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居民消費影響因素論文范文1
關鍵詞：居民消費水平；經濟發展水平；城鎮化程度；量化關系
中圖分類號：F126.1 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）14-0079-03
一、引言與文獻綜述
城鎮化是我國經濟發展的主要動力，新型城鎮化對我國的發展方式提出了更為嚴格的要求。城鎮化歸根到底是人的城鎮化，人的城鎮化必然與人民的生活質量存在密切關系，否則推薦城鎮化進程就失去意義。長期以來，很多學者研究了居民消費水平與其影響因素之間的關系。徐鳳等運用協整理論，對改革開放以來中國經濟增長與國內居民消費之間的關系進行研究，并指出兩者之間存在著長期穩定的關系，消費對經濟增長具有長期、穩定的促進作用[1]。付波航等基于中國29個省份1989―2010年的面板數據，對城鎮化、人口年齡結構這些人口消費環境或制度變量與居民消費之間的關系進行了實證研究[2]。劉厚蓮指出，人口城鎮化率與居民消費率呈現正相關關系，城鄉實際收入差距與居民消費需求呈現倒U型關系[3]。田青等利用1999―2006年30個省、自治區、直轄市的相關數據分析消費習慣、收入、購房支出、醫療、教育支出、收入波動及利率等因素對消費的影響，實證結果表明，消費習慣、收入是影響消費的主要因素，而收入波動及利率對居民消費的影響不顯著[4]。以我國1978―2004年的年度數據為基礎，建立反映城/鎮化水平和消費增長動態關系的向量自回歸（VAR）模型，在模型的基礎上，運用脈沖響應函數和方差分解分析了城鎮化發展對城鎮居民和農村居民消費增長的動態影響，并指出城鎮化發展對居民消費增長有促進作用，特別是城鎮化發展對農村居民消費增長的累積效應大于對城鎮居民消費的累積效應，并且正向拉動效應的持續時問更長也更穩定[5]。儲德銀等通過建立協整方程和誤差修正模型，從城鄉比較視角分析我國居民消費需求的影響因素，并研究得出收入水平對城鄉居民消費的影響程度最大，而收入分配和政府支出對城鄉居民消費影響的絕對程度基本相同[6]。潘明清等從勞動力流動視角分析城鎮化影響居民消費的內在機制，使用1996―2011年的省級面板數據，采用動態GMM估計方法，重點檢驗了勞動力流動、城鎮化進程以及它們的交互作用對居民消費的影響并證明了城鎮化的積聚效應大于外部成本效應，城鎮化促進了居民消費增長[7]。祁毓等在理論機理分析的基礎上，分別構建2002―2008年和1997―2008年全國30個省份的面板數據，實證研究了不同來源的收入對城鄉居民消費的影響[8]。
二、相關變量敘述
（一）居民消費水平
居民消費水平是指居民在勞務或者物質產品的消費過程中，對滿足發展、享受和生存需要達到的程度，可以用勞務和物質產品的質量和數量反映出來也可以通過消費過程中消耗的貨幣量反映出來。本文所采用的就是地區居民消費的貨幣金額數來反應這個地區的居民消費水平。
（二）城鎮化程度
城鎮化程度在不同學科中的定義不同，比如，人口學是指城鎮人口占總人口的比重，地理學上是指城市景觀的比重。本文依據多數學者的研究方法，用一個地區城鎮人口占這個地區總人口的比重來表示該地區的城鎮化程度。
（三）經濟發展水平
經濟發展水平是指一個國家經濟發展的規模、速度和所達到的水準。反映一個國家經濟發展水平的常用指標有國民生產總值、國民收入、人均國民收入、經濟發展速度、經濟增長速度。本文采用一個地區的人均生產總值來反映該地區的經濟發展水平。
（四）變量數據來源
本論文中所采用的數據均來自國家統計局網站，有些是直接采用網站的統計數據，有些是根據需要對網站的數據進行了簡化計算，因此，可以保證數據的真實性和權威性。
三、建立模型與分析
（一）變量的平穩性檢驗
在對面板數據進行分析時，首先要對數據進行平穩性檢驗看其是否存在單位根，如果存在單位根則數據不平穩，不能直接進行分析，必須對其差分項進行平穩性檢驗直至平穩為止。為了論述方便。下文中居民消費水平、城鎮化程度和經濟發展水平分別用JMXF、CZH和JJFZ表示。平穩性檢驗的方法主要有ADF-Fisher 卡方檢驗、PP-Fisher 卡方檢驗、Im， Pesaran and Shin W-stat和Levin，Lin&Chu-t 檢驗[6]，本文依據數據的特征選擇ADF-Fisher 卡方檢驗與Im， Pesaran and Shin W-stat作為檢驗方法。檢驗結果如表1。
由表1可知，JMXF、CZH和JJFZ都為二階單整序列，可以進行協整分析。協整檢驗方法主要有Kao檢驗、Pedroni檢驗和Johansen協整檢驗基礎上的面板數據協整檢驗。本文采取Kao檢驗，結果如表2。
如表2所示，在5%顯著性水平下拒絕了原假設，說明JMXF、CZH和JJFZ三者之間存在協整關系。
（二）模型估計
本文依據一般構建面板數據的模型形式，構建模型如下：
通過Eviews7.0軟件對構建模型進行估計的結果如表3。
由表3可知，JMXFit=-3625.236 + 12207.27×CZHit+ 0.261261×JJFZit 。JJFZ與CZH都和JMXF之間存在著正相關的關系，由此可以推出，城鎮化程度與人均生產總值都對提升人民的消費水平、對于提高人民的生活水平有著促進作用。
結論
通過以上的研究可以看出，雖然我國經歷了多年的城鎮化進程，城鎮化程度也達到了一定水平，但是在新型城鎮化的大背景下，人均消費水平依然與城鎮化水平密切相關，人民生活水平的提高仍然依賴于城鎮化的不斷推進。
參考文獻：
[1] 徐鳳，金克琴.中國居民消費與經濟增長關系的實證研究[J].北京工商大學學報，2009，24（2）：109-113.
[2] 付波航，方齊云，宋德勇.城鎮化、人日年齡結構與居民消費――基于省際動態面板的實證研究[J].中國人口?資源與環境，2013，23（11）：108-114.
[3] 劉厚蓮.人口城鎮化、城鄉收入差距與居民消費需求-基于省際面板數據的實證分析[J].人口與資源，2013，（6）：63-70.
[4] 田青.我國城鎮居民消費影響因素的區域差異分析[J].管理世界，2008，（7）：27-33.
[5] 胡日東，蘇桔芳.中國城鎮化發展與居民消費增長關系的動態分析[J].上海經濟研究，2007，（5）：58-65.
[6] 儲德銀，經庭如.我國城鄉居民消費影響因素的比較分析[J].中國軟科學，2010，（4）：99-105.
居民消費影響因素論文范文2
論文關鍵詞：消費結構，影響因素，實證分析
1前言
1.1研究背景
消費是社會經濟活動的重要環節，但是近來，外部需求下降，過去對經濟增長貢獻度達20%的出口部門面臨嚴峻的收縮局面，實體經濟運行規模出現萎縮。從數據來看，中國已隨全球經濟進入下行周期，經濟增速放緩。2008年第三季度GDP增速為9%，低于市場預期的9.7%，主要體現在出口與房地產兩架引擎同時放緩。
圖12006年1月-2009年6月GDP走勢圖
為了彌補出口下降對經濟增長的影響以及增強中國經濟發展的內在動力，宏觀政策將著力于擴大內需，而在擴大國內需求的構成中，擴大消費尤其重要。若想增加消費，保持國民經濟穩定、持久的增長，就必須對中國居民消費水平和消費結構的特征、演變規律和發展趨勢進行研究。
1.2消費結構概念的界定
本文中的消費結構是指以貨幣表示的食品、衣著、居住、家庭設備與用品、醫療保健、交通與通訊、文教娛樂、雜項開支在總消費支出中的比例關系。
2消費結構影響因素
2.1社會保障水平（Thelevelofsocialsecurity，SS）
居民消費預期支出的不確定性，不僅減少了即期消費支出，而且會抑制消費結構的升級，致使消費結構中應有的一些消費需求熱點無法顯現。社會保障水平的提高能夠促使居民增加非生活必需品的支出，從而適應不同層次人群的消費需求，推動消費結構升級，啟動多元消費市場。本文以社會保障支出總額占GDP的比重作為社會保障水平的測算。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
2.2受教育水平——普通高等教育人口比重（Generalhighereducationpopulation，GHEP）
居民的消費結構與其消費觀念和消費習慣密切相關。在理論上，一個人受教育程度越高，其消費觀念越科學，消費結構的層次越高。本文用受過普通高等教育的人數占總人數的比重作來衡量中國居民的受教育水平。數據來源：歷年《中國勞動統計年鑒》計算整理得來。
2.3技術進步（Researchanddepartment，RD）
本文用研究與開發的投入量占GDP的比重來表示中國對技術進步的投入力度，作為影響消費結構的一個因素。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
2.4利率（Rate，R）
本文選用金融機構一年期定期存款利率作為影響消費結構的因素。數據來源：《中國金融年鑒》。
2.5人口結構——撫養比率（DependencyRatio，DR）
一般來說，通過人口結構可以反映出一個國家的大體的社會和經濟狀況。當論及這一問題，年齡是最重要的因素。人口的年齡結構是指一個人口集團（或群體）在某一時點上的人口年齡分布狀況、各年齡組人口在總人口中所占比重，它可以表明人口發展類型和速度，反映勞動年齡人口和被撫養人口的比例等。人口年齡結構的動態變化，將對消費結構的變化產生影響。
本文將撫養比包括少年兒童與老年人口的總撫養比，即少年兒童和老年人口總數占總人口數的比重作為重要的指標選入模型。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
2.6城市化水平——城市化率（UrbanizationRate，UR）
城市化率是指市鎮人口占總人口的比重。一般而言，城市率越高伴隨的消費結構層次越高，本文將城市率作為衡量消費結構的一個重要因素。數據來源：歷年《中國統計年鑒》計算整理得來。
3中國居民消費結構的變動分析
表1中國居民人均全年消費性支出構成比單位：%
年份
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
食品
41.67
40.35
42.58
41.94
43.20
33.25
40.05
40.23
衣著
8.94
8.97
7.30
7.29
7.08
8.88
7.59
7.65
居住
10.46
10.18
12.68
12.26
11.43
17.25
12.67
14.95
家庭設備用品及服務
5.90
5.96
5.47
5.44
5.38
5.97
5.48
5.17
醫療保健
7.24
7.85
7.49
7.96
8.22
7.71
11.40
9.09
交通通信
10.81
11.35
10.19
10.82
11.09
12.82
11.97
11.08
教育文化娛樂服務
10.31
10.50
11.07
11.61
10.94
11.40
8.11
9.03
雜項商品與服務
4.66
4.83
3.21
2.66
2.67
2.72
2.73
2.79
資源來源:由《中國統計年鑒》2001-2008計算所得
圖2中國居民人均全年消費性支出構成I圖3中國居民人均全年消費性支出構成II（比重）
由上述圖表可以看出，中國居民的消費支出由2000年的人均6668.13元，上升到2007年的26821.60元，消費水平已得到極大提高，但與世界平均水平相比還很低，亞洲開發銀行(ADB)在近期發表的一份調查報告中指出，中國的人均生活水平排在世界第128位。
從消費結構來說：
年人均食品消費支出由2000年的2778.83元上升到2007年的10790.22，可見中國居民的消費能力已得到極大提高，食品消費比率由2000年41.67%下降到2007年的40.23%。國際上常用恩格爾系數來衡量一個國家和地區人民生活水平的狀況。根據聯合國糧農組織提出的標準，恩格爾系數在59%以上為貧困，50-59%為溫飽，40-50%為小康，30-40%為富裕，低于30%為最富裕。可見，中國居民總體上實現了小康目標，這主要是由城鎮居民消費水平快速提升拉動的，但是城鎮居民的恩格爾系數已由1978年的57.5%下降為2008年的37.3%，達到了國際衡量標準中的富裕階段，間接反映出中國的城鄉差距在不斷擴大。
居住消費明顯增加，由2000年人均596.41元上升到2007年的2051.99元，消費比率也由2000年10.46%上升到2007年的14.95%。住戶條件不斷改善，平均每人現有住房使用面積呈現增加趨勢。但由于占絕大比率的低收入與其價格差距較大，短期內還不可能形成較強的購買力。消費正處在從一般水平向高檔水平轉變的孕育階段。
衣著消費支出由2000年的720.95元上升到2007年的2972.35，其消費比重由2000年8.94%下降到2007年的7.65?？梢灶A測，在未來的幾年內，中國居民衣著消費比重將呈平穩下降趨勢。但由于衣著消費的絕對量在增加，人們在衣著消費中更加追趕時髦，更注意質量和款式。這些均表明中國居民消費水平在提高。
2007年人均家庭用品消費支出為4010.59元，約是2000年697.63元的5.7倍，其上升幅度是消費結構組成中最大的，這說明中國居民消費能力已得到極大提高。但其消費比率卻由2000年5.90%下降到2007年5.17%，這說明大部分家庭己經購買彩電、冰箱等耐用電器，基本上處于飽和狀態。隨著科學技術的發展，高科技耐用家電產品的生命周期越來越短，對耐用消費品更新換代的速度必將越來越快。
醫療保健、交通通訊消費增加迅速，分別由2000年7.24%，10.81%上升到2007年9.09%，11.08%。前者說明因為人口結構老齡化、人們的保健意識增強以及城鎮醫療保險制度改革使個人醫療負擔適當增強。后者說明為方便生活，節省時間的現代通訊工具和交通工具迅速進入居民家庭。
娛樂文教消費總量在不斷提高，由2000年人均393.52元上升到2007年1386.08元，這說明中國居民文化娛樂活動更加豐富多彩，用于娛樂消費、旅游支出都有明顯增長。隨著工作強度的加大和生活節奏的加快，城鎮居民越來越注重閑暇時的娛樂，諸如旅游、度假等已成為消費熱點。并且由于獨生子女家庭的增加，父母望子成龍，加大對子女培養教育的投入。還有就是，隨著科技發展和社會進步，人們對自身學歷的提高越來越重視。但從消費比率來看，文教娛樂的消費比重開始逐年下降，2006年僅為8.11%，這與國家提出從2006年開始全部免除西部地區農村義務教育階段學生學雜費，2007年擴大到中部和東部地區的政策有關。
4中國居民消費結構影響因素的實證分析
本章節首先對影響消費結構的變量，包括社會保障水平、受教育水平、技術進步、利率、人口結構、城市化水平，進行單位根檢驗；接著把這些變量與消費結構的變量包括食品、居住、文教娛樂、醫療保健、衣著、交通通訊、雜項，放在一起進行因果檢驗和相關系數分析。
4.1單位根檢驗
表2消費結構影響因素單位：%
年份
SS
GHEP
RD
R
DR
UR
2000
1.53
1.02
1.00
2.25
29.9
36
2001
1.81
1.12
1.07
3.06
30.0
38
2002
2.19
1.27
1.23
3.47
41.7
39
2003
1.96
1.51
1.13
2.52
40.5
41
2004
1.95
4.14
1.23
2.25
38.6
42
2005
2.02
4.53
1.34
2.25
40.1
43
2006
2.06
4.95
1.42
1.98
38.3
44
2007
2.18
5.45
1.49
1.98
37.4
45
注:SS是社會保障支出總額占GDP的比重；GHEP是普通高等教育人口占總人口數的比重；RD是研究與開發的投入量占GDP的比重；R是金融機構一年期定期存款利率；DR是少年兒童與老年人口的總數占總人口數的比重；UR是市鎮人口占總人口的比重。
利用EViews3.1對上述6個變量進行單位根(ADF)檢驗，檢驗結果如下表所示:
表3:變量ADF檢驗
變量名稱
ADF檢驗值
P值
(C，T，N）
臨界值
1%
5%
10%
D(SS(-1)，2)
-2.965013
0.0251
(0，0，0)
-3.0507
-1.9962
-1.6415
D(GHEP(-1))
-1.926497
0.0954
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(RD(-1))
-2.127608
0.0709
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(R(-1))
-2.940666
0.0217
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(DR(-1))
-2.743578
0.0288
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(UR(-1)，2)
-8.660254
0.0001
(0，0，0)
-3.0507
-1.9962
-1.6415
在10%的顯著性水平下，Eviews3.1的檢驗結果表明GHEP、RD、R、DR這些變量都是一階平穩的，而SS、UR是二階平穩的，同時也說明這些變量本身是不平穩的。因此，不能對這些變量直接進行回歸，本文采取因果檢驗與相關系數來進行實證分析。
4.2因果檢驗與相關系數分析
選擇食品、衣著、居住、家庭設備與用品、醫療保健、交通與通訊、文教娛樂、雜項開支在總消費支出中的比例作為中國消費結構的結構變量，分別記為Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6、Y7、Y8。
用Eviews3.1對其進行ADF檢驗，結果見表7。
表4:結構變量ADF檢驗
變量名稱
ADF檢驗值
P值
(C，T，N）
臨界值
1%
5%
10%
D(Y1(-1))
-3.725314
0.0204
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y2(-1))
-3.116793
0.0356
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y3(-1))
-4.947263
0.0078
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y4(-1)，2)
-3.598566
0.0368
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
D(Y5(-1))
-4.353490
0.0073
(0，0，0)
-3.1714
-2.0056
-1.6458
D(Y6(-1)，2)
-3.603050
0.0367
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
D(Y7(-1))
-3.118931
0.0356
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y8(-1)，2)
-6.285693
0.0081
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
在10%的顯著性水平下，結構變量Y1、Y2、Y3、Y5、Y7是一階平穩的，Y4、Y6是二階平穩的，同時說明這些結構變量本身是不平穩的。
4.2.1食品結構變量影響因素
表5:食品結構變量影響因素Granger因果檢驗
變量
零假設
滯后期
F
P
結論
Y1
SS不是Y1的格蘭杰原因
2
0.01579
0.98457
接受
SS
Y1不是SS的格蘭杰原因
2
67.1668
0.08596
拒絕
Y1
GHEP不是Y1的格蘭杰原因
1
4.53328
0.1003
拒絕
GHEP
Y1不是GHEP的格蘭杰原因
1
0.03207
0.86658
接受
Y1
RD不是Y1的格蘭杰原因
1
0.54146
0.50265
接受
RD
Y1不是RD的格蘭杰原因
1
0.42696
0.54914
接受
Y1
R不是Y1的格蘭杰原因
1
1.49549
0.28849
拒絕
R
Y1不是R的格蘭杰原因
1
0.17164
0.69991
接受
Y1
DR不是Y1的格蘭杰原因
1
0.06458
0.81192
接受
DR
Y1不是DR的格蘭杰原因
1
0.01062
0.92288
接受
Y1
UR不是Y1的格蘭杰原因
2
0.92002
0.59339
接受
UR
Y1不是UR的格蘭杰原因
2
0.04539
0.95748
接受
從因果檢驗的結果表明:普通高等教育人口指數是食品支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為89.97%，普通高等教育人口指數是食品消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是食品支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為71.15%，金融機構一年期定期存款利率是食品消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、R兩個因素來進行實證分析。Y1與這兩個變量的相關系數如下所示:
表6:食品結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
R
Y1
-0.4118
0.2729
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y1(總消費中食品消費占的比重)有影響的主要是GHEP(普通高等教育人口指數)，且起到負的作用。這主要是由于高等教育人口指數越大，中國的教育水平越高，人們的總收入水平隨之提高，且消費觀念更加科學化，在保證基本的物質消費條件下，更增加了在精神文化等方面的支出，從而在食品消費絕對量增長的同時其比重呈下降趨勢。
但由于中國人口眾多，平均消費水平還比較低，尤其是廣大農村地區，其消費水平僅達到溫飽，正處于向小康社會奔進的發展階段，食品支出在消費總支出中依然處于主導地位，現階段食品消費結構與教育水平等變量的相關性還不是很顯著。
4.2.2衣著結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:少年兒童與老年人口的撫養比是衣著支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為63.50%，撫養比是食品消費結構的格蘭杰原因。因此，選擇DR來進行實證分析。Y2與其的相關系數如下所示:
表7:衣著結構變量影響因素的相關系數
相關系數
DR
Y2
-0.7059
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y2(總消費中衣著消費占的比重)有影響的主要是DR（少年兒童與老年人口的撫養比）且起到負的作用。這主要是由于少年兒童與老年人都是消費大于當期收入的人群，缺乏收入作為消費的支持和后盾，該類人群所占比越大，人們的消費壓力也越大，用于衣著這類可多消費可少消費的物品來說其在總消費支出中的比重自然隨之減少。另外，少年兒童與老年人對衣著品牌和款式的追求也不是十分強烈。
4.2.3居住結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為97%，普通高等教育人口指數是居住消費結構的格蘭杰原因；技術進步率即研究與開發投入占GDP總值的比重是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為91%，技術進步率是居住消費結構的格蘭杰原因；城市化率是居住支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為71%，城市化率是居住消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、RD、UR三個因素來進行實證分析。Y3與這三個變量的相關系數如下所示:
表8:居住結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
RD
UR
Y3
0.6533
0.7244
0.6907
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y3(總消費中居住消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、RD(技術進步率)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。這主要是由于高等教育人口指數越大，技術進步率越高，人們的生產力水平越高，伴隨的收入越多，對住房這類高消費需求也越大。另外，隨著城市化水平的提高，大量的農村居民進入城市謀求發展，對住房的需求也十分強烈。
4.2.4家庭設備與用品結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:社會保障支出總額占GDP的比重是家庭設備與用品支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是75%，社會保障水平指數是家庭設備與用品結構的格蘭杰原因；研究與開發投入占GDP的比重是家庭設備與用品支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是72%，技術進步率是家庭設備與用品結構的格蘭杰原因。因此，應選擇SS、RD兩個因素來進行實證分析。Y4與這兩個變量的相關系數如下所示:
表9:家庭設備與用品結構變量影響因素的相關系數
相關系數
SS
RD
Y4
-0.6462
-0.5628
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y4(總消費中家庭設備與用品消費占的比重)有影響的主要有SS(社會保障水平指數)、RD(技術進步率)，且都起到負的作用。這可能是因為，社會保障水平越高，國家對居民的相關補助越多，像家電下鄉政策的實施，農村居民購買家庭設備與用品可以減免13%的費用，由當地政府部門給予補償等。另外，技術越進步，家庭設備與用品越先進，其耐用性越高，當人們已經購買了所需家庭設備用品后自然不會再輕易購買此類用品，因此，其受到各方面因素影響的作用有限，以上檢驗出的相關性不是十分顯著。
4.2.5醫療保健結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:受到普通高等教育的人口數占總人口數的比重是醫療保健支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為88%，普通高等教育人口指數是醫療保健消費結構的格蘭杰原因；城市化率是醫療保健支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為83%，城市化率是醫療保健消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、UR兩個因素來進行實證分析。Y5與這兩個變量的相關系數如下所示:
表10:醫療保健結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
UR
Y5
0.6515
0.6639
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y5(總消費中醫療保健消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。這可能是因為普通高等教育人口指數越大，人們受教育水平越高，越注重對身體的健康保養，另外，城市化進程越快，越多的人可以享受到城市里較好的醫療保健水平，但其消費價格也較高。
4.2.6交通與通訊結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是交通與通訊支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為84%，普通高等教育人口指數是交通與通訊消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是交通與通訊支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為73%，金融機構一年期定期存款利率是交通與通訊消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、R兩個因素來進行實證分析。Y6與這兩個變量的相關系數如下所示:
表11:交通與通訊結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
R
Y6
0.5841
-0.5022
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y6(總消費中交通與通訊消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、R(金融機構一年期定期存款利率)，前者起到正的作用，后者起到負的作用。高等教育人口指數越大，中國的教育水平越高，人們更注重信息之間的交流與交通的便利，對交通與通訊的需求越強烈。另外，金融機構一年期定期存款利率越低，人們用于儲蓄的資金越少，消費越旺盛，汽車、手機、電腦等交通與通訊設備已成為消費的熱點，是人們生活的重要組成部分，因此，利率越低在交通與通訊方面的支出越多。
但由于交通與通訊設備的使用期較長，已經購買了的消費者除非特別的愛好與追求不會再輕易購買同類產品，因此受各因素的影響有限，相關性不是十分顯著。
4.2.7文教娛樂結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:普通高等教育人口指數是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為82%，普通高等教育人口指數是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；技術進步率是文教娛樂支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是74%，技術進步率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；金融機構一年期定期存款利率是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為75%，金融機構一年期定期存款利率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因；城市化率是文教娛樂支出占消費總支出比重的格蘭杰原因的概率為77%，城市化率是文教娛樂消費結構的格蘭杰原因。因此，應選擇GHEP、RD、R、UR四個因素來進行實證分析。Y7與這四個變量的相關系數如下所示:
表12:文教娛樂結構變量影響因素的相關系數
相關系數
GHEP
RD
R
UR
Y7
-0.5264
-0.5483
0.5009
-0.4149
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y7(總消費中文教娛樂消費占的比重)有影響的主要有GHEP(普通高等教育人口指數)、RD(技術進步率)，且起到負的作用。這可能是與近幾年國家實行的教學娛樂改革有關，國家越來越重視教育娛樂事業的發展，在教育娛樂方面的投入越高，居民個人在該方面的投入自然越少，因此，普通高等教育人口指數和技術進步率對文教娛樂結構變量起負的作用。
雖然，現在的家庭更加重視文化培養和生活娛樂，對教育質量和生活樂趣的投入越來越大，但由于家庭人口數的減少，越來越多的是3口之家，文教娛樂消費在總消費中的比重變化不大，且其也具有一定的消費剛性，受到各因素的影響有限，相關性并不十分顯著。
4.2.8雜項開支結構變量影響因素
因果檢驗結果表明:少年兒童與老年人口的撫養比是雜項支出占總消費支出比重的格蘭杰原因的概率是57%，少年兒童與老年人口的撫養比是雜項開支消費結構的格蘭杰原因。因此，選擇DR這個因素來進行實證分析。Y8與這個變量的相關系數如下所示:
表13:雜項開支結構變量影響因素的相關系數
相關系數
DR
Y8
-0.9049
從上面的因果檢驗和相關系數的計算，結果表明對Y8(總消費中雜項開支消費占的比重)有影響的主要是DR(少年兒童與老年人口的撫養比)，且起到負的作用。這可能是因為少年兒童與老年人口的撫養比越大，生活壓力越大，將收入來源主要用在必需品上面，用于不十分緊迫的雜項上面的開支自然受到約束，其在消費結構中的比重自然越小。
4.3小結
社會保障指數、普通高等教育人口指數、技術進步率、金融機構一年期定期存款利率、少年兒童與老年人口的撫養比、城市化率，通過這些變量的單根檢驗以及與消費結構變量的因果檢驗及相關系數的分析，結果顯示(下面“+”表示影響因素對結構變量正的影響，“-”表示影響因素對結構變量負的影響)：
（1）影響食品消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(-)；
（2）影響衣著消費結構因素主要是少年兒童與老年人口的撫養比(-)；
（3）影響居住消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、技術進步率(+)、少年兒童與老年人口的撫養比(+)、城市化率(+)；
（4）影響家庭設備與用品消費結構因素主要是社會保障水平指數(-)、技術進步率(-)、少年兒童與老年人口的撫養比(-)；
（5）影響醫療保健消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、城市化率(+)、金融機構一年期定期存款利率(-)；
（6）影響交通與通訊消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(+)、金融機構一年期定期存款利率(-)；
（7）影響文教娛樂消費結構因素主要是普通高等教育人口指數(-)、技術進步率(-)、金融機構一年期定期存款利率(+)；
（8）影響雜項開支消費結構因素主要是少年兒童與老年人口的撫養比(-)；
5結論及政策建議
本文通過對消費結構變量及影響因素變量的平穩性檢驗、因果關系及相關系數的檢驗分析，得出影響中國居民消費結構各自的主要因素，針對上面分析的結果，給出以下建議：
1、對消費結構的調整要兼顧不同因素的綜合影響
2、推進教育體制改革，提高普通高等教育的深度和寬度
3、進一步實施計劃生育，控制少年兒童與老年人口撫養比的進一步擴大
4、加大科技投入，完善社會保障制度，提高人們的生活品質
5、降低利率，促進消費結構的優化升級
6、加快城市化改革步伐，提高人們的生活檔次
參考文獻1 王芳.城鎮居民消費結構影響因素的典型相關分析.經濟縱橫，2007(2):106-107
2 張黎鷗.我國城鎮居民消費結構的因素分析及預測研究.現代商業，2007(24):230-231
3 晏民春，楊桂元.近十年我國城鎮居民消費結構研究.統計與信息論壇，2004(3):72-76
4 易月輝，孫鳳.地區差異對城鎮居民消費結構的影響分析.預測，2000(1):66-70
居民消費影響因素論文范文3
1．農村居民消費支出變動分析。消費結構指各類消費支出在總消費中所占的比例，消費結構能夠反應出居民的生活水平，甘肅農村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費，說明農村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態;從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標志，相關數據變動說明甘肅省農村居民消費結構逐漸優化，農村居民生活水平逐步提高。
2.城鎮居民消費支出變動分析。恩格爾系數從1993年的0.51總體上保持下降趨勢，到2007年的0.36，食品消費支出已不在占據消費支出的一半比例。說明城鎮居民的生活水平的提高，城鎮居民生活水平到達小康階段，醫療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應有所增加，表明城鎮居民的生活質量逐步提高，消費結構不斷優化。
3.城鄉居民消費結構變動度分析。消費結構變動度，是分析消費結構變化程度的指標，計算公式為：
在1996年～2000年期間，甘肅省農村居民消費結構變動度為9.00％，城鎮居民消費結構變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農村居民消費結構變動度為2.22％，城鎮居民消費結構變動度為3.27％。
在1996年～2000年期間，城鄉居民消費結構變動非常顯著，其中食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉居民消費結構經過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大；醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。
二、甘肅省居民消費對經濟增長的貢獻率
1.生產總值構成變動分析。最終消費、資本形成總額、貨物和服務凈出口是經濟增長的拉動力，同時是計算支出法生產總值的三要素,其中最終消費一直在我國生產總值中所占比重最大，在經濟增長中貢獻率最大。1978年甘肅省生產總值為64.73億元，2007年為2702.40億元;消費率1978年為66.62％，2007年為59.78％,說明最終消費是拉動經濟增長的最重要動力，因此實證分析甘肅省居民消費變動及其對經濟影響作用有一定實際意義。
2．最終消費情況分析。最終消費由居民消費和政府消費兩部分組成，甘肅省最終消費支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據《甘肅統計年鑒》數據計算居民消費支出一直占據最終消費支出大部分的比例，穩定在70％以上。
3.甘肅省最終消費對經濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經濟增長率中消費需求拉動所占的份額,計算甘肅省最終消費貢獻率在2002年至2007年間分別為63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最終消費對經濟增長的貢獻率并不穩定，其原因是經濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務凈出口政策要素影響。
三、甘肅省城鄉居民消費函數分析
本文采用持久收入消費函數。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε
其中Ct為現期消費;Yp和Yz表示持久收入和暫時收入。系數α1和α2分別是持久收入和暫時收入的邊際消費傾向。根據《甘肅年鑒》統計資料，對模型進行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉居民消費函數(1）、（2）。
農村居民消費函數Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）
（0.002）（8.237）（2.469）
R2=0.873D.W.=1.212F=34.461
城鎮居民消費函數Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）
（1.095）（40.793）（3.908）
R2=0.997D.W.=1.91F=1878.984
從方程中可看出，農村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消費；每增加1元暫時收入，有1.74元用于消費。既增加了暫時收入，不僅要將暫時收入全部用于消費，同時還要拿出儲蓄來消費。城鎮居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費；每增加1元暫時收入，有0.87元用于消費。
四、簡要結論
1．經濟增長與城鄉居民的收入和消費之間有直接的影響。經濟增長越快，收入增加越高，消費也會隨著增加。但是，在投資、出口和消費等三要素當中,消費對經濟增長的貢獻率最高，一般都在70%左右,說明拉動消費仍然是甘肅省經濟發展的主要動力。
2.隨著經濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結構出現重要變動傾向。在城鄉居民的消費結構變動當中，食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來，城鄉居民的消費結構劇烈變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大。另外，醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。
3.為了鞏固消費對經濟發展的貢獻率，我們建議：一是加快發展城鄉經濟，保證固定資產的投資速度，使投資增長不要出現大起大落;二是進一步開發農民能夠穩定增加收入的就業渠道和途徑，如非農產業收入、轉移性就業收入、農業產業化收入等；三是對于城市居民來講，要把創造更多的就業崗位和機會作為重點，用擴大就業保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉居民的消費結構進行一定的引導，努力改善城鄉居民住房、醫療、教育、保障等關鍵性問題。
參考文獻：
[1]彭勁松:重慶市經濟增長中消費與投資貢獻度分析[J].重慶大學學報（社會科學版），2004，（4）；7～10
居民消費影響因素論文范文4
[關鍵詞]消費；需求；經濟增長
一、問題的提出
本文通過對河北1995-2008年的消費需求與經濟增長數據的定量研究,試圖剖析在當前經濟增長方式轉變的過程中,消費需求對于促進河北經濟可持續增長所起的作用,為進一步提出促進河北消費需求增長的現實的、可操作的對策和建議奠定基礎。
二、變量的選取
1.消費需求衡量指標的選取。消費需求作為一個宏觀經濟分析的范疇,是指一定時期內常住單位形成的對最終消費品的有支付能力的購買力總量。本課題研究消費需求的衡量指標是支出法國內生產總值中的最終消費。是常住單位為滿足物質、文化和精神生活的需要,購買的貨物和服務的支出。根據消費主體不同,最終消費分為居民消費和政府消費,居民消費又可細分為城鎮居民消費和農村居民消費。
2.經濟增長衡量指標的選取。經濟增長是由產出能力的增加帶來的總產出的持續增加,如果考慮到人口和價格因素,經濟增長就是人均實際產出的增加?；诙糠治龅男枰?同時考慮到目前世界各國都采用國內生產總值的增長率來衡量一個國家(或地區)的經濟增長速度,從研究問題的一致性出發,本課題所涉及的經濟增長是指總產出的增長,并用國內生產總值的增長率來表示經濟增長率。
三、消費需求在經濟增長中的比重分析
消費率又稱最終消費率,是最終消費需求在支出法國內生產總值中的比重,作為一項重要的宏觀經濟指標,它不僅能反映一國(或地區)國內生產總值的最終使用格局,還可以直觀地反映消費增長在經濟增長中的作用。經過分析我們發現:
1.最終消費率在低位徘徊,波動中呈下降趨勢。從圖1可以看出1995年以來,河北的消費率始終在50%以下徘徊,年均消費率為43.4%。由于消費需求的增長速度落后于地區生產總值的增長速度,按照當年價格計算,1996-2008年地區生產總值年平均增速為14.3%,最終消費的年均增速為13.2%,兩者增速相差1.1個百分點。其中,2008年地區生產總值的增速為18.1%,而最終消費增速為14.3%,比地區生產總值增長慢3.8個百分點。由于消費需求增長慢于地區生產總值的增長,導致消費率在2008年降至1995年以來的最低點,僅為41.8%,比1995年下降了5.5個百分點。
2.消費需求各組成部分比重變化不平衡,農村居民的消費率下降是消費率下降的原因。從圖2可以看出:政府消費率呈平穩的上升趨勢,由1996年的9.0%上升到2008年的13.5%,2005年開始已超過農村居民消費率;居民消費率在波動中呈下降趨勢,下降幅度比較大,從1996年的37.9%下降為2008年的28.3%,下降了近10個百分點,降為1995年以來的最低點?？梢?居民消費率不斷下降是造成最終消費率下降的主要原因。
在居民消費構成中,城鎮居民消費率基本表現出平穩的上升趨勢,2005年起已超過農村居民消費率成為消費需求的第一主力,2008年已達到1995年以來的最高點19.2%,比1995年上升了近7個百分點;而農村居民消費率則呈現出反方向變化趨勢,從1996年開始一直呈下降的趨勢,到2008年降為1995年以來的最低點9.1%,下降了14.4個百分點,可見,農村居民的消費率下降是居民消費下降的主要原因。
四、消費需求對經濟增長的貢獻率分析
為進一步量化消費需求對經濟增長的動力作用,我們計算了各需求對GDP增長的貢獻率(各需求的增加額/GDP增加額×100%)和各需求對GDP增長拉動的百分點(GDP增長的百分點×各需求對GDP增長的貢獻率)兩個指標,并繪制了折線圖(見圖3-6)。經過分析發現:
1.投資對經濟增長的平均貢獻是第一位的,消費需求是拉動經濟增長的第二動力。1996年以來,在河北經濟平均12.7%的增速中,最終消費支出、資本形成總額以及地區間貨物和服務凈流出對經濟增長的貢獻率分別為40.3%、54%和5.7%,分別拉動經濟增長5.1、6.9和0.7個百分點?？梢?投資目前已是三大需求中拉動經濟增長的第一主動力,消費需求僅次于投資需求。圖4顯示:除1999-2002年這四年消費的貢獻率大于投資和2003年、2005年消費和投資共同拉動經濟增長以外,其余年份主要是投資需求在支撐著經濟的增長。圖5顯示:1995年以來,河北的國內生產總值呈現出高速持續的增長,而在國內生產總值增長速度較快的年份中,投資的拉動作用顯著,可見,投資對經濟的拉動具有立竿見影的效果,短時間內對經濟增長的影響顯著,成為政府提高經濟增長率的首選因素。
2.消費需求對經濟增長的拉動作用更為持久和相對穩定,是經濟增長的穩定器。圖4顯示:相對于投資需求,河北的消費需求對經濟增長的拉動作用不足,但是與資本形成拉動經濟增長(3-10.1)及貨物和服務的凈流出拉動經濟增長(-1.5-4.96)相比,消費需求增長對經濟的拉動(3.1-7.1)波動較小,是拉動經濟增長最為穩定的因素。由于消費需求具有剛性,決定了在地區生產總值的年新增額中,消費需求波動幅度遠遠小于投資等其他因素,對經濟增長影響慣性最大。在經濟增長擴張期,消費需求增加不如投資明顯;同樣,在經濟收縮期,消費需求的下降幅度也最小,因而,消費需求成為河北經濟穩定發展的重要保證。
3.消費需求中居民消費尤其是農村居民消費拉動經濟增長的動力不足。從消費需求的構成來看,1996-2008年,政府消費對經濟增長平均貢獻率為14.7%,低于同期居民消費對經濟增長平均貢獻率25.69%。圖5顯示:居民消費對經濟增長拉動的總體水平要高于政府消費,政府消費對經濟增長拉動保持平穩,平均水平為1.86個百分點,居民消費對經濟增長的拉動的平均水平為3.27個百分點。
從居民消費內部構成來看,農村居民消費對經濟增長的貢獻在波動中呈下降的趨勢,相對差異較大,從1996年的19.8%,下降至2008年的2.38%,下降了17.4個百分點,平均貢獻率僅為5.06%;而城鎮居民消費對經濟增長的貢獻率在波動中呈上升的趨勢,從1996年的2.5%,上升到2008年的20.77%,平均貢獻率為20%。圖6顯示:農村居民消費對經濟拉動的平均水平(0.64個百分點),不僅遠遠低于城鎮居民消費對經濟增長拉動的平均水平(2.62個百分點),也低于政府消費對經濟增長的拉動水平。
五、消費需求和經濟增長的灰關聯分析
灰色關聯分析(GRA)是建立在灰色系統理論基礎上的一種分析方法,對于小樣本,該方法要優于經典的數學分析方法。其目的是尋求系統中各要素的主要關系,并確定要素間的相互影響程度和對系統行為的貢獻程度。
本文選取河北省1995-2008年按當年價計算的國內生產總值作為參考序列,最終消費、政府消費、居民消費、農村居民消費和城鎮居民消費構成序列作為比較序列。用均值法對原始數據序列進行無量綱化處理即同一數列的所有數據均處以該數列的平均值,得到一個新的數列,這個新的數列就是各個時刻的數值相對于該數列平均值的倍數的數列;然后,根據參考序列和各個比較序列計算差序列,從差序列表得知最小差值Δ(min)=0.0011719,最大差值Δ(max)=0.820203;由灰色關聯系數的公式,令計算出各個因素在不同時期的灰色關聯系數;最后,根據關聯度公式:,計算各個變量與國內生產總值的關聯度,分析結果顯示:
河北最終消費與經濟增長的關聯度很高為0.942,且各年的關聯系數大部分都在90%以上,而且變動幅度比較小,說明消費需求是經濟增長的動力,是河北經濟穩定增長的重要基礎。
在最終消費構成中,居民消費與經濟增長的關聯度(0.846)比政府消費(0.801)稍大,但是二者相差不大,說明居民消費和政府消費都是促進經濟增長的主要因素。
居民消費構成中,城鎮居民消費與經濟增長的關聯度(0.761)遠遠高于農村居民消費(0.597),這也表明雖然在總人口中,農村居民所占比重遠遠高于城鎮居民,但城鎮居民消費對經濟增長的影響要大于農村居民消費。分階段來看,居民消費的關聯度從九五時期的0.692一直上升到十一五時期的0.787;城鎮居民消費與經濟增長的關聯度從0.752上升一直上升到0.862,說明居民消費尤其是城鎮居民消費對經濟增長的作用有上升的趨勢。
六、結論
上述定量分析方法得出了相同的結論:說明消費需求是河北經濟穩定增長的重要基礎。1995-2008年間河北經濟增長主要是由最終消費和資本形成拉動,而投資對經濟增長的拉動作用高于消費;在最終消費構成中,政府消費和居民消費尤其是城鎮居民消費快速增長是促進河北經濟增長的主要因素;農村居民消費增速慢與地區生產總值的增速,導致農村居民消費率下降,是河北消費率下降的主要原因。
當人均GNP超過1000美元之后,經濟增長動力開始出現轉折性變化,消費率開始步入上升階段,投資率則逐步降低(劉成林,2007)。從河北的現實情況來看,投資率仍維持在較高水平。理論分析表明,投資對經濟增長的貢獻以消費為基礎。因為投資需求具有“名為當期需求,實為下期供給”的雙重性。在社會在生產過程中,投資需求只不過是中間需求,只有消費需求才是最終需求,消費需求規模的擴大和消費結構的升級才是經濟增長的根本動力。從短期來看,投資需求的擴張雖能一時拉動經濟的增長,但從中長期來看,投資本身不可能成為經濟增長的持久動力,如果投資結構不能適應消費需求結構的變化,投資的增長超過了消費需求的增長,這種投資形成的供給實際上是無效供給,會加劇下一階段的供給過剩和需求不足。只有建立在消費基礎上投資,通過消費與投資的良性循環和持續增長的態勢來共同拉動經濟增長,才能有效的擴大內需,使整個經濟運行進入良性循環軌道。因此,要加快河北經濟的持續穩定發展,更大地釋放消費需求對經濟增長的拉動作用,首先要找出制約居民消費尤其是農村居民消費的影響因素,逐一加以解決,為經濟增長掃除障礙。
參考文獻:
[1]劉成林:消費需求變動與河北經濟增長的動力結構[J].河北學刊,2007(1)
居民消費影響因素論文范文5
關鍵詞：居民消費；消費結構；產業結構
中圖分類號：J215 文獻標識碼：A 文章編號：1674-0432（2011）-08-0256-2
根據世界經濟科技發展新趨勢和走新型工業化道路的要求，國務院作出了推進產業結構優化升級的部署，指明了當前及今后一段時期產業結構調整的目標、原則、方向和重點，這一部署對于加強和改善宏觀調控，轉變經濟增長方式，推進產業結構優化升級，保持國民經濟平穩較快發展具有重要意義。而在產業結構的調整過程中，消費結構是其中的一個重要影響因素，下面僅就消費結構對產業結構的影響略述如下：
1 消費結構影響并決定產業結構
消費結構合理與否，不僅直接關系到居民消費水平的高低，而且對產業結構有非常重要的作用，它不僅影響而且決定著產業結構的調整。改革開放以來，隨著城鎮居民收入水平的提高，居民消費結構逐年升級，我國城鎮居民消費格局不斷發生變化：
（1）從基本的吃、穿、用類轉向以居住條件改善、通信和交通便利為主要內容的住、行類消費；
（2）從簡單的商品性消費，轉向包括各種服務在內的復雜性商品消費，如餐飲、醫療保健、教育、娛樂、旅游、家庭服務等；
（3）從大量的普及性商品消費，轉向注重選擇、追求時尚的個性化消費。商品的質量、品牌、款式、包裝和售后服務越來越受到重視。由于城鎮居民手中不斷增多的貨幣以及他們的消費偏好，增加了市場對資源配置的作用力，帶動了與“吃、穿、用”消費熱點有關的農業、輕工業的快速發展。同時房地產業、汽車制造業、住宿和餐飲業、其他服務業等相應地得到了較快發展。
2 消費結構變化決定消費品產業的變化
為了說明這個問題，我們從不同消費品的需求收入彈性系數入手，考察消費結構對消費品產業的影響。需求收入彈性系數是指自變量收入增長1%，因變量需求變動的程度。需求收入彈性系數的大小決定著消費品產業的生產方向。因此，消費結構與消費品產業是密切相關的，需求收入彈性是聯系消費需求和消費產業之間的紐帶。2005-2010年城鎮居民消費構成中類消費的收入彈性系數見表1：
表1 需求收入彈性系數
從表1我們看出，2005年需求收入彈性系數大于1的有家庭設備用品及服務、交通和通信、其他商品及服務三項。到2010年，在此基礎上又增加了衣著、醫療保健和教育文化娛樂服務三項。從發展趨勢看，紡織工業在消費品工業所占比重下降，從支柱產業退化成夕陽產業。醫療、交通和通信、教育文化娛樂服務開始進入上升軌道。居住、其他商品及服務的需求收入彈性系數從2005年的0.65和1.28上升到2010年的0.93和1.82。食品需求收入彈性系數升幅也很大，這有利于食品工業，特別是農產品向深加工、精加工方向發展。以上需求收入彈性的變化，表明了居民的消費結構發生了變化。這種變化勢必影響消費品產業結構發生變化，說明了產業結構中生產低收入彈性消費品的產業比重不斷下降，生產高收入彈性消費品的產業比重不斷上升。
3 消費結構的變化影響農、輕、重產業的構成
隨著城鎮居民生活水平的提高，消費結構發生了很大變化。食品所占比重減小，用品和服務支出比重則增大。推動著產業結構逐步從農業為主轉向工業為主，再轉向服務業和信息產業的變化。這與消費結構發展趨勢是一致的。詳見圖1：
圖1 農、輕、重產業產值及比例構成圖
由上圖我們看出，農業在工農業總產值中所占比重由2005年的22.5%下降到2010年的11.8%，輕工業比重由2005年的30.8%下降到2010年的26.4%。由于重工業擺脫了自我服務、自我循環的狀況，不僅比重增大，由2005年的46.7%上升到2010年的61.8%。而且內部消費結構的生產也發生了變化，如家用汽車、計算機、家用電器等比重日益增大，為消費者提供了更多的可選擇產品。消費結構的變化，必然刺激重工業的發展，從而影響農、輕、重產業的構成。
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居民消費影響因素論文范文6
基金項目：教育部人文社會科學基金項目 “基于消費價值的中國農村消費者分群范式及品牌選擇研究”（08JC630002）
作者簡介：趙保國（1971-），男，河南平頂山人，副教授，博士，主要從事公司融資、市場營銷和戰略管理等方面的研究。Email：zhaobaoguo@bupteducn
劉勇（1970-），男，重慶人，副教授，博士，主要從事市場營銷和品牌戰略等方面的研究。Email：liuyong100@vipsohunet
摘要：本文選取我國農村居民作為研究對象，從消費價值觀的角度研究其購買行為。首先，對農村居民消費價值觀的維度提出理論構想；其次，在預調查的基礎上設計出信度和效度較高的農村居民消費價值觀量表；最后，運用探索性因子分析和驗證性因子分析識別出量表的因子結構并驗證了結構的合理性和消費價值觀分群的有效性。
關鍵詞：消費價值觀；農村居民；購買行為
中圖分類號：F71355文獻標識碼：A
文章編號：1000176X（2013）01012406
農村居民作為一個巨大的消費群體，個體之間存在著相似的消費取向以及消費行為，深入研究農村居民的消費價值觀必然有助于做出符合農村居民特性的擴大需求決策，也有助于企業做出適宜的營銷策略。在此背景下，本文在借鑒國內外相關研究的基礎上，選擇以我國農村居民作為研究對象，從消費價值觀的維度，對農村居民的消費行為開展實證研究。
一、文獻綜述
隨著對消費者心理層面研究的逐步深入，學者們在研究相關問題時，通常會使用價值觀和消費價值觀等術語。雖然理論上對價值觀或者消費價值觀的含義尚未達成一致，但基本上認可了價值觀和消費價值觀能夠指導消費者的消費行為。價值觀不僅可以是一種個體現象，也可以是一種群體現象，對行為具有持久性的導向作用。消費價值觀與價值觀密切關聯，它是在價值觀影響下逐步形成的消費價值取向，具有穩定、內隱等特征。價值觀相同或類似的個人或群體應當會具有相同或類似的消費價值觀。消費價值觀能夠指導個人或者群體的消費行為。毋庸置疑，消費價值觀并不是一個具有固定內涵的術語，其對消費行為影響的研究不能孤立于經濟、社會、政治等社會發展環境之外，也即不同時期、不同背景下的個人或群體往往具有不同的消費價值觀。
從事價值觀相關研究必不可少的工具就是價值觀量表，國內外的研究者從不同的角度，采用一系列多樣化的技術，如投射化、情景化、單測題、多測題、序列化和非序列化等編制技術，試圖開發出具有良好信度和效度的價值觀量表。隨著理論上對價值觀量表開發的研究逐步深入，一些具有代表性的價值觀量表也得到了理論上的認可，如RVS量表、LOV量表、VALS量表、CVS量表和SVS量表等。但霍夫施泰德（Hofstede）開發的CVS量表其研究的初衷是為了認識大型跨國企業中層管理人員的價值觀狀態，因此并不適合來解釋消費行為問題；LOV量表雖與人們的日常生活密切，但更多強調個人價值，不適合分析涉及社會價值方面的問題；VALS2量表雖與消費生活密切相關，但其量表中的測項基本都屬于生活方式方面的內容，因此嚴格來說不應該屬于價值觀量表[1]。羅克奇指出，就一般價值觀的結構來講，價值觀可以分為工具性價值觀和終極性價值觀，二者相互體現、相互依存。國內也有學者研究表明，價值觀在水平和層次上存在著顯著差異[2]。也有些學者認為，價值觀不僅體現在目標上，還體現在為了達到這些次級目標所采取的手段上，據此可以把價值觀分為手段價值觀和目標價值觀[3]。胡潔[4]以心理學視角分析大學生的消費價值觀，依據基本成分的不同，將大學生的消費價值觀分解為“消費價值目標”和“消費價值手段”兩個方面，其價值觀問卷的編制規范且嚴謹，統計分析的程序和方法正確而規范，各項指標和數據結果都在可接受的范圍內。
二、消費價值觀量表的研究
1量表的構建
本次研究中，我們運用RVS量表的理論框架，以羅克奇提出的基本價值觀模型為基礎，并借鑒國內外學者相關的研究成果，構建了本文研究的理論模型，同時將農村居民小組座談會得出的影響農村居民消費行為的價值觀因素融入其中，最終根據消費價值觀基本成分的不同，將農村居民的消費價值觀進行了兩個方面的劃分，即“消費價值目標”和“消費價值手段”。具體的維度構想及其各自的影響因素如表1所示。
量表初稿確定了8個價值觀維度，其中消費價值目標包括經濟型目標、象征性目標、體驗性目標、功能性目標和情感性目標5個維度；消費價值手段包括超前性手段、謹慎性手段和保守性手段3個維度。每個維度含5個測項，總計40個測項，采用李克特自評式五點量表，按照“完全不同意”、“基本不同意”、“不確定”、“基本同意”、“完全同意”依次對應l分、2分、3分、4分、5分計分。
2量表的信效度檢驗
在正式研究之前，先采用100個方便樣本對問卷進行初測，從填寫錯誤和初步信度兩方面對問卷初稿做了若干項目的修正，最終保留7個維度，30個測項。在正式研究中，筆者在我國具有地域代表性的河南、山東和浙江3大省18個鄉鎮的農村居民采用分層抽樣的方法發放紙質問卷進行調研，共計550份，回收有效問卷500份，樣本分布如表2所示。
（1）信度檢驗。Cronbach-α系數是信度檢驗中最常用的參考指標。Bryman和Cramer[5]指出，α系數值越高代表信度越好，大于080時表示問卷內容具有相當高的一致性和可靠性，一般情況下，α系數值不宜低于060。運用SPSS170對本問卷各維度進行分析，Cronbach-α系數均大于060，且取值在067—081之間，這說明本問卷具有較好的內部一致性，作為農村居民消費價值觀的測量工具是穩定可信的。
（2）效度檢驗。為檢驗問卷是否適合進行因子分析，本研究采用了“KMO球形檢定法”。KMO是比較變量間簡單相關系數和偏相關系數的度量指標，其值越逼近1，代表變量間的共同因素越多，越適合進行因子分析。運用SPSS170對消費價值目標和消費價值手段分別進行效度檢驗，其取樣適當性數值KMO都在080以上，Bartlett球形檢驗的χ2值達到顯著性水平，依據Kaiser[6]的觀點，說明樣本適合進行因子分析。
3量表的因子識別及驗證
（1）探索性因子分析。Nunnally[7]認為，進行探索性因子分析時，其樣本量應至少為量表測項數目的10倍。本研究的初始量表共包含30個題項，因此在做探索性因子分析時，運用SPSS170軟件從500個樣本中隨機抽取300個進行分析，并用其余200個樣本進行驗證性因子分析。鑒于消費者價值觀由“消費價值目標”和“消費價值手段”兩個方面構成，因而在分析過程中我們采用主成分分析法將二者分開進行研究，并采用正交旋轉法，方便共同因子辨認及命名，分析結果如表3和表4所示。
由表3和表4可知，原來的30個變量已經被歸為7大類，表中各個子項目分別歸屬于對應載荷最大的因子，載荷值均在050以上，表明本量表具有良好的結構構想效度。經過因子分析，本文提取了7個因子，從各因子的解釋變量和顧客價值感知角度可以對這些因子進行如下界定：
因子1：“新潮時尚因子”。包含5個測試語句：“與左臨右舍相比，我穿的更加時髦”，“ 我向往城里人新潮的生活”，“ 我更傾向于購買流行的商品”，“購物時我喜歡嘗試新產品”， “保守與時尚之間我更傾向于時尚”。這些語句代表了農村居民對都市新潮生活和時尚元素的喜愛與渴望。
因子2：“面子地位因子”。包含5個測試語句：“購買名牌高檔商品能讓我在朋友或鄰居面前更有面子”， “購買廉價或打折降價商品是件丟面子的事情”， “擁有一兩件名牌產品，我會覺得與眾不同， 家里有小轎車等高檔品能提高自己在村里的地位”， “穿著打扮象征著一個人的身份地位”。這些語句顯示了這類農村消費者重視品牌，認為購買或使用名牌產品能使自己更有面子或提升自己的社會地位，而購買廉價或打折降價商品是件丟面子的事情，因此對這類消費者來講，品牌效應將起到很大的作用。
因子3：“勤儉節約因子”。包含4個測試語句：“我通常選擇購買便宜實惠的商品”， “我傾向于購買打折降價的商品”， “我通常不考慮購買太貴的商品”，“買東西時我經常首先考慮價格”。這些語句顯示這類農村消費者購買商品時特別注重價格，傾向于購買便宜實惠、打折降價商品，價格是影響其購買決策的最主要因素。
因子4：“情感需求因子”。包含4個測試語句：“賣場的購物環境會影響我的購買決策”，“售后服務好的產品，讓我買起來更放心”，“商家的服務態度會影響我購物的心情”，“別人的意見會影響我的購買決策”。這些語句顯示了這類農村消費者購買商品時特別注重購物給他帶來的感覺，購物環境是否愜意，購物過程是否有樂趣，購買商品時是否受到了貼心周到的服務，廠家的售后服務是否能讓消費者放心等因素都會影響到消費者的購買決策。
因子5：“謹慎理性因子”。包含5個測試語句：“我對家里的日?；ㄤN非常謹慎”，“選擇購買商品時，我經?？紤]家里的需要和支付能力”，“對我來說過日子應該能省就省”，“購買商品前，我經常會貨比三家”，“家里的東西壞的時候，我通常進行修理而不是買新的”。這些語句顯示了這類農村消費者購買商品時特別謹慎和理性，購物前會考慮家里需要和支付能力，理性的作出消費決策，購物前也會貨比三家，收集到充分的信息后再消費，很少發生沖動消費的行為。
因子6：“保守儲蓄因子”。包含3個測試語句：“將大部分收入存在銀行里很重要”，“我一般不會購買很新奇的產品”，“我認為錢存了比花了強”。這些語句顯示了此類農村消費者不會輕易購買新奇的產品，其消費觀念甚為保守，儲蓄傾向很強烈，認為家庭有一定的存款是生活安全感的保障，因此他們即使有支付能力也很可能不會轉化為消費需求，有點守財奴傾向。
因子7：“超前消費因子”。包含4個測試語句：“我有時會借錢購買家里支付不起的東西”，“我認同有錢就花、想花就花”，“如果有機會，我愿意貸款購買家里需要的東西”，“我愿意分期付款購買需要支付利息的商品”。這些語句顯示了有些農村消費者的消費意識超前，認為花明天的錢換取今天的享受很正常，而且他們的消費需求很強烈，為了購買自己喜歡的商品寧愿去借錢或貸款。
（2）驗證性因子分析。對于農村居民的消費價值觀，我們已經通過探索性因子分析找到了構成“消費價值目標”的4個因子和構成“消費價值手段”的3個因子。但是由于探索性因子分析中各因子之間的關系是未知狀態，導致所有因子負荷、唯一性方差和因子相關等都是待估值，具有不確定性，我們又開展了驗證性因子分析，以進一步驗證各維度的農村居民消費價值觀模型的穩定性。余洪文[8]指出，驗證性因子分析能夠用于檢驗潛在變量的存在性、原定假設下的因子結構、評估測量工具的效度并對所涉及的各種模型的擬合度進行檢驗。驗證性因子分析往往通過結構方程建模來測試，可以進行測度模型及包括因子之間關系的結構方程建模并擬合的統計軟件有很多，比如LISREL、AMOS、EQS、MPLUS等，其中最常用的是LISREL。Shumacker和Lomax[9]研究發現，在大部分結構方程模型研究中，樣本數都介于200—500之間。本研究中的驗證性因子分析抽取了500個樣本，采用LISREL程序對模型的數據進行擬合分析?！跋M價值目標”和“消費價值手段”的驗證性因子分析模型如圖1和圖2所示。
根據表6顯示，“消費價值目標”的絕對擬合指標χ2/DF為276，略小于3，“消費價值手段”的絕對擬合指標χ2/DF為318，接近理想水平3。二者的GFI、AGFI均超過080，近似均方根殘差RMSEA均接近008，居于較好水平，同時，其相對擬合指標NFI和NNFI均超過080，且接近090的理想水平，其中CFI均超過了09?！跋M價值目標”的簡約擬合指標PNFI為 074，“消費價值手段”的簡約擬合指標PNFI為069，均大于050，接近甚至超過070，結果表明，擬合指標大多處于可接受范圍之內，證明原設定模型的結構具有較高的可接受程度，同時驗證了探索性因子分析所得出的因子維度是合理的。
三、研究結論
本文對消費價值觀與農村居民購買行為之間的關系進行了實證研究，在國內外相關消費價值觀量表的基礎上，自編了農村居民消費價值觀問卷，探討了農村居民消費價值觀結構，分析了農村居民消費價值觀特點。以具有良好信度和效度的農村居民消費價值觀量表作為研究工具，采用探索性因子分析和驗證性因子分析相結合的方法，得出農村居民消費價值觀包含“消費價值目標”和“消費價值手段”兩個方面，“消費價值目標”由“經濟性目標”、“象征性目標”、“體驗性目標”和“情感性目標”四個維度構成，“消費價值手段”由“超前性手段”、“謹慎性手段”和“保守性手段”三個維度構成。
根據上述維度的特點，筆者提出假設并通過對應分析、列聯表分析及卡方檢驗等統計分析方法對其進行證實，得出如下結論：
第一，可以通過農村居民的消費價值觀來細分我國農村市場。
第二，不同消費價值觀的農村居民在性別、年齡、文化程度和職業等方面存在個體差異。
第三，不同消費價值觀的農村居民對品牌選擇、商品價位選擇和促銷活動存在顯著差異。
第四，不同消費價值觀的農村居民對商品價位選擇存在顯著差異。
第五，不同消費價值觀的農村居民對促銷活動有不同反應。
第四，不同消費價值觀的農村居民具有不同的消費傾向和消費目的。
第五，消費價值觀是決定農村居民消費差異的本質原因，與其所在的地區沒有根本聯系。
本文首先開發出了科學合理的價值觀量表，并在大范圍抽樣調研的基礎上收集樣本數據；其次運用SPSS170軟件的相關分析方法從消費價值觀角度細分我國農村市場，豐富了我國的消費者行為理論；接著研究不同消費價值觀對農村居民購買行為的影響，包括品牌選擇、價位選擇、促銷活動等方面，從而驗證了消費價值觀分群的有效性；同時本文分析了性別、年齡、文化程度、職業等個性差異對農村居民消費價值觀的影響，有助于企業或政府更好的了解不同細分市場的消費者特征，以更加深入地把握農村市場。
四、研究局限及實踐意義
本研究在已有的消費價值觀研究的基礎之上，構建了更加符合農村居民真實情況的消費價值觀量表，并以此量表為依托，對農村居民購買行為展開了進一步的研究。然而，本文不足表現在：在樣本選取上，由于時間和經費不足等原因，調查抽樣只在河南、浙江和山東等省份進行，取樣還不夠全面，因此對于反應全國的整體情況具有一些局限性；在調查方法上，有限的文化水平很可能使農村居民對問卷題項的理解產生一定的偏差，并直接對研究結果產生影響。
通過對農村居民的消費價值觀進行研究，可以預測農村居民未來的消費傾向，洞察他們之間的消費差異，并據此進行市場細分，進而對各細分市場提出有針對性的、有區分度的差異化營銷策略。筆者今后將在本文研究基礎上繼續深入，運用相應的統計分析方法，使農村居民的市場細分更加合理，商家營銷決策更富有依據。差異化營銷策略的成功實施不僅能夠有效地滿足農村消費者的需求，提升農村消費者的滿意度，進而在農村消費者中建立品牌忠誠，同時也能夠為企業營銷活動中廣告媒體的采用、進軍農村市場突破口的選擇等問題提供重要指導。
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