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居民消费范文1
其他方面的原因。方福前（2009）运用面板数据对我国城乡居民消费需求进行计量分析，得出1995—2005年以来我国居民消费函数比较稳定；医疗、教育和住房体制改革对城乡居民消费的影响不同；并运用资金流量表（实物交易）进一步得出在国民收入分配中，政府所占份额越来越大，而居民所占份额越来越小是我国居民消费需求持续低迷的原因之一。李文溥、龚敏（2011）认为CPI的上涨对城乡及不同收入群体的冲击不同，对农村居民与低收入群体影响更大。通胀差异会扩大城乡及不同收入群体的实际收入，并抑制居民的消费需求，使最终消费对经济增长的贡献率持续下滑。路易斯（LouisKuijis）运用世界银行数据库对中国的私人储蓄进行了经验研究，得出中国的高储蓄主要是企业的高储蓄，再次是政府的高储蓄，中国居民的储蓄水平虽然高于大多数西方国家，但低于像印度等国家。因此，他认为企业储蓄过多是中国的消费需求不足主要原因。路易斯进一步指出，中国居民高储蓄水平的原因部分是要支付譬如医疗和教育支出，而这些在国外多数是由政府或者保险公司支付的。此外，中国居民还要在住房投资上花费将近一半的储蓄。上述观点各从一个方面反映了居民消费不足的问题，在前人研究基础上，本文综合影响城乡居民消费的因素，运用面板数据来比较分析它们对城乡居民消费的不同影响，以及各自的影响方向与强度，探明抑制我国居民消费的真实原因，进一步提出扩大内需的政策建议。
一、数据的选择与处理
本文选取1997年至2010年的30个省分城乡年度面板数据（paneldata），由于数据不全所以不予包括。出现在本文中的变量有：人均消费支出（城镇与农村）、人均可支配（纯）收入（城镇与农村）、人均财富水平(城镇与农村)、物价指数（城镇与农村）、人均财政性教育经费、老年人抚养比、少儿抚养比、医疗状况、一年期平均存款利率、国内生产总值（GDP）、财政收入等。其中物价指数以1997年为基期，为100%，并以此对以后年份进行调整。一年期平均存款利率为央行公布的一年期银行存款基准利率的加权平均值，由于医疗支出数据难以取得且准确率不高，而医疗机构床位数统计已有多年，所以本文采用医疗机构床位数千人每张作为医疗状况的代替变量。人均财富水平为城乡人均储蓄存款余额。为便于分析及减小变量异方差，本文对于人均消费支出、人均可支配收入、人均财富水平、人均财政性教育经费均取对数。本文的数据来源是中国国家统计局编写的相关年份的《中国统计年鉴》和各省的统计年鉴、中华人民共和国教育部编写的相关年份的《中国教育统计年鉴》和各省教育统计年鉴、中华人民共和国卫生部编写的相关年份的《中国卫生统计年鉴》和各省卫生统计年鉴、中国人民银行公布的相关年份的金融机构一年期人民币存款基准利率。
二、面板数据模型
由于本文采用1997—2010年的30个省、自治区和直辖市的面板数据，所以采用面板数据模型分析。研究居民消费需求，既要考虑短期因素，如可支配收入（农民纯收入）、财富水平、医疗状况、通货膨胀、利率；也需要考虑长期因素，如未成年人口抚养比和老年人口抚养比。本文构建的模型包含8个解释变量，将影响我国居民消费需求的主要因素尽可能地纳入模型。面板数据基本模型为：yi，t=C+αi+γt+x''''i，tβ+μi，ti=1，2……N，t=1,2……T其中，y表示被解释变量，C表截距项，x''''为k维解释变量向量，i表示横截面数据，t表示时间序列数，β为回归系数向量；其中，αi度量个体间的差异，γt度量时间上的差异；μi,t表示随机误差项。面板数据模型主要有三种形式：1.普通混合回归模型。此类模型假设αi和γt不随个体i和时间t变化。即α1=α2=α3=……=αn，γ1=γ2=γ3=……=γt。此时模型可以写为yi，t=α+x''''i，tβ+μi，t2.固定影响模型。此类模型假设αi和γt随个体i和时间t变化，并认为αi和γt与解释变量相关，具体可分为如下三种情况。（1）个体固定影响模型。即αi在个体i上变化，而γt在时间上无变化。（2）时期固定影响模型。即αi在个体i上无变化，而γt在时间上变化。（3）个体和时期固定影响模型。即截距项αi在个体i上变化，且γt在时间t上变化。3.随机影响模型。此类模型假设αi，γt，μi，t均服从于正态分布，且相互独立，即各自不存在截面自相关、时间自相关、混合自相关。
三、面板数据模型设定分析
对于以上三种模型的选择，可以采用以下方法判断：1.固定影响模型检验。由于固定影响模型分三种情况，所以检验也相应可分为以下三种情况。（1）个体固定影响检验。原假设为αi不随个体i变化，即α1=α2=α3=……=αn=0。若原假设成立，则服从F分布：F=(SSEr-SSEu)(N-1)SSEu(NT-N-k)~F(N-1，NT-k)其中SSEr为普通混合模型的残差平方和，SSEu为个体固定影响模型的残差平方和。若F大于临界值，则拒绝不存在个体固定影响的原假设。本文中，城镇居民回归方程F统计量为24.5521，大于1％的临界值，即认为可以建立个体固定影响模型；农村居民回归方程中，F统计量为39.85917，大于1％的临界值，同样可以建立固定影响模型。（2）时期固定影响模型检验。原假设为γt不随时间t变化，即γ1=γ2=γ3=……=γt=0。依然构造F统计量，但其中的SSEu改为时期固定影响模型的残差平方和。若F大于临界值，则拒绝无时期固定影响的原假设。在本文城镇居民和农村居民的回归模型中，由于存在奇异矩阵，所以无法建立时期固定影响模型，也无法检验。（3）个体和时期固定影响检验。原假设为αi和γt不随个体i和时间t变化，即α1=α2=α3=……=αn=0，γ1=γ2=γ3=……=γt=0。构造F统计量，此时的SSEu为基本模型的残差平方和。如果F大于临界值时，则拒绝不存在个体和时期固定影响的原假设。同样由于存在奇异矩阵，因此无法检验。2.H检验。在利用面板数据建模时，可用Hausman来确定选用固定影响模型或是随机影响模型，并且随机影响模型优先考虑。Hausman检验的原假设为：随机影响模型中个体影响与解释变量不相关。构造统计量：W=[b-β]''''VARb-β[b-β]其中b为固定影响模型中回归系数的估计，β为随机影响模型中回归系数的估计。在原假设下，统计量W服从χ2(k)，k为模型中解释变量的个数。无论在城镇和农村居民的模型中，Hausman检验结果P值均大于10%，不能拒绝原假设，所以都可以选用随机影响模型。本文决定采用随机影响模型估计。
四、实证分析
基于以上检验分析，运用面板数据的随机影响模型，分别建立城镇居民与农村居民的消费方程，计量结果如表1和表2所示。城镇和农村居民人均消费支出为被解释变量，人均可支配收入、老年人口抚养比、未成年人口抚养比、通货膨胀率、人均财富水平、人均财政性教育经费、医疗水平、利息率为解释变量。回归方程的F统计量的P值均接近于0，R2均大于0.9，说明方程整体上显著。由以上计量结果可知：1.居民人均可支配（纯）收入对居民消费有着决定性作用，其中对城镇居民的影响程度大于农村居民，0.918844对0.785993。这种影响程度的不同可能是城镇居民消费更无后顾之忧，收入稳定性高，且福利等社会保障因素好于农村，还有一部分原因可能是农村居民的消费有一部分是自给自足的缘故，数据上显示不出来。2.老年人抚养比、少儿抚养比对城镇居民和农村居民影响不同。对城镇居民消费无显著影响（10%显著性水平上不显著），原因可能是城镇居民大部分均有退休金，而少儿支出占比较小；但老年人抚养比对农村居民消费影响显著，有着促进作用，而这也符合我们的预期，农村老年人大都是活到老忙到老，对于家庭的负担很小，而少儿抚养比对农村居民消费影响不显著，表明社会福利如养老保险等对我国现期居民消费影响不大。3.物价指数(CPI)对城镇居民、农村居民消费均有明显影响，但作用的方式却不一样。对城镇居民消费抑制，系数为-0.2363，表明城镇居民对物价水平的高度敏感的，主要原因是城镇居民大都靠货币计量的工资；而对农村居民却有着明显促进作用，系数为0.3882，可能由于知识水平的不同，农村居民整体有着习惯性预期，在价格未升时加快消费。4.财富水平对城镇居民和农村居民也有着不同影响。对城镇居民在10%水平下显著，但却是抑制作用，一个重要原因是我国城市房价的高涨，居民存钱买房，抑制了城镇居民的消费；对农村居民消费影响不显著，原因之一是农村居民财富水平普遍较低，且农村预防性储蓄动机很强。这与路易斯的结论相吻合，居民将大量储蓄用在住房投资而不是消费上。5.财政性教育经费与医疗状况对城镇和农村居民消费影响情况不同。对城镇居民消费的影响不确定，对农村居民有显著影响，但影响程度不大，原因可能是现阶段我国教育与医疗支出水平都还很低，对于农村居民的低收入而言比较重要，但对城镇居民却无明显影响；也可能是因为数据的粗糙性，财政性教育经费只占居民教育支出的一部分，且医疗情况这里是用床位数代替的。6.一年期平均存款利率对城镇居民影响不确定，对农村居民消费有促进作用，但作用都不明显，系数分别为0.002769和0.009904。整体上看，利率对居民消费有着轻微促进作用，表明利率对农村居民的收入效应大于替代效应。为进一步探明医疗支出对我国居民消费的影响，特别是近几年来我国推行的新型农村合作医疗制度对农村居民消费的影响，我们通过城乡居民消费结构来分析。无论城镇居民还是农村居民在医疗方面的支出都呈显著增长趋势，而且增长率很多都超过了收入的增长，表明我国居民在医疗保健方面需求的强烈。而农村居民医疗保健支出的增长更快，表明医疗保健是影响我国特别是农村居民消费的重要因素。
五、CPI程度对消费的影响
通货膨胀一直是我国比较关注的问题，通货膨胀对我国居民消费的影响到底如何也值得我们关注。通过以上的分析我们得出通胀对我国城镇居民农村居民消费都有显著的影响，但以上分析并没有考虑通胀程度。政府从2005年开始确定通货膨胀目标，为4%，以后每年都有变动；2006也为3%，以点目标的形式；2007年设置了3%的通货膨胀上限；2008年确定通胀水平为4.8%附近（周好文，2010）。因此本文在这里将CPI增长率按5%分为两个部分：超过5%和低于5%，并运用邹至庄检验来比较两者对消费的影响是否显著不同。此处选择数据对象为全国范围。邹至庄（Chowtest）检验：若回归方程不存在结构变动，则分解后的两个回归方程其RSS之和RSSUR与总体回归方程RSSR在统计上不应该不同。因此可以构造如下统计量：F=(RSSR-RSSUR)/kRSSUR/(n1+n2-2k)～F[k,(n1+n2-2k)]其中，n1、n2分别表示子回归方程的观测次数，k表示所估参数个数。通过邹至庄检验得：城镇居民F=2.235，农村居民F=1.230，而F[4,16]在5%显著性水平临界值为3.26，不拒绝无影响的原假设。所以无论城镇还是农村居民消费水平对5%通胀标准均不敏感，CPI程度对居民消费影响不显著。
六、收入分配的分析
消费有政府消费和居民消费，在一国经济水平的情况下，政府消费的过高必然抑制居民消费。在收入分配中，政府财政收入高，居民消费就必然会低。通过本文分析，收入是对居民消费有着决定性影响，而我国需求不足始于1997到1998年。从有关数据可知，从1997年开始，我国财政收入增长率开始大于居民可支配收入增长率，并一直持续到现在，而从本文前面分析知：居民消费与可支配收入均也是从1997年起低于GDP增速。这与我国需求不足始于1997年正好吻合。在经济总量一定情况下，居民消费与政府消费之间存在此消彼长的关系，政府收入太多，但教育、医疗、养老等福利制度的建设却滞后，严重打压了居民的消费热情。因此，扩大内需必须改变收入分配格局，藏富于民是提高居民消费的重要手段，无论是对城镇还是农村居民。
七、结论与政策建议
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关键词：居民消费水平；影响因素；计量分析
一、引言
居民消费水平是指一国居民在一定时期平均享用的生活消费的产品的数量与质量，或全体消费者按人均物质与文化需要获得满足的程度。也指某一消费者及其家庭在某一时期所获得的消费对象的数量与质量，从效用的角度考虑也指某一消费者及其家庭某个时期的生活消费需要获得满足的程度。消费问题在微观经济学的研究中是至关重要的。近几年来随着经济的快速发展，甘肃省的居民生活水平也有明显的提高。但由于甘肃地处西北，经济发展相对滞后，自然环境恶劣，而且运输成本过高，导致甘肃居民消费水平低于全国水平。同时，甘肃省出现了物价高而收入低的现象。
通过查阅资料可以看出，以往的许多研究都着重于收入与居民消费水平的关系，并且都是考察全国范围内，少有地区性的研究。同时也没有考虑到其他不确定因素的影响。虽然收入很重要，但收入因素不能完全决定消费水平。不同的区域结合其自身的产业和自然特征可能有不同的影响因素。本文从甘肃省自身的特点出发，进行包括收入在内的影响居民消费水平的因素分析。
二、消费水平影响因素选择
现实生活中有许多因素会影响消费水平。例如收入水平、家庭年龄构成、消费者偏好、富人的示范效应等。结合甘肃省的实际情况与样本数据的随机性，选择地区生产总值，人均可支配收入，居民储蓄与居民消费价格指数作为影响居民消费水平的因素。
通过统计研究发现，地区生产总值是体现一个地区经济发展情况的最佳指标。如果一省的地区生产总值高，说明该地区经济发展良好，综合实力强。反之，如果一省的地区生产总值低，则说明该地区经济发展水平较低，综合实力较弱。甘肃省由于自然条件较为恶劣，工业发展缓慢，其地区生产总值从全国来看是较低的。众所周知，影响消费水平较关键的一个因素就是收入水平。而分析甘肃省的人均可支配收入可以排除税收等其他因素的干扰，更好地体现收入对消费水平的影响，拟合现实消费函数。另外，甘肃省作为中国西北欠发达省份，居民倾向于更多的的储蓄而不是投资。甘肃省居民有较强的储蓄意识。所以将居民储蓄这一指标引入对消费水平的分析是很有必要的。最后，居民消费价格指数反映居民所购买的消费品价格和服务项目价格变动的相对数。居民消费价格指数可以观察和分析消费品价格和服务项目价格变动对居民收入的影响，从而导致居民消费水平的差异化。
综上所述，选择地区生产总值，人均可支配收入，居民储蓄与居民消费价格指数作为分析甘肃省居民消费水平的指标。
三、数据收集与模型建立
考虑到样本的可收集性，下面选取甘肃省1998-2014年的指标数据作为样本，数据来源为国家统计局。具体数据见表1。
根据实际情况分析和经济理论可以知道，甘肃省居民消费水平Y作为被解释变量，与地区生产总值X1，人均可支配收入X2，居民储蓄X3与居民消费价格指数X4有关。除此之外，被解释变量还受一些其他变量与随机因素影响，将其他变量与随机因素的影响归于随机变量μ中。对模型进行回归分析，使模型更具有可操作性。
应用Eviews软件的OLS法估计模型参数，得到如图1的分析结果：
得待估计的回归方程为：
Y=-1683.74+0.7638X1+0.0112X2+0.6922X3+22.290X4
R2=0.998 F=1795.124 DW=1.0116
四、模型检验
（一）拟合优度检验
由图1可知样本可决系数R2=0.998
修正后的样本可决系数为R-2=0.997
结果说明样本具有很好的拟合优度，样本回归方程较好的拟合了样本观测值。
（二）F检验
原假设为H0：β1=β2=β3=β4=0
对立假设为H1：至少有一个β不为0
由图1可知F=1795.124，设显著性水平为α=0.05，查表得F0.05（4.15）=3.06，1795.124>3.06，所以拒绝原假设，回归方程显著。即甘肃省居民消费水平与地区生产总值，人均可支配收入，居民储蓄与居民消费物价指数存在显著线性相关。
（三）t检验
从t检验的结果可以看出，当显著性水平设为0.05时，只有X1和X3存在较高的显著性，而X2与X4则没有。这说明X2与X4可能存在多重共线性。因此，地区生产总值与居民储蓄对甘肃省居民消费水平存在显著影响。
五、结束语
根据以上计量分析，可以看出影响甘肃省居民消费水平的主要因素是地区生产总值和居民储蓄。所以，要提高甘肃省的居民消费水平，就要从这两个因素入手。
地区生产总值是影响甘肃省居民消费总值的主要因素。甘肃省的经济发展相对落后，由于地理位置偏僻，自然条件恶劣，甘肃省可以发展的产业不多，农业与工业发展都无法赶超内陆地区。服务业就更加落后。要提高甘肃省的地区生产总值，就要发展与甘肃省的地理位置与自然环境相适应的产业，比如金川的镍矿产业就是一个很好地例子。只有产业发展有较大的提高，才能提高甘肃的收入水平，进一步促进消费。地区生产总值的提高意味着地区经济实力的增强。只有提高了甘肃省的经济实力，增加居民收入，自然就会更好的促进消费，优化居民消费结构，更好的提升居民消费水平。
中国自古以来就有勤俭节约，精打细算，量入为出的优良传统。在经济落后的地方尤其如此。甘肃省经济落后于全国平均水平，在经济欠发达的地区的居民这种观念就更加根深蒂固。所以，在对甘肃省居民消费水平的分析中，居民储蓄的影响是不能忽视的。这与甘肃省尤其是省内农村居民的消费观念有很大关系。农村居民更加勤俭节约，更重视储蓄的重要性，相应的用于消费的支出就非常有限。而对于城镇居民，消费倾向不稳定，投资通道狭窄是影响储蓄的关键原因。对多数城镇居民来说，储蓄依然具有刚性。所以，要提高居民消费水平，关键在于转变消费观念，扩大投资通道。通过不同的手段扩大消费需求，才能进一步扩大消费规模，达到提高居民消费水平的目的。
最后，居民消费物价指数也是居民消费水平的影响因素之一。虽然不显著，但物价稳定，限制过度的通货膨胀是提高居民消费水平的环境保证。物价的过快增长会对居民消费产生负面影响，并且对低收入家庭的影响较大，不利于扩大消费规模。当出现物价过快上涨对低收入群体影响较大时，需要政府适时采取措施，调整社会保障措施，发放补助等，确保低收入群体的生活水平不会降低。
（作者单位：兰州大学）
参考文献：
[1] 蔡德容，吴琴琴，万建.我国居民平均消费倾向影响因素的实证研究[J].消费经济，2009（03）.
[2] 郝卉.居民消费水平影响因素的计量分析[J].经济纵横，2011（08）.
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个税自1799年诞生于英国以来，逐渐发展为世界各个国家的主体税种，也是国家财政收入的主要组成部分。1980年9月1日起，《中华人民共和国个人所得税税法》正式颁布，同时，个税起征点定为800元。随着中国人民生活水平和工资的提高，2005年国家将起征点提升至1600元，2007年起征点更是提升至2000元，2011年9月，我国个税起征点再次提升至前所未有的3500元，个税起征点在短短几年间即实现了三级跳。从国家对个税起征点的调整来看，主要遵循以下三个原则：一是以城镇居民收支水平为基础，兼顾地区性差异；二是起征点的确定与城镇居民住房、教育等相结合，最大限度保证对居民的生活无重大影响，至少不是负影响；三是起征点的几次提高也是为了促进居民的消费水平，中国居民不像美国居民等发达国家超前消费，与之相反，中国公民收入多用于储蓄，随着起征点的提高，将会拉动内需，刺激消费。
2个税起征点提高与居民可支配收入的关系
个税起征点的提高自然意味着居民可支配收入的增加，而收入或者说居民的可支配收入是消费的最重要因素，当居民的可支配收入提高时，其消费也会随之增加。那么我们这里先定义一个机会收入，机会收入完全是因为个税起征点调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变化。机会收入是指个税起征点调整后居民的应纳税额和起征点未调整时的应纳税额之间的差额。我国历次的个税起征点调整都是针对工资薪金收入扣除相关合理费用后的调整。同时在2011年个税起征点的调整过程中将9级超额累进税率变为7级超额累进税率，这使得不同收入者纳税所对应的纳税级距也发生了变化。我们以级距点为例进行分析，原先的3500元在调整后不再征收个税，即相应的机会收入为125元，这完全是由于个税起征点调整后产生的居民机会收入。同理可得在8000元、9000元、10000元这三个级距点机会收入会达到峰值的480元，之后逐渐降低，到达38600元时，机会收入变为0，之后机会收入开始为负。居民的收入与机会收入之间大致呈“倒U形”关系，即低收入阶层的机会收入也比较少，达到8000～10000元的中等收入阶层，机会收入达到了峰值，之后在高收入阶层中，逐渐变为0，并开始逐渐变为负数，这个时候，国家对于贫富差距的调整政策显现出来，收入越多，所征收的税也越多。同时，也有学者指出，居民的边际消费倾向与收入水平也大致呈“倒U形”的关系，即中等阶层的边际消费倾向比较高，而处于两边的低收入和高收入阶层边际倾向比较低。这主要是由于高收入阶层消费倾向趋于饱和，机会收入的增加和减少对于他们的影响不大，所以他们的边际倾向变化幅度不大。与此相同，对于低收入家庭，虽然个税起征点的调整使得他们的机会收入增加，但是这些还不足以使他们有较大的消费倾向，也只能产生有限的幅度变化。
3个税起征点的调整影响上海市居民消费
3.1个税免征额调整影响上海市居民消费水平(绝对数量上)
上海市居民2010年家庭人均消费支出如表1所示。从绝对数量上来看，2011年中高收入户的消费支出出现了大幅度上升，增加了3614元，到2012年这种趋势放缓，只比2010年增加2802元，显然，个税起征点的调整对于中高收入户的影响较大，消费支出出现了跨越式上升，其他收入水平的居民消费也有不同程度的上升。这其中，高收入户的增加量不是很大，只有653元，可见这次调整的影响对于高收入户的影响很小，他们的消费情况基本趋于饱和，等到2012年时，他们适应了起征点变化的影响，消费支出又进一步增加。中低收入户、中等收入户和中高收入户在2012年消费支出都有不同程度的回落，起征点调整由此的影响可见一斑。对于低收入户来说，这几年的消费支出一直呈现上升趋势。
3.2个税免征额调整影响上海市居民消费水平(相对数量上)
从相对数量上来看，低收入和高收入户一直是增长的，而对于中等收入户(包括中低收入户、中等收入户和中高收入户)的影响却是一样的。在个税起征点调整的当年，刺激性消费的支出比较大，而次年当居民适应了这种变化，慢慢地消费放缓，虽然相比于2010年的消费量是增加的，但较2011年来说环比增长跌破100%，即消费支出下降，如表4所示。
3.3个税免征额调整影响上海市居民消费结构
消费结构是在一定的社会经济条件下，人们(包括各种不同类型的消费者和社会集团)在消费过程中所消费的各种不同类型的消费资料(包括劳务)的比例关系，有实物和价值两种表现形式。实物形式指人们在消费中，消费了一些什么样的消费资料，以及它们各自的数量。价值形式指货币表示的人们在消费过程中消费的各种不同类型的消费资料的比例关系。上海市统计局根据居民的消费内容来划分居民消费结构，同时对于居民的收入又进行了更细节性的划分，分为三大类、五小类，分别是低收入、中低收入、中等收入、中高收入和高收入；消费支出分为八类，分别是食品支出、衣着支出、家庭设备用品和服务支出、医疗保健支出、交通和通信支出、教育文化娱乐服务支出、居住支出、其他商品和服务支出。众所周知，食品支出占消费支出的比例即为恩格尔系数，低收入和中低收入的恩格尔系数较大，反之，高收入人群的恩格尔系数较小。随着经济的发展和人民生活水平的提高，食品的支出在人们的消费支出中所占比重正逐步缩小，而高收入居民的基础物质消费基本已达到饱和，中低收入居民才是这部分收入的主力军。个税免征额的调整恰好使得居民的可支配收入增加，在消费方面也更具灵活性，实现了其他各消费支出的同步增长，改变了居民以食物支出为主的消费结构。
4结语
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本文在西方消费理论的基础上，从最终消费率和消费结构等分析了我国居民消费现状，利用1990～2010年有关数据建立我国居民消费需求的模型，对消费的影响因素进行实证研究。研究发现，我国居民消费主要受收入、物价水平以及财政支出几方面的影响，其中物价水平的影响最大。
关键词：
居民消费；物价；财政支出
本文通过收集1990年～2010年21年的数据，并建立相应的计量经济模型来研究我国居民消费的影响因素，从全局的视角系统地为扩大我国居民消费需求进行宏观调控并在政策导向上提供相应依据。
一、我国居民消费现状
（一）最终消费率较低改革开放以来，我国国民经济保持着高速增长。虽然经济增长速度较快，但国内居民消费所占的份额却不断下降，其突出特征是，虽然消费总额在增加，但是最终消费率却在不断下降。最终消费率是衡量居民消费情况的重要经济指标，合理的居民消费率不仅有利于居民消费水平的提高和消费结构的优化升级，同时有益经济的良性循环。
（二）居民消费结构不合理
1.城乡居民消费水平差异较大。自20世纪90年代以来，城镇居民消费一直以迅猛的势头增长，而同期农村居民消费水平增长缓慢，占总消费的比例不断下降。城乡居民消费水平的差异非常明显，自1990年到1995年城乡居民消费水平差异逐渐扩大，2000年之后尽管这种扩大趋势有所缓解，但城乡居民消费比重仍然稳定在3倍左右。
2.居民消费项目结构不合理。从有关2013年我国农村居民和城镇居民用于各项消费项目的统计来看，可知无论是农村还是城镇，食品消费支出与居民人均消费支出有着极强的相关性，农村和城镇分别高达34%和35%；其次，占比例较大的为居住、衣着、交通通信等。在城市中，文教娱乐也开始占有一定比例，但在农村中，这一比例仍较低，大概为8%左右。但是家庭设备、医疗保健项目上的支出在农村和城市都比较低，在发达国家这是带动居民消费的关键项目，反映我国居民在消费项目上结构严重不合理，与我国服务业发展水平不高、配套设施不完善、居民消费意识落后有较大关系。
二、影响因素分析
基于以上理论分析，我们从经济学角度选取各个衡量指标并加以说明：
(一）消费需求
用1990年～2010年居民最终消费数据来衡量。最终消费支出包括居民和政府消费支出，是常住单位为满足物质、文化等需要，从国内和国外购买的货物和服务的支出。定为因变量Y。
（二）收入水平
本文以1990年～2010年历年的国内生产总值（GDP）来衡量。定义为自变量X1。
（三）物价水平
我们以1978年为基期1990～2010年消费者价格指数（CPI）来衡量，定为自变量X2。商品零售物价指数（RPI）反映一定时期内商品零售价格变动趋势和变动程度的相对数，也是衡量我国物价重要的指数，定为自变量X．
（四)财政支出财政支出
对居民消费的影响包括：挤出效应和挤入效应。如果财政支出的增加导致居民消费的总体水平降低，称为财政支出对消费具有挤出效应；反之则具有挤入效应。将财政支出定为自变量X4。
（五）过去消费习惯
根据相对收入假说，消费者会将其现在消费与过去消费进行对比，消费支出只会上升而很难出现随现期收入下降也降低的现象。将居民过去的消费习惯考虑进去，居民以上一期的消费水平作为参考决定当期消费，定为自变量X5。
三、模型建立及结果分析
（一）模型建立
本文根据以上所提出的自变量和因变量，构建以下模型：Yt=C+α1X1+α2X2+α3X3+α4X4+α5X5+ut（1）首先，用EViews7.2软件对将因变量Y对上述自变量进行OLS回归，发现变量X5的系数不显著，因此，剔除变量X5，构建新的多元线性回归模型，如下所示：Yt=C+α1X1+α2X2+α3X3+α4X4+ut（2）再用OLS对模型进行回归，结果如下图所示：从最终结果中看各回归系数均显著，可调整R2为0.99，表明解释变量可以较好地解释被解释变量。并且可以看到DW值为1.636，dL<DW<dU，因此不能确定是否存在一阶自相关。我们采用LM检验法进行检验，结果显示不存在自相关。接下来检验异方差性，我们采用常用的怀特检验法检验，结果显示也不存在异方差性。说明此模型具有一定意义。
（二）结果分析
从最终的结果中，可以看出收入水平、物价水平以及财政支出都对我国居民消费有一定的影响：其中，物价水平的影响最大，CPI指数和RPI指数的系数的绝对值比较大，说明对居民消费影响较大，但其中CPI指数的系数为正数，与现实不太相符，原因在于文中选取的CPI指数是以1978年为基期（1978年=100）来衡量的，而我们选取的GDP、最终消费都是名义量，并没有剔除通货膨胀等因素，所以造成一定的误差。RPI指数为负，则真正反映了物价上涨对我国居民消费的抑制作用；收入的系数为0.244，说明在其他变量不变的条件下，GDP每增长1%，消费就增长0.244%，符合凯恩斯有关理论的。同时政府财政支出对居民消费有推动作用。限于模型的误差及数据的有限，没有发现过去消费对本期消费有明显的影响。
四、对策探究
通过以上分析，从上述几个因素分析来探究扩大我国居民消费需求的对策：
（一）大幅度地提高居民收入
提高居民收入是拉动居民消费的最直接手段。第一，提高中低收入居民的收入，通过加快城镇化将农村剩余劳动力转移到城镇。第二，合理分配收入，需要采取措施加强税收对个人收入的调节作用。第三，加快服务业尤其是现代服务业的发展，有效缓解就业压力、增加就业。
（二）宏观调控物价
从模型分析结果可以看出：物价指数对居民消费有着重大的影响，因此未来政府还应该将稳定物价、房价等作为工作的重心。房地产市场的供给和需求以及与此相关的价格波动具有泡沫成分，隐含着巨大的金融风险。因此对房地产市场的调控是控制物价上涨的重点。
（三）加大政府的财政支出
第一，加大农村基础设施的投资，提高农民住、用、行等多方面的消费需求；第二，调整政府消费支出内部结构，减少政府投资性支出比重，并适当增加政府消费性支出。另外削减行政管理单位事务支出，加大科教文卫等支出。
参考文献：
[1]王吉恒，李敏，盂菲.论我国居民消费水平的影响因素[J].开放导报，2012(2):44-47.
居民消费范文5
关键词：保险；居民消费；广东省
一、前言
当前我国居民储蓄率持续增加，投资需求旺盛而供给持续下滑，拉动消费成为促进国民经济发展的重要举措。随着居民收入水平的提高，生活逐渐富裕，居民的风险意识逐渐提高，开始接受保险对日常生活的保障作用。同时,在政府的推动和保险公司的宣传下,越来越多的居民开始购买各种保险保障日常生活。保险不仅能为居民提供一份安心，其巨额的保险资金也能为经济领域带来生机。广东省在改革开放后，依靠其特有的地理优势和相应的政策优惠条件,经济保持高速稳定增长，第三产业呈现高速增长趋势,保险作为第三产业中的一种，正以稳中有进的态势向前发展。
二、保险对消费的影响
保险又称保险投资，属于投资的范畴，而投资与消费历来相互矛盾却又相互促进。一方面，当国民收入既定时，投资增加消费就会减少，而消费增加，意味着投资会降低；从另一方面来看，投资的增加会有效提高实际产出，产出增加又会引起消费的增长，而消费增长会刺激产出增加，实际产出增加又会引起新一轮投资进入。保险对于消费的影响大致可预测为两种：一是保险对于消费的影响并不显著，原因在于保险对居民来说是一种并不是刚性需求，就保险整体而言，其影响可能会削弱；二是保险对消费具有一定的影响，一方面保险费用支出一定程度会削减消费的增长，对消费产生一种负向作用，另一方面，保险增加会刺激居民为提高收入水平选择高危行业，或者一定的保险赔偿也会增加居民收入，收入水平提高又会刺激消费的增加。为具体分析保险对居民消费的影响，本文就以广东省为例进行详细的研究。
三、广东省居民消费现状
居民的收入水平随着经济形势的高速发展而显著增长，收入的增加会促使居民消费水平不断提高，消费结构也将得到优化。通过广东省统计年鉴可得知居民2005年以后的各项消费支出比例变化：就恩格尔系数而言，广东省城镇居民食品消费占总消费的比重由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渐提高，另一方面也表明城镇居民消费观念已经由生存型消费向多元化方向发展；医疗保健在消费总支出中所占的比重在2015年后整体在提高，一方面说明医改的推广有效，另一方面一定程度上也可以说明保险在居民消费中占据的比例在提升。
四、实证分析——以广东省为例
（一）变量选取以及数据收集。本文的研究重点在于保险对消费的影响，同时根据一般消费函数C=α+βY可知居民人均可支配收入对消费具有重要影响，然而人口出生率、CPI等也会对消费产生重要影响，因此变量选取为：被解释变量Y为广东省的社会消费品零售总额；解释变量X1为保险业原保险保费收入，X2为城镇居民人均可支配收入，X3为CPI（上年=100），X4为常住人口出生率。选取广东省1990年到2018年共29年数据进行实证研究，为准确体现变量之间的相关关系，对各解释变量进行了相应的单位统一。
（二）模型建立。考虑到现实影响因素，选择加入各项解释变量，理论上设模型为：YCClnlnXCXlnlnln+++++=CXCX410122334，利用Eviews软件对被解释变量和解释变量进行简单的回归分析，整理可得：Y++=ln357055.0-ln.6327000-ln996539.0ln200897.056703.19lnXXXX4321，R2=0.997634，具有较好的拟合优度，F=2424.363F0.05（4,24）=2.78表明模型的线性关系在95%的置信水平下显著成立。由基本回归方程可知，保险对居民消费具有一定正向作用，保险业原保险保费收入每变动一个单位，居民消费正向变动0.20个单位，且该解释变量的t值6.55明显大于2.064，p值为0明显小于0.05，表明其对居民消费的影响是显著的。
（三）检验修正1．多重共线性检验。通过简单系数法进行检验，结果显示部分解释变量之间存在高度相关性：lnx1与lnx2系数达0.96，lnx1与lnx4达到0.80，lnx2与lnx4达到0.896，这表明模型中存在多重共线性，因此采用逐一回归法进行修正。结合逐一回归法和显著性检验剔除不显著的解释变量后，最终符合条件的解释变量为X1和X2，即保险业原保险保费收入和城镇居民人均可支配收入，重新进行回归可得：YXX21++=ln155630.1ln166229.073762.16ln，R2=0.996031表明被解释变量变化的99.6031%可由选取的解释变量来解释。方程表明保险对居民消费的影响具有正向作用，保险业原保险保费收入每变动一个单位，居民消费正向变动0.166个单位。2．内生性检验。由以上分析可知保险和人均收入对消费具有一定的影响，但消费也可能会对保险和人均收入有一定的影响，因此进行内生性检验。将残差加入到解释变量中进行回归，结果显示残差的系数为1，显著不为零，p值为0显著小于0.05，R2和调整后的R2均为1，由此可知变量之间存在内生性。首先进行消费与保险的内生性检验，选取新的工具变量z保险业原保险赔付支出，对其取对数处理后进行豪斯曼检验，lnx1对lnx2和lnz做回归，将新的残差作为变量再次加入，lny对lnz、lnx2和新的残差做回归，得出残差的系数为0.11，p值0.0689大于0.05，表明lnX1不存在内生性。因此检验X2人均收入与消费的内生性，选取工具变量s城镇在岗职工平均工资，同上豪斯曼检验可得：残差系数0.44，p值0.0003显著小于0.05，因此X2存在内生性，将变量替换为s，再次回归得到最终回归方程：3．异方差检验。为更好运用模型解释现实，对通过多重共线性和内生性检验修正后的模型进行异方差检验，采用怀特检验法得出nR2=4.677523χ20.05(2)=5.99，因此模型不存在异方差。4．序列相关性检验。根据以上回归结果可知D.W值为1.059025，给定显著性水平0.05，查表可知当n=26，k=2时dl=1.30,du=1.46,D.W=1.059025dl=1.30,因此存在正自相关。设定滞后阶数为1进行LM检验，结果为：nR2=5.57653χ20.05(1)=3.84,表明模型存在一阶自相关。利用迭代法进行修正后D.W=1.798069,1.46=duD.W=1.7980692.53=4-du,修正后不存在序列相关性。
五、结论与建议
居民消费范文6
1999年生活水平与1998年相比：认为有很大提高的占3.2%，有提高的占36.7%，与上年大致相同的占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机关干部、事业单位工作人员、专业技术人员、教师、医生、离退休人员和一部分效益较好单位的一般职工，这部分人占生活水平提高人员的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 物价下降 31.4 家庭就业人口增加 13.4 有第二职业收入 12.4 期他 1.2
表示1999年生活水平下降的主要是下岗职工和效益不好的单位的一般职工，这些人占生活水平下降人员的48.6%。
生活水平下降的原因主要是收入下降和下岗。调查中，当问到生活水平下降的原因时，57.3%表示是因为“收入降低了”，列各原因第一位；第二位的原因是“下岗”，占生活下降被访者的41.3%；另外分别有20.4%和15.2%的生活下降人员表示“子女上学费用增加”和“医疗费用增加”，列居第三、四位。其它影响因素中，物价上涨为5.7%，第二职业收入减少了为5.5%，出现意外为3.8%，家庭负担人口增加占3.1%。
调查结果显示，高达57.9%的中国城市居民认为年的国内经济形势将比年1999好，22.8%的人认为变化不大，只有7.7%的人认为比1999年差。分城市看，哈尔滨和济南居民对年的经济形势最乐观。
相当多的城市居民对2000年的家庭收入有信心城市调查结果表明，42.2%的被访者认为他们的家庭收入在2000年会增加，49.9%的人认为基本保持不变，只有7.9%的人认为会减少。分城市看，最乐观的是哈尔滨和上海居民。 二、支出结构 （表2-1）14城市居民传统出与新兴支出人数比例对比 日常生活开支以外主要开支人数比例(%) (一)传统支出41.0
1.产品消费(买大件)21.1
2.服务消费(结婚等)2.3
3.存钱25.0
＃买国库券7.5
储蓄吃息10.0
防老5.8
应付大病7.4(二)新兴支出72.4
1.产品消费25.7
＃购房16.6
房屋装修12.9
买汽车1.9
2.服务消费55.3
＃旅游11.1
国内10.0
国际1.4
教育49.4
子女教育44.1
成人教育6.7
出国留学0.2
3.风险投资17.5
＃办公室3.2
买股票15.3
剔除生活必需的日常开支外，新的支出结构有三大特征:
1.由过去以产品消费为主转变为以教育为龙头的服务消费为主。
2.产品消费中由过去中低价位产品为主逐步转变为电脑、汽车、住房新三大件高价位产品为主。
3.生活余款由过去存钱转变为风险投资。 (表2-2)2000年城市居民预计支出投向比例 日常生活开以外主要开支人数比例(%) (一)传统开支 32.0 1.产品消费 12.8 2.服务消费 3.0 3.存钱 20.4 (二)新兴开支 64.5 1.产品消费 19.9 2.服务消费 47.0 3.风险投资 13.4 三、通讯(表3-1)1999年14城市居民家用通讯方式构成 居民的通讯方式 比例(%)打电话
94.2 写信
29.0 传呼机上留言
18.3 发电子邮件
6.3 传真
3.9 发电报
3.6 语言信箱
0.9 打可视电话
0.2 其他
0.9 (表3-2)1999年城市居民家用通讯工具拥有率项目1999年家庭拥有率(%)固定电话 87.7 其中：普通电话 84.9无绳电话14.8
可视电话 0.2 寻呼机 64.3 移动电话 34.8 上互联网电脑 6.5 传真机 3.9 (表3-3)1999年14城市居民家用通讯工具购买率 项目 1999年家庭拥有率(%) 固定电话 6.1 其中：普通电话 4.2
无绳电话2.3
可视电话 0.1
寻呼机 5.7
移动电话 11.6 上互联网电脑 2.1 传真机 1.0 (表3-4)2000年14城市居民家用通讯工具购买意向 项目 2000年意向购买率(%) 2000年比999年高出的百分比固定电话5.8-0.3普通电话3.9-0.2无绳电话2.3 -0.1可视电话0.1 0.0移动电话12.5 0.9寻呼机 2.0 -3.7 上网电脑6.94.8传真机 2.31.3 四住房(表4-1)1999年14城市居民拥有住房 项目 1999年底拥有情况(%) 租用公房 23.4 租用私房 4.0 有房产使用权 32.1 有房产所有权 39.8 其它 0.8 (表4-2)1999年14城市居民家庭购买住房类型1999年购房类型 1999年购各种住房的比例(%) 单位分的现有住房 51.6 上市二手公房 6.5 二室一厅及以下商品房 24.5 三室一厅及以下商品房 10.8 四室以上商品房 2.2 公寓 1.3 别墅 0.3 其他 2.8 合计 100.0 (表4-3)2000年14城市居民家庭购买住房意向2000年购意向比例(%)
肯定买4.8
可能买12.7
说不好8.5
可能性不大8.8
不买65.1
合计100.0 (表4-4)2000年14城市居民家庭计划 购买住房类型构成1999年购房类型 1999年购各种住房的比例(%) 单位分的现有住房 27.1 上市二手公房 10.7 二室一厅及以下商品房 34.7 三室一厅及以下商品房 20.5 四室以上商品房 2.7 公寓 0.4 别墅 1.6 其他 2.4 合计 100.0 五、旅游 (表5-1)1999年14城市居民各种旅游方式占全部居民比例 人数比例(%)参加旅游 31.5国内个人旅游 12.7 国内团体旅游 8.5 出国个人旅游 8.8 出国团体旅游 65.1 (表5-2)2000年14城市居民各种旅游方式人数比及增长情况 人数比例(%) 比上年高出百分点 参加旅游 38.2 6.7 国内个人旅游 25.5 6.0 国内团体旅游 9.6 -1.6 出国个人旅游 3.2 1.6 出国团体旅游 2.9 1.1 六汽车(表6-1)1999年14城市居民家庭各种汽车购买率 车 型 1999年底拥有率(%) 1.0以下轿车 3.1 1.0升及以上轿车 1.1 吉普车 0.4 微型客车 1.6 中型客车 0.5 大型客车 0.1 客货两用车 0.5 货车 0.5 (表6-2)1999年14城市居民家庭各种汽车购买率 车 型 1999年底拥有率(%) 1.0以下轿车
1.0 1.0升及以上轿车
0.4 微型客车
0.6 中型客车
0.3 其他
0.3 (表6-3)2000年14城市居民家庭 私人汽车意向购买率 车 型 2000年计划购买率(%) 2000年底比1999年高出的百分比 1.0以下轿车 3.4 2.4 1.0升及以上轿车 1.0 0.6 吉普车 0.3 0.2 微型客车 1.1 0.6 中型客车 0.2 -0.1 大型客车 0.1 0.1 客货两用车 0.4 0.2 货车 0.5 0.4 七、保险 (表7-1)1999年底14城市居民投保情况险 种比例(%) 全部投保人数比例39.9 人身险:
养老保险 19.3
人寿保险 17.5
医疗保险17.2
少儿保险 7.0
意外伤害险 5.1
大病保险 4.9
女性重大疾病险1.0 财产险:
家庭财产保险3.8
汽车险2.0 子女婚稼教育险2.4 其他 0.4 没有投保60.1 (表7-2)1999年月日4城市居民投保增长情况险 种比例(%)比上年增长幅度(%) 人寿保险 4.534.6 医疗保险 4030.3 养老保险 3.824.5 意外伤害险 2.064.5 少儿保险1.937.3 家庭财产保险 1.9100.0 大病保险 1.544.1 汽车险1.0100.0 子女婚稼教育险0.741.1 女性重大疾病0.342.9 其他 0.2100.0 总投保人数比例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
中专 40.2
大专 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 家庭收入分组 比例(%)
2000元以下 17.2
2001～3000元 42.7
