法
1.1研究方法由于所調查的黑龍江省國有林區職工家庭特征數據為橫截面數據，因此研究中采用Chaudhuri提出的測度方法［6］。Chaudhuri將貧困脆弱性用消費水平與消費波動來反映，消費水平使用消費均值來測度，消費波動使用消費的方差來測度，正好彌補了時間序列數據缺失這一遺憾。同時，引入多層次模型分析方法［13］，在家庭和社區兩個層面對林業職工家庭脆弱性的影響因素進行細化分解分析。
1.1.1Chaudhuri的分析方法———消費均值和方差Chaudhuri認為家庭貧困脆弱性受家庭以及群體特征組的沖擊影響［6］。假設一個家庭在消費周期t(t=1，2，…，n)內表現出一組被確定的變量Xi，構建以下函數:由于假定了Xi來表示各個家庭誤差項的方差對家庭消費的影響，其值實際上是不相等的，因此具有異方差性。而標準普通最小二乘法(OLS)的回歸技術假設方差具有齊性，即所有家庭擁有相同的方差V(ei)=σ2，如果使用OLS估計β和θ會導致偏見，而且效率系數不高。因此，公式⑴和⑵正好克服了這個問題。對于每一個家庭，可以用以下兩個公式有效估算出消費的預期平均值和方差。
1.1.2多層次分析這里用多層次模型分析方法將家庭脆弱性的影響因素進一步細化，主要從家庭和社區兩個層面進行分解分析。假設各個職工家庭i是一個層面上的單元(i=1，2，…，I)，社區j是另一個層面上的單元(j=1，2，…，J)，家庭i是嵌套在社區j里面的子單元。令lncij是家庭人均消費，Xij是社區j中家庭i的一組家庭特征組，構建如下回歸方程:最后利用公式⑻～⑾的估計系數(γ、θ、τ)來估計職工家庭消費的預期平均數以及期望方差。這些估計系數將有助于分析各層面的變量對家庭貧困脆弱性的影響。1.2數據來源研究中的數據源于2012年對黑龍江省國有林區9個林業局的林業職工家庭的調查。調查樣本共計604戶，樣本覆蓋面廣，分布合理，覆蓋了黑龍江省森工系統所屬的4個林管局與大興安嶺林業管理局，具體為:松花江林管局的綏棱林業局，牡丹江林管局的東京城林業局，合江林管局的清河、雙鴨山、鶴北林業局，伊春林管局的烏馬河、友好林業局，大興安嶺林業管理局的十八站、塔河林業局。
1.3變量選擇
1.3.1變量選取家庭貧困脆弱性首先會受到職工家庭特征差異性的影響，此外，還將受到家庭所在社區層面環境的影響。家庭和社區兩個層面的特征量共同決定了家庭特征的差異性，無論是家庭層面還是社區層面，能夠對家庭貧困造成影響的因素有很多，在借鑒了現有文獻中常用的變量設置后，考慮到所獲得的調查數據中參考項的限制，對家庭和社區層面的變量選取為:家庭層面的特征主要包括家庭規模、戶主年齡、家庭負擔比、家庭資產指數;社區層面的特征包括家庭是否在林場(經營所)、社區人均收入。
1.3.2變量描述家庭的人均消費(用lnc來表示)是家庭的消費總額除以家庭的常住人口，家庭的消費總額包括現金消費和實物消費，問卷主要從食品、家庭設備用品和服務、交通、通訊、文教娛樂、醫療保健、水電、請客送禮等方面調查了2011年黑龍江省國有林區職工家庭的消費情況。家庭的人口特征主要包括家庭規模與結構。家庭規模(用A來表示)主要指家庭的常住人口數，家庭結構包括戶主的年齡(用B來表示)、家庭負擔比(用C來表示)兩項，家庭負擔比等于家庭的非勞動力除以家庭的勞動人口數，家庭的非勞動力指家庭中18歲以下(含18歲以上的學生)、65歲以上的老人及不能參加社會勞動的殘疾人。家庭資產指數(用D來表示)由家庭自然資本、物質資本、金融資本、人力資本和社會資本加總而得，具體計算方法參考李小云對農戶生計資產量化指標進行測算的方法［14］，其中自然資本用林地面積來反映;物質資本用住房情況及固定資產擁有量來反映;金融資本用家庭存款來反映;人力資產用家庭勞動能力及成年勞動力受教育程度來反映;社會資本用家庭參與組織情況及社會關系來反映。社區層面的影響因素，首先將家庭是否在林場或經營所(用E來表示)作為一個重要變量考慮在內，原因是家庭是否在林場對于一個家庭的社會關系構成有直接影響，很大程度上影響了一個家庭是否有種植、采集、養殖等收入來源，進而決定了其經濟來源的組成結構，這些都將對一個家庭貧困脆弱性產生影響。社區層面的另一個變量是社區人均收入(用F來表示)，個體家庭會因生活在平均收入水平不同的社區內，而使其家庭的消費水平與消費習慣受到影響，其消費水平和波動情況也會收到不同程度的影響，進而對貧困脆弱性產生影響。
1.4模型建立根據測度方法，使用HLM7軟件對消費水平及消費波動分別建立4個多層次隨機回歸模型。對消費水平建立只包括家庭層面變量的隨機回歸模型(模型1):如果模型1結果顯示家庭資產指數在不同社區之間存在顯著差異，需要在模型1的基礎上，對家庭資產指數建立包含社區層面變量的隨機回歸模型(模型2):
2結果與討論
2.1變量描述性統計結果變量的描述性統計結果(表1)表明:2011年黑龍江省國有林區社區人均收入達到1.244145萬元。單從這一數字本身來看，好像國有林區職工家庭并不處于貧困狀態。但是，對貧困脆弱性的研究是結合大數定律，對未來陷入貧困的概率進行度量。即主要從人均消費低水平性、高波動性兩方面來研究職工家庭貧困脆弱性的影響因素。據調查，2011年黑龍江省國有林區職工家庭人均消費水平9.31(人均消費值為1.100364萬元)，與全國城鎮家庭人均消費性支出水平9.71(人均消費值為1.656177萬元)相比差距更大。說明林區職工家庭的消費仍然處于較低水平狀態;同時，人均消費標準差為9.81也反映了職工家庭消費具有較高波動性。符合消費低水平性、符合家庭消費高波動性，故選擇社區人均收入這一變量具有合理性。
2.2回歸模型分析結果隨機效應分析結果如表2所示。通過HLM7軟件建立的4個模型的回歸系數輸出結果如表3所示。結果顯示:家庭資產指數對消費水平有正向關系，對消費波動呈負向關系;家庭規模和戶主年齡對消費水平及消費波動均呈現出負向關系;家庭負擔比對消費水平及消費波動均呈現出正向關系。
2.3影響因素分析下面從消費水平及消費波動來研究國有林區職工家庭貧困脆弱性。2011年黑龍江省國有林區職工家庭的消費仍然處于較低水平狀態;同時，職工家庭的消費又具有較高波動性。進一步的分解性分析如下。
2.3.1家庭資產指數家庭資產指數與消費水平呈現出正向關系，表示資產指數越高，其家庭人均消費水平越高。因為資產指數反映的是一個家庭自然資本、物質資本、金融資本、人力資本和社會資本的總水平，而要獲得更多的物質資本，就要增加一部分消費支出;另一方面，社會資本重要的組成部分是社會關系，社會關系的維系需要走親訪友、請客送禮等禮金的支出，這一項也將大大提高家庭消費水平。家庭資產指數與消費波動呈現出負向關系，表示資產指數越低，其消費波動越大。原因是作為生計活動核心的家庭資產決定了家庭的風險管理策略，貧困家庭的資產非常有限，主要表現為職工家庭在風險來臨時，抵御能力較弱，不能維持消費的平滑［14］。在家庭資產指數對消費的均值與方差共同影響下，家庭資產指數越低，消費水平越低，消費波動越高。因此，家庭資產指數對貧困脆弱性具有負向影響。
2.3.2家庭規模家庭規模與消費水平呈現出負向關系，也就是說家庭常住人口越多，人均消費水平越低，這用規模效應可以解釋，家庭對于消費品的邊際支出會隨著人口的增加而逐漸減小，因此家庭常住人口越多，人均消費水平越低。家庭規模與消費波動呈現出負向關系，家庭規模越大，消費波動性越小，原因是家庭規模大意味著常住人口越多，在家庭成員面對風險與沖擊時，更容易從家庭成員的親戚及朋友處得到臨時的幫助與支持，從而減小了消費波動。在實地走訪調查中發現，職工家庭規模較小的家庭多為雙老家庭、子女在外地讀書的家庭、青壯年勞動力外出務工的家庭等，這就造成了小規模的家庭其高消費水平與高消費波動共存的現象。因此，關于這一變量的研究將引發更多的思考，如何通過增加林區就業渠道來留住青壯年勞動力，保障家庭常住人口處于穩定狀態，這樣就可以在不縮減消費水平的情況下大大削弱消費的波動，進而減小職工家庭的貧困脆弱性。這也是天保二期工程和生態功能區建設所共同關注的問題。
2.3.3戶主年齡戶主年齡與家庭消費水平和波動均呈負向關系，戶主年齡越低，家庭消費水平越高，消費波動也越高。在604戶被調查的家庭中，戶主年齡從23周歲到86周歲不等，戶主年齡低的家庭大多是新婚家庭或孩子較小的家庭，其消費需求越多、消費欲望較大，所以會造成其家庭的消費水平較高。同樣的，隨著戶主年齡的提高，家庭生活所必須的住房、耐用消費品、生產工具等已基本完備，因此其消費水平更為平滑，消費波動也就越小。對這一變量的研究將有利于思考如何幫助職工家庭平滑度過成長期。雖然黑龍江省國有林區在2008年就已經實施了《黑龍江省森工林區家電下鄉實施方案》，并在2009年實施了森工國有林區棚戶區改造工程，這些舉措一定程度上削弱了家庭貧困脆弱性，但還是有更多的政策空間值得思考，如何針對貧困脆弱性特征不同的家庭制定差別性扶持政策，更有效地幫助貧困脆弱性的家庭度過脆弱階段，這應該在生態功能區建設和二期天保工程建設中寄予重視。
2.3.4家庭負擔比家庭負擔比與消費水平和消費波動均呈現正向關系，家庭負擔比越高，家庭人均消費越高、消費波動越大。這一現象是因為家庭負擔比越高，意味著家庭中未成年人、學生、老人、不能工作的殘疾人可能越多，根據調查發現，“兒女的教育費用”和“醫療支出”這兩項占據了林區職工家庭生活性支出的較大份額，家庭負擔比較大的家庭在這兩項上的支出大大提高了家庭人均消費。另一方面，家庭負擔比越高，意味著家庭中勞動力所占比例越低，在遇到風險沖擊時，家庭應對能力有限，就會導致消費波動較大。因此，家庭負擔比越大的家庭，其表現出的“非正常高消費”與其家庭的高負擔是有直接關系的，高于一般家庭的醫療支出與教育支出增加了家庭勞動力的經濟負擔，家庭在這種情況下遇到風險沖擊，就會導致消費出現較大波動。因此，家庭負擔比對貧困脆弱性具有正向影響。
2.3.5是否在林場(經營所)這一變量通過影響家庭資產指數進而對消費水平產生負向影響，說明生活在山上林場的家庭具有更低的消費水平。生活在山上林場或經營所的家庭可以通過發展林下經濟，采集或者種植山野菜、野果，發展林下養殖等方式來獲得一部分自用食物，也可以通過收集秸稈枯枝等方式來減少燃料的消費，因此減少了家庭生活性支出，進而使得消費水平降低。生活在林場所的家庭具有更高的消費波動，原因可能是山上林場所的公共服務設施不完善造成的，這一點在大小興安嶺生態功能區規劃中也有所體現。規劃提出要推進小城鎮建設與生態移民，認為要加快構建具有林區特色的生態城鎮體系，加強城鎮公共服務設施建設，增強城鎮的集聚和吸納功能［15］，這就意味著分散生活在林場所的職工家庭享受的基礎設施與公共服務相對于山下社區的居民有一定差距。正因為生活在林場所的家庭其家庭貧困脆弱性更大，因此在保障性扶貧政策制定中，應向這一區域傾斜，利用二期天保工程和生態功能區規劃的良好政策環境，改善林場所職工家庭的教育、醫療、文化等設施條件，使得城鄉基礎設施完善，林場所職工的基本生活條件與山下社區同步發展。
2.3.6社區人均收入社區人均收入通過影響家庭資產指數進而對消費水平產生正向影響，意味著社區人均收入水平越高，家庭消費水平越高。在社區層面，整體收入水平較高時，會拉動整體的消費水平，由于消費環境對消費心理的影響，在收入條件允許的情況下，單一家庭的消費也會受到平均水平的促進，從而使家庭消費水平提高。社區人均收入對消費波動呈負向關系，也就是說社區人均收入越高，消費波動越低。這是比較容易理解的，一個社區內，某個家庭消費受到外界風險沖擊時，無論方式是借款或者無償捐助，受沖擊家庭都更容易得到其他高收入家庭的經濟與物質的援助，因此降低消費波動性。在對消費水平與消費波動的共同影響下，社區人均消費水平對家庭貧困脆弱性呈負向關系，即社區人均消費水平越高，家庭貧困脆弱性越低。
3結論與建議
3.1結論基于現有貧困脆弱性理論研究成果，應用黑龍江省國有林區職工家庭調查的橫截面數據，采用多層次隨機回歸方法對黑龍江省國有林區職工家庭脆弱性的影響因素進行分析的結果表明:家庭資產指數、戶主年齡、社區人均消費水平對黑龍江省國有林區職工家庭貧困脆弱性呈負向影響;家庭規模、家庭負擔比、家庭是否生活在林場(經營所)對黑龍江省國有林區職工家庭貧困脆弱性呈正向影響。
消費水平提高的原因范文5
關鍵詞：因子分析；農村居民；消費性支出
1.引言
改革開放以來，山東省的經濟發展迅速，尤其是幾個沿海城市，但是中部和南部部分城市發展緩慢，從而導致各個城市的消費水平也不一樣。本文主要是研究一下山東省各個城市的農村居民的消費水平。要了解各個城市的農村居民的消費水平，就要明確與消費水平相關的不同指標。本文主要是用幾個綜合指標來反映原始指標包含的信息，這就是我們通常所說的“降維”。本文主要運用的是因子分析法來進行降維處理。
2.消費結構
消費結構按照一定的分類標準可以分為：不同社會集團的消費結構、宏觀消費與微觀消費結構、實物消費與價值消費結構。我們通常狹義的認為主要包括宏觀和微觀消費結構。前者是宏觀層面（總體）的消費結構，表明宏觀的消費數量多少和不同的比例關系，從整體水平上反映出不同國家或地區的消費水平。后者是微觀（家庭或個人）消費結構，它從很小的個體消費單元上反映出消費水平狀況，并成為前者的基礎。
3.降維處理
因子分析是降維處理的一種方法，運用因子分析法能夠簡化數據的處理過程，主要是分析多個不同變量之間存在的關系，然后建立不同變量之間的相關系數矩陣，進行研究分析，從而得出公共因子，公共因子能夠反映出大部分原始數據的信息。
4.不同指標
5.模型建立
5.1相關系數
計算八項指標變量彼此之間的相關系數，可以看出大部分相關系數都較大，滿足分析要求，數據適合做因子分析。
5.2指標分析
根據KMO和Bartlett檢驗，得出KMO數值離1越近，說明能夠進行因子分析，根據結果，KMO的數值是0.70，能夠進行因子分析。Bartlett的數值是81.9，Sig的數值值為0.00，小于顯著性水平的數值0.05，因此拒絕原假設表示變量之間存在相關關系，能夠進行因子分析。
通過對各個因子貢獻率的分析，得出前面兩個因子的特征值是大于1的，同時前面兩個因子的特征值之和占總特征值的85.31%，所以選擇前面兩個因子作為因子分析的主因子。
6、結果分析
根據第一個公共因子的分數，把山東省劃分為3個區域： 處在第一位的是青島， 緊隨其次的是威海、淄博、棗莊、東營、煙臺、濰坊、日照、臨沂。這幾個城市不是沿海城市，就是重工業發展水平較高的城市，共同特點是居民生存性消費支出較高， 所以這幾個城市在農村基本生活支出方面比較多。但是濟寧、濟南、泰安、萊蕪、德州、聊城、濱州、菏澤分數較低， 分布在靠后一區域， 這幾個市的農村還有很多貧困人口， 解決溫飽問題仍是突出的重點，所以省、市政府要大力的扶持。根據公共因子 2得分， 我省也可以劃分 3類：第一類是濟南， 它的基礎消費因子得分較差，但作為省會，其發展享受支出因子上卻領先于其他地區，可能是地理位置優越， 但是農村地區進行消費支出主要在精神娛樂方面。從而得出， 省會濟南的消費支出結構是平衡，政府進行應該進行調控。棗莊、日照、臨沂在精神娛樂因子在靠后一區域。得出這3市，當地消費習慣導致不重視農村文化娛樂，這幾個地方政府應適當地指導， 豐富農村文化娛樂生活，增加農村文化娛樂設施投入，剩下的幾個時則處于中間區域。
綜合因子1和因子2，分析得出，排在前面的大都是東部城市，在后的大多是西部城市，中部各市處于中間水平，原因是沒有充分利用各市的豐富資源，發展沒有特色，所處地理位置對各省份經濟發展水平影響很大。
7.意見建議
1、山東省政府以及各地市政府，應該增加對發展水平高的城市的稅收政策的落實，以及分配制度的管理，增加財政支出，不斷對落后地區的進行扶持，提高政府的轉移支付能力和宏觀調控的水平。
2、在不斷地對發展水平靠后的地區的進行固定資產投入同時，也要把握好投入資金的方向，并且提高投入資金質量，增加投入資金績效水平。
3、省政府和各地區加快發展水平落后的城市的改革，對發展水平落后的地區提供的優惠政策，實施先“富”帶動后“富”、最終實現共同富裕。通過政策杠桿，讓發展水平較快的地區扶持較慢城市 ，使經濟綜合發展環境得到不斷的改善。（作者單位：西安財經學院）
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消費水平提高的原因范文6
[關鍵詞]農村勞動力；二階段；流向多元化
[中圖分類號]F323.6 [文獻標識碼]A [文章編號]1006-5024（2013）10-0167-04
一、問題提出
當前，我國城市化進程遠未結束，農村剩余勞動力并未枯竭，“劉易斯拐點”尚未來到，區域間差異仍然突出，由此可見，我國的人口流動在今后相當長時間內仍將持續。2010年，第六次全國人口普查數據顯示，全國人戶分離人口達2.61億萬人，較之2000年增長81.03%，占總人口的16.53%，其中流動人口達2.21億萬人，占全國總人戶分離人口的84.7%。同期我國城鎮人口總量達6.66億萬人，較2000年增加了約2，1億萬人，城鎮人口比重上升13.46個百分點。分析城鎮人口總量增加的來源，不難發現，農村勞動力的大量流入是我國城鎮人口增長最重要的源泉?？梢?，未來我國勞動力從農村向城市、從中西部向東部經濟發達地區流動的主流格局仍未改變。然而，經過20多年的流動變遷，我國勞動力流動呈現出流向多元化的新特征。一個重要的事實是，農村勞動力回流和就地就近轉移已成為一種長期的經濟現象。據國家統計局公布的《2011年我國農民工調查監測報告》數據顯示，2011年全國農民工省內轉移就業8390萬人，比2010年增加772萬人，增長了10.1%；省外農民工7473萬人，比2010年減少244萬人，下降了3.2%。另據國家統計局農村司的一項調查也表明，作為主要勞動力流出地的中西部地區向東部地區務工的農民工在不斷減少，外出農民工向中西部地區回流已呈現出明顯態勢。不僅如此，當前勞動力回流的向度已不僅指簡單的從城市返回到農村，還出現了由東部向中西部、由大中型城市向小城鎮、由遠距離地區向家鄉附近地區等折回式回流的現象。我國勞動力流動總體上呈現出鄉城遷移、同城企業間流動、城鄉回流和折回式回流共存的態勢。這是值得探究的新經濟現象。
二、文獻回顧與研究設計
縱觀已有勞動力流動影響因素的研究成果，基本可歸結為如下兩個層面：其一，主要集中于分析經濟因素作用下的勞動力流動意愿。包括威廉·配第的比較利益動因理論、劉易斯一費一拉尼斯模型、喬根森模型、托達羅的預期收入假說及博加斯的自我選擇模型等都將城鄉間收入差距的存在視為影響勞動力流動意愿的最主要因素。國內很多學者通過實證研究證實了這一結論的成立。同時，國內學者也對上述模型進行了不同角度的修正和拓展，主要是對上述模型忽略考量流動成本的補充，將勞動力流動成本因素納入模型，同時測算比較收益和成本因素對勞動力流動的影響。其二，側重分析非經濟因素對勞動力流動能力的影響。一種比較集中的觀點認為以戶籍制度為核心的歧視性政策擠壓了農村勞動力在城市的就業機會、工資水平和福利水平，削弱了勞動力的流動能力，是導致農村勞動力城鄉間搖擺流動的深層次歸因。雖然近年來的戶籍制度改革促成了大量永久移民，但短期的引導作用還很有限，改革附帶的條件使得農村勞動力獲得城市戶籍的可能性極小。另一種觀點則主要關注勞動力個人資本及城鄉發展政策等對流動能力的影響。有研究論證了農村勞動力的人力資本和社會資本差異是除歧視性制度外造成其收入水平低的主要原因。同時，城市的經濟發展水平、開放程度及發展政策等因素會影響勞動力在城市的就業機會、工資水平和心理認同。此外，新農村和小城鎮建設方針政策的實施以及農村戶籍經濟價值的相對提高、城鄉戶籍經濟價值的逆向變化等也是勞動力流動的重要影響之一。
毋庸置疑，經濟因素和非經濟因素是影響勞動力流動（包括流動意愿和流動能力）的重要因素。然而，正如上文所述，我國農村勞動力流動是有階段性的，且不同階段的比較對象和判斷依據都是不同的?，F有的研究對此并未給予應有的關注和細分討論。而對不同決策階段進行細分考量，將更有助于我們認識勞動力流動的整體態勢和趨勢發展。為此，本文從時間維度將勞動力流動決策分為兩個階段，即一次決策階段和二次決策階段。其中，一次決策是勞動力決策是否進行鄉城遷移以及目標城市的選擇。通過因素歸類，本文認為該階段的決策依據可通過比較城鄉間的工資性收入差距、生活成本差距、非工資性收益差距和心理成本差距等得以反映，其測量結果被界定為預期凈經濟收益。顯然，當預期凈經濟收益為正值時，鄉城遷移向度的勞動力流動就會發生，否則勞動力就會選擇留駐農村。而二次決策則表現為勞動力通過權衡在目標城市的生活能力后決策是繼續留城還是進行城鄉回流或折回式回流。顯然，如果已流人目標城市的農村勞動力無法獲得正值的預期凈經濟收益，或實際獲得收益無法克服包括制度約束和經濟障礙在內的城市生活障礙，農村勞動力就有可能選擇城鄉回流或折回式回流，其中的折回式回流主要是通過比較城市內部或者城市之間在經濟發展水平、工資收入水平以及生活消費支出水平（可細分為基本生活消費支出和居住消費支出兩類）等方面差異而做出的決策。綜上，本文提出下圖所示的“二階段”框架下農村勞動力流動的影響因素、微觀機制及多元化流向的研究框架。
三、經驗分析
（一）模型構建、變量說明及數據來源
依據上述對農村勞動力決策的理論推導，下面將依據經驗數據對勞動力流動一次決策和二次決策的影響因素進行實證檢驗?？紤]到我國農村勞動力流動兩次決策的依據和比較對象的不同，本文分別構建了鄉城遷移一城鄉回流模型和折回式回流模型。
模型l：鄉城遷移一城鄉回流模型：
TRANSERF=β0+β1IG+βCG+β3WG+β4PG+ε
式中，TRANSERF表示農村勞動力流動水平，選取外出農民工數量與同期農村人口數量比值表示；IG表示城鄉工資性收入差距，選取流動后農民工年均工資收入與流動前農民年人均收入比值表示；CG表示城鄉生活成本差距，選取城鎮居民人均消費支出與同期農村農民人均支出比值表示；NG表示非工資性收益差額，這部分收益主要體現在農村勞動力技能水平的提高、對城市基礎設施的分享、對子女的代際影響等方面，考慮到數據的代表性和可得性，本文選取城鄉公共投入比值（主要是教育投人和醫療保障投入）來表示。PG表示心理成本差額。由于農村勞動力流入城市的主要目的是為了獲得城市較高收入，失業率反映了目標城市就業難度，可看作是勞動力流動的心理成本。βi（i=1，2，3，4）為待估計系數，β0表示截距，ε為誤差項。
模型2：折回式回流模型：
TRANSFERC=γ0+γ1GDPR+γ2WR+γ3CR+γ4HR+μ
式中，TRANSFERC表示某地勞動力流動水平，選取某城市遷入人口與城市常住人口比值表示；GDPR表示地區間經濟發展水平比值，選取某城市人均GDP與全國人均GDP的比值表示；WR表示地區間工資水平比值，選取某城市人均工資水平與全國人均工資水平比值表示。CR表示地區間基本消費水平比值，選取某城市基本消費水平與全國基本消費水平比值表示。HR表示地區間居住消費水平比值，選取某城市人均居住消費支出與全國人均居住消費支出比值表示；γi（i=1，2，3，4）為待估計系數，γ0表示截距，μ為誤差項。
其中，模型1中所采用的基礎數據主要來源于《中國統計年鑒1995-2011》、《中國人口年鑒1995-2011》和《2011年我國農民工調查監測報告》，部分2011年的數據來源于國泰安數據庫。在模型2中，本文選擇京津冀地區的北京市為研究對象，以全國平均水平為參照標準，測算農村勞動力流動的二次決策。相關數據來自于歷年《北京統計年鑒》和《中國統計年鑒》。兩模型中各變量的描述性統計如表1所示。
（二）回歸結果分析
本文數據處理均用EViews6.0軟件。為避免時間序列變量的不平穩性而產生偽回歸，本文采用ADF檢驗法對模型1和模型2中的各變量做單位根檢驗。結果顯示，模型1和模型2中各變量在5%的顯著性水平下都是非平穩的，而其一階差分后各變量在5%的顯著性水平下均是平穩的，即時間序列在5%顯著性水平下均為一階單整過程，因而可進一步對其進行協整分析。首先基于VAR模型得到模型1和模型2的各變量序列最優滯后階數均為2，從而確定模型1和模型2協整檢驗的滯后階數均為1。Johansen協整檢驗結果的檢驗和最大特征值檢驗都表明在5%的顯著性水平下存在一個協整關系。同時，考慮到變量之間可能存在內生性問題，在回歸模型的設定時需用“動態面板”技術，以有效克服變量之間的內生性問題。因此，本文TRANSFER（-1）也納入了估計方程，以便考察勞動力轉移前后兩期的變動趨勢。對上述存在協整關系的變量（模型1和模型2）的回歸分析結果如表2所示。
從表2回歸結果可以看出，在模型1中，城鄉工資性收入差距IG、城鄉非工資性收入差距NG和心理成本差距PG均通過了1%顯著性水平檢驗，對被解釋變量的解釋能力較強，城鄉生活成本差距CG通過了5%顯著性水平檢驗，上一期流動率TRANSFER（一1）通過了10%顯著性水平檢驗。分析表明，農村勞動力轉移具有慣性，往往會受到往年勞動力流動率的影響；城鄉工資性收入差距和城鄉非工資性差距仍是引致農村勞動力進行鄉城遷移的主要驅動力；而城鄉生活成本差距和心理成本差距的存在則阻滯了勞動力流動，甚至是導致勞動力選擇城鄉回流的主要原因。對上述變量綜合測算得出勞動力流動的預期凈經濟收益，當預期凈經濟收益為正值時，鄉城遷移向度的勞動力流動就會發生。模型2中，上一期流動率TRANSFER（-1）、經濟發展水平比值GDPR和工資收入水平比值WR均通過了1%顯著性水平檢驗，對被解釋變量的解釋能力較強，基本消費水平比值CR和居住消費水平比值HR通過了5%顯著性水平檢驗。由此可知，農村勞動力流入北京地區也具有慣性。北京地區在經濟發展水平、工資水平方面的比較優勢成為吸引勞動力流入的主要因素，而較之于其他地區較高的基本消費水平和居住消費水平則成為導致勞動力流出的主要原因，上述因素同時作用于勞動力在流入城市的生活能力，進而導致多向度勞動力流動的出現。實證結果基本驗證了本文的理論推演結果。
四、研究結論及政策啟示
綜上，本文得出以下結論：
（一）農村勞動力流動在時間維度上可分為一次決策階段和二次決策階段，且不同階段的比較對象和判斷依據都是不同的
預期凈經濟收益和城市生活能力是分析在制度約束下勞動力流向多元化的微觀理性的重要角度。據此分別構建了鄉城遷移一城鄉回流模型和折回式回流模型。
（二）預期凈經濟收益是農村勞動力決定是否進行鄉城遷移（鄉城遷移一城鄉回流模型）的關鍵變量
可細分為城鄉收入差距、城鄉生活成本差距、非工資性收益差額和心理成本差額四個因素。其中，城鄉工資性收入差距和城鄉非工資性收益差距的存在和擴大趨勢成為吸引勞動力流動的主要因素，而城鄉生活成本差距和心理成本差額的存在和擴大趨勢則會阻滯勞動力流動，甚至是導致勞動力城鄉回流的主要原因。只有當預期凈經濟收益為正值時，鄉城遷移向度的勞動力流動才會發生。
（三）城市生活能力是勞動力流動二次決策（折回式回流模型）的關鍵變量
