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消费水平提高的原因范文1
一、消费水平与经济发展
（一）消费水平与经济增长
消费水平的提高与经济增长，在客观上有合理的比例，在数量上有很大的依存关系，这种依存关系表现为以下几方面。 首先，消费水平的变动与国民收入增长的变动有着直接的依存关系，当国民收入的增长较快时，其他条件不变的情况下，消费水平也增长较快，而在某些时候，消费水平的增速会高于或低于国民收入的增速，但只要使积累与消费的比例稳定合理，国民经济就可以持续、稳定、协调地发展，当消费的增长超过国民收入的增长，也就是我们通常所说的高消费时，消费与生产的正常比例就会遭到破坏，生产正常发展就会受到影响，消费水平的提高则成为一种无源之水，无本之木。当消费需求不足，也就是我们所说的“高积累，低消费”时，消费与生产的比例同样会遭到破坏。这时候消费需求相应减少，消费品市场供过于求，消费对生产的促进作用弱化。由于生产与消费之间的不协调差距加大，引起商品或资本运动受阻，最终导致整个社会经济生产活动的被迫紧缩。 其次，消费率与经济增长率有一定的依存关系。消费是国民生产总值的主要部分，其变动必然会引起国民生产总值的变动。而最终消费与国民生产总值的比例函数，就是消费率，消费率对经济增长率变动有明显的影响。在合理的经济增长率区间，当消费旺盛，经济增长率就高， 消费不足，经济增长率就会滑落。当然，消费率也不是越高越好。消费率长期过高，会挤掉投资，使经济增长不能持久，但消费率也不能长期过低，长期过低就会使高速扩张的生产能力与低消费水平不相适应，出现“过剩危机”，从而影响经济增长。
（二） 消费水平与经济波动
改革开放以来，随着经济的高速增长，人民的消费水平也取得了同步的增长， 2 、居民消费倾向的变动。 居民消费倾向是指居民消费支出占居民收入的比例，是平均消费倾向及边际消费倾向的统称。平均消费倾向是指任一收入水平上消费在收入中的比率 （APC） ，边际消费倾向就是增加的单位收入中用于增加的消费部分的比率 （MPC） 。 在经济的短期波动中，人们的消费变动不会和收入的变动成比例，具体而言，在经济趋向繁荣过程中，收入增加，这时人们的消费会增加，但增加的幅度会小于收入增加的幅度，即边际消费倾向要比平均消费倾向小。在经济走向衰退过程 中，收入下降，这时人们消费会减少，但减少的幅度会小于收入下降的幅度，这也说明，边际消费倾向要比平均消费倾向小。平均消费倾向随着收入的增加而下降，因此边际消费倾向小于平均消费倾向，随着收入的增加，边际消费倾向是下降的。 消费倾向对整个国民经济的健康发展是具有十分重要的意义 的。它充分反映了在一定收入水平下消费意愿的大小。 农业波动对消费波动的影响。我国是一个农业大国，农业在国民收入中所占的比重大，农业的波动必然引起整个国民经济的波动，从而引起消费的波动。
二、影响消费水平的因素
影响消费水平的因素有很多 ，有经济因素，也有非经济因素。经济因素有国民收入总额及其提高速度，积累与消费的比例，消费与投资人口总数及其增长速度，价格水平的变动等。 消费水平的高低，直接依存于消费基金的多少，而消费基金又来自国民收入，国民收入总额大，增长速度快，其他条件不变的情况下，消费水平就高，收入总额小，增长速度慢，则消费水平就低。 在国民收入为一定的情况下，消费水平的高低，取决于积累与消费的比例，积累是扩大再生产的源泉，任何社会要扩大再生产，都必须有一定的积累，在积累效果不变或不断提高的情况下，积累的增长就意味着社会物质技术基础的增强。人们的物质文化水平的不断提高就有可靠的物质保证，反过来，消费的增强和消费水平的提高，又会促进生产的发展和积累的增加。在消费基金确定的情况下，人口的数量与消费水平成反比，人口数量大，增长速度快，人均消费水平就低，人口数量小，增长速度慢，消费水平就会高，我国人口基数大，且人口增长速度也快，而且每增加一亿人口，所用的时间越来越短，据粗步估算，我国现有人口达 14 亿左右。每年新增的社会财富，新生产的各种消费品中的一部分或大部分将为新增加的人口所占有，为提高居民生活水平和改善居民生存环境所进行的各种努力，如医院病床的增加，普遍教育和专业教育的普及，住宅条件的改善，生活用水质量的提高等都将因为人口总数的较快增长而受到影响。因此目前我国的消费水平是不高的。
三、城乡居民消费水平的比较及其对经济发展的影响
在我国，由于自然条件不同，生产力布局不同以及对某些地区采取“倾斜”政策和劳动差别和非劳动因素造成经济发展水平不同，劳动报酬不同，从而形成消费水平的差异，我国经济发展的不平衡，在地区之间，城 乡之间表现得非常明显，在经济发展过程中，由于城市发展较快，大部分农村发展比较慢，所以在一定时期内，城乡之间的消费水平差异比较明显。这主要是近年来，由于多数居民对未来支出预期不断增强，将收入较多地转向了储蓄，投资等其他渠道，加上医疗制度和社会保障制度，教育制度等多项改革情况下，居民为应付改革的被动储蓄倾向在明显增强，这在一定程度上直接影响居民的消费水平。而导致农村消费增长率低于城镇居民的消费增长率的原因除了农民的收入水平的限制以外，最主要是农村的消费环境滞后，配套设施不齐全 ， 如有些农村没有通电，或有电的地方供电极不正常而且电费极贵，这在一定程度上影响了农民的购买积极性。
消费水平提高的原因范文2
关键词：非劳动年龄人口;标准消费人;消费倾向;实证
普遍认为人口分为劳动年龄人口（也称生产年龄人口）和非劳动年龄人口（也称抚养人口）。劳动年龄人口通常指15―64岁的成年人口，非劳动年龄人口包括儿童和老年人口，通常0―14岁为儿童人口，65岁及以上为老年人口。根据联合国对老龄化社会的定义，65岁以上人口超过7%的地区或国家属于老龄化社会。“五普”、“六普”数据统计湖南省人口老化系数全国排名从第11位上升到第8位，增长速度快于全国平均水平。湖南省于2002-2011年间0-14岁人口比例在17.5%上下波动，非劳动年龄人口比例保持在28%上下波动。湖南总人口在2009-2010年湖南总人口减少较快，但是在2011年回升到最高点。1983年实施计划生育政策之后，人口增长速度明显放缓，家庭结构变化较大，但是在人口基数继续增大和社会抚养系数保持相对稳定的情况下，湖南省居民消费率逐年下降，从2000年的54.3%下降到2011年的35.3%，十一年间居民消费对GDP的贡献权重下降了19个百分点（34.99%），所以研究非劳动年龄人口对湖南居民消费水平的直接或间接影响对扩大内需、转变经济发展方式具有重要现实意义。
一、非劳动年龄人口与湖南居民消费的实证分析
（一）标准消费人消费函数分析
1.数据整理
通过查找湖南历年统计年鉴，能整理出1996-2011年间关于人均GDP、人均消费水平、非劳动年龄人口数据（见表1）。
在湖南，65岁老年人口与0-14岁人口成反向变动，0-14岁人口的消费基本上来自家庭收入的直接或间接转移消费，老年人口的收入水平和来源存在很大差别，根据“六普”中数据，城镇人口中有43.8%的老年人主要依靠家庭其他成员赡养，39.5%的老年人依靠退休养老金生活，仅有9%的老年人依靠劳动获得收入;63.8%的农村老年人口收入主要靠家庭供养，超过26.2%的老年人靠劳动获得收入，还有4.5%的老年人的生活依靠最低生活保障金;不同收入水平的群体或区域的消费水平确实存在差异，加上我国传统文化和消费习惯的影响，湖南非劳动年龄人口的消费水平一般要低于劳动年龄人口的消费水平。结合关于标准消费人的相关研究（G.J.Stolnitz，1992;于学军，1995;李建民，2001;王金营等，2006）可知，可以按标准消费系数0.7将老年人折算为标准消费人，同时将少年儿童的标准消费系数定为0.8。据此本文选取王金营（2006）的研究方法，将1996-2011年期间湖南非劳动年龄人口换算成标准消费人研究湖南非劳动年龄人口对消费水平的影响。
2.回归分析
首先在不考虑前期消费习惯前提下，利用已有数据对（4）进行回归检验结果如下：
act=1420.758+0.2874yt+μ（7）
（8.33）（17.67）
（0.00）（0.00）
第一行系数为各系数的t值检验值，第二行括号中的数值为个系数的显著性水平，D.W.（2，16）= 1.395955，查表可知：d1=0.737，du=1.252，可以明显看出：du
其次，将代表消费习惯的ACt-1纳入模型（7），回归结果如下：
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，湖南消费水平与人均GDP保持显著正相关性，由于序列自相关导致滞后项的系数没有通过显著性检验，D.W.（ 3，15） = 1.170915，查表可知d1=0.591，du=1.464，可以看出：d1
通过GLS消除序列相关的影响，其回归结果为：
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，明显可知：du
将模型（7）回归结果所得变量系数代入模型（6），求得关于消费水平与人均GDP和非劳动年龄人口的消费函数：
ACt=1420.75+0.2874yt-0.3（1420.758+0.2874yt）agedt-0.2（1420.758+0.2874yt）childt
上述消费函数能说明一个社会现象，在人均GDP持续增长的情况下，目前大部分老年人的退休金有所提高，其次家庭收入增加，转移到非劳动年龄人口的收入将增加，但是由于老年人在自身习惯、消费需求及对子女的关心可能将转移过来的收入进行储蓄，同时年轻家长考虑到子女的生活压力（学习、工作、买房、结婚等）将维持或降低目前消费水平。结合已有数据和回归结果，在人均GDP不变的前提下，湖南65岁以上老龄化人口处于增长趋势，对湖南消费水平的影响还有可能继续增大，0-14岁人口比重在一定范围小幅波动，对湖南居民整体消费水平的影响可能削弱，该结论与王金营（2006）、李文星（2007）的研究如出一辙。因此随着非劳动年龄人口比例agedt+childt的波动，将一定程度上抑制湖南整体平均消费水平的提高，整体消费总额在增长可归结为湖南人口基数的增大;最后，
AC′t=0.2874-0.1487（agedt+childt）
是上述消费函数关于人均GDP的导数，同样可以看出非劳动年龄人口对湖南消费水平的影响。
（二）引入年龄结构变量的消费函数分析
根据有关的非劳动年龄人口与居民消费的研究，本文将建立非劳动年龄人口的相关变量与消费水平的关系模型式（10），实证结果如下：
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）
其中拟合优度R2adj=0.963，F值=131.05，方程的拟合优度很高，但是D.W （ 4，16） = 2.23934，根据DW检验表可知：在α=0.01显著水平下，4-du≤D.W.≤4-d1，无法判断模型（10）回归过程是否曾在序列自相关。从回归结果可以看出，仅有剔除通胀的人均GDP对湖南省人均消费的影响是显著的，即居民消费与收入成正相关;ch变量系数为负，aged变量系数为正，但是都不显著，因此该模型不能反应非劳动年龄人口对湖南省消费水平之间的关系，有必要对直接引入非劳动年龄人口变量的模型进行改进，同时考虑加入其他影响消费水平的变量。
1.模型改进
参考王宇鹏、王森及李文星等人的研究成果，本文选取老少比、居民消费倾向分别代表非劳动年龄人口变量和代表消费水平的被解释变量，对消费函数模型改进如下：
CPt=β1LnDPIt+β2RUIt+β3Rt+β4Pt+β5OYt（11）
其中，CP为居民平均消费倾向，即消费支出与可支配收入的比值，这也是采取零截距的重要原因（王宇鹏，2011）;lnDPI代表人均实际可支配收入变量，即可支配输入的对数值;RUI代表城乡人口消费能力差异变量，即城乡人均纯收入的比值;R为实际利率水平;P为物价水平;OY代表老年人与少年儿童消费能力差异的变量，即65岁及以上老少人口与0-14岁人口的比值，数据来自于《中国统计年鉴》中的抽样数据计算所得。
2.数据整理与变量检验
对于改进后的模型，所有原始数据均来自于1991-2012年的《中国统计年鉴》。居民平均消费倾向是居民消费支出与可支配收入之比;居民人均可支配收入以1990年为基期，根据消费价格指数进行平减后的数据，再对居民人均可支配收入进行对数化处理，同时求出城乡人均可支配收入比;实际利率根据一年期加权平均的名义利率减去当年居民消费价格指数变化率计算的。
通过引入多个影响消费倾向的时间序列变量改进模型，为避免“伪回归”现象。首先有必要采用ADF检验方法对各时间序列进行单位根平稳性检验，结果见表3：
其中（C，T，K）表示ADF检验式是否包含常数项、时间趋势项以及滞后期数。
从表3的检验结果可知，变量经过一阶差分之后显示所有变量的时间序列都是一阶单整，即平稳时间序列。当序列都是同阶平稳时，为确定变量是否可能存在协整关系，对时间序列变量CP、lnDPI、RUI、R、P和OY进行Johansen协整检验，从表6检验结果可知，模型（11）包含的六个平稳变量存在协整关系。
3.回归结果及分析
由于序列变量检验结果可知，可选取普通最小二乘法对模型（11）进行回归，结果如下：
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，相比标准消费人模型，模型（11）的拟合优度有所降低;D.W.=1.5525，在a=0.01的显著水平下有D.W.=1.5525>du=1.55，可判断模型不存在自相关。
由White异方差检验（表7）可知，模型White异方差检验中Obs*R2adj=7.348，取0.05为显著性水平，由于Obs*R2adj=7.348
从模型回归结果表5分析，老少比OY变量的系数为负，同时也是高度显著的，由表2可知，老少比还有继续提高的趋势，随着老少比的提高，非劳动年龄人口的消费能力的差距将进一步加大，随着湖南老龄化的加深，对居民平均消费倾向的抑制作用更加明显，同时0-14岁人口的增长速度变缓，目前0-14岁人口比重在一定范围内小幅波动，结合标准消费人模型可知，0-14岁人口对居民消费倾向的抑制作用将减弱，总体呈现出非劳动年龄人口抑制了湖南居民平均消费倾向的提高，非劳动年龄人口的年龄结构变化改变了整体消费结构，直接导致整体居民消费水平的下降。然后，变量lnDPI在5%的水平正显著，说明人均实际可支配收入的提高可以增加居民的平均消费倾向;变量R在5%水平正显著，说明降低利率水平将使居民预期收入的减少，加上物价水平的上升，居民将其他方式进行保值，可能提高居民的即期消费倾向，由于老年人的消费倾向基本保持不变，所以利率变化对其影响不大;变量RUI在10%的水平正显著，城乡人均纯收入比值是缓慢提高的，在2010、2011年有所降低，收入的差距扩大会与湖南省居民的平均消费倾向呈现同方向变化趋势，这与当前很多研究理论不符，可能的原因是城市居民的消费倾向大于农村居民的消费倾向，随着城镇化进程的加快，农村人口向城市流动导致城市居民的数量增加，而且这部分人口基本上处于14-64岁年龄段，为适应城市生活被迫提高消费倾向，所以RUI系数出现显著正相关也是情理之中的;变量P在10%的水平显著为负，可见物价上涨会降低湖南的居民平均消费倾向，与事实相符。
二、结语
本文在分析了湖南非劳动年龄人口现状及发展趋势、消费现状，结合已有设计非劳动年龄人口变量与消费有关的研究成果，同时选取两种消费函数，在新的背景下，从实证的角度研究湖南非劳动年龄人口对消费水平的影响，得出以下结论：在湖南人均GDP增长快于人口增长的情况下，目前湖南
非劳动年龄人口的城乡分布和收入来源存在较大差异，特别是65岁以上老年人口的现状，虽然社会抚养系数在缓慢减小，但是老龄化趋势加剧与0-14岁人口比例在经历缓慢降低后基本维持稳定，导致老少比不断攀升，也说明非劳动年龄人口的消费能力的差距将拉大;由于计划生育政策对人口增长的控制、城镇人口的增长、家庭收入的增加及家庭结构的改变，非劳动年龄人口的直接或间接收入将增加，但是老年人口在自身消费习惯、消费需求及出于对子女的关心爱护可能更倾向于储蓄，加上0-14岁人口基本上处于零收入状态，导致年轻的家长考虑到家庭生活和子女将来的生活压力也可能有意识的降低消费水平，所以非劳动年龄人口的消费能力、水平及倾向具有一定的稳定性;综上所述，非劳动年龄人口对湖南消费的影响首先是由于非劳动年龄人口数量的变化产生的，65岁以上老年人口的增长对湖南消费水平的抑制效应有增大趋势，2000年后，0-14岁人口基本上维持稳定，对湖南居民整体消费水平的抑制作用变化不大，总体而言，由于湖南老龄化加深，65岁以上老年人口对整体消费水平的抑制效应导致非劳动年龄人口变量与因变量呈显著负相关，劳动年龄人口的社会抚养压力增大和非劳动年龄人口消费能力的稳定性可能是真正抑制湖南消费水平提高的原因。
参考文献：
[1]于学军.中国人口老化的经济学研究[J].中国人口科学，1995（6）：24-34.
消费水平提高的原因范文3
一、消费水平与经济发展
（一）消费水平与经济增长
消费水平的提高与经济增长，在客观上有合理的比例，在数量上有很大的依存关系，这种依存关系表现为以下几方面。
首先，消费水平的变动与国民收入增长的变动有着直接的依存关系，当国民收入的增长较快时，其他条件不变的情况下，消费水平也增长较快，而在某些时候，消费水平的增速会高于或低于国民收入的增速，但只要使积累与消费的比例稳定合理，国民经济就可以持续、稳定、协调地发展，当消费的增长超过国民收入的增长，也就是我们通常所说的高消费时，消费与生产的正常比例就会遭到破坏，生产正常发展就会受到影响，消费水平的提高则成为一种无源之水，无本之木。当消费需求不足，也就是我们所说的“高积累，低消费”时，消费与生产的比例同样会遭到破坏。这时候消费需求相应减少，消费品市场供过于求，消费对生产的促进作用弱化。由于生产与消费之间的不协调差距加大，引起商品或资本运动受阻，最终导致整个社会经济生产活动的被迫紧缩。
其次，消费率与经济增长率有一定的依存关系。消费是国民生产总值的主要部分，其变动必然会引起国民生产总值的变动。而最终消费与国民生产总值的比例函数，就是消费率，消费率对经济增长率变动有明显的影响。在合理的经济增长率区间，当消费旺盛，经济增长率就高，消费不足，经济增长率就会滑落。当然，消费率也不是越高越好。消费率长期过高，会挤掉投资，使经济增长不能持久，但消费率也不能长期过低，长期过低就会使高速扩张的生产能力与低消费水平不相适应，出现“过剩危机”，从而影响经济增长。
目前，我国消费率总的变动趋势是下降的，虽然在1978－1982年消费明显上长，从61.8%上升到68.7%，但从此以后，我国的消费率却是持续下降的。1990年比1982年降低了7.4个百分点。1997年又比1990年下降1.4个百分点。③由于消费率下降，总消费对经济增长的贡献率也呈下降趋势。如表（一）所示。
表（一）1990-1998年我国经济增长的各指标贡献率
年份经济增长速度总消费贡献率总投资贡献率净出口贡献率
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
资料来源：引自许永兵《消费需求：拉动经济增长的主导因素》
从表一可知我国拉动经济增长的主要因素是内需的增长，但从1993年以后，我国的消费需求对经济增长的贡献率呈下降趋势。93-98年消费对经济增长的贡献率平均为42.9%而投资贡献率却为56.7%,后者比前者高出13.8个百分点。这主要是近几年来城乡居民收入增长势头放慢。受收入水平制约，再加上居民对房改，医疗保险，就业制度等改革的预期热情不高，再加上服务消费、住房消费等绝大部分还未完全市场化，所以造成近年来消费对经济增长的拉动作用逐渐减弱。
(二)消费水平与经济波动
改革开放以来，随着经济的高速增长，人民的消费水平也取得了同步的增长，我国国民生产总值1978年为3588.1亿元，1994年上升43798.8亿元，年平均增长9.5%(按不变价格计算)，人均国内生产总值则由1978年的375元增加到了1994年的3654.5元，剔除价格因素，年平均增长了7.3%,而全国居民的平均消费水平由1978年的175元上升至1994年的1737元。剔除价格因素，居民消费水平实际年平均增长9%，④同时，我们也不难看到，消费水平是阶段性波动的。如表（二）所示。
表（二）
年份国内生产总值（亿元）国内生产总值增长率（％）全国居民消费水平（元）全国居民消费水平增长率（％）
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
资料来源：《中国统计年鉴1994》，中国统计出版社1994年。
究竟是什么引起了消费的波动呢？通过研究分析，我们可以发现有以下几点因素：
1，个人收入增长的波动，居民消费直接受到可支配收入的制约。当居民的收入大幅增加，居民的消费水平就有所上升，居民的收入下降时，消费也就相就地受到限制，这一趋势以下表（三）可以清晰地表现出来。
表（三）
指标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
生活费收入（元）-685.321387.271544.301826.072336.543179.15.
生活消费支出（元）456.84673.201278.891453.811671.132110.812851.34
平均每人全部年收入％100100100100100100100
生活费收入（％）-91.591.190.189.990.590.8
生活消费支出（％）91.389.984.084.982.381.781.4
资料来源：曾壁钧等著《我国居民消费问题研究》第50页，中国计划出版社。
2、居民消费倾向的变动。
居民消费倾向是指居民消费支出占居民收入的比例，是平均消费倾向及边际消费倾向的统称。平均消费倾向是指任一收入水平上消费在收入中的比率(APC)，边际消费倾向就是增加的1单位收入中用于增加的消费部分的比率(MPC)。
在经济的短期波动中，人们的消费变动不会和收入的变动成比例，具体而言，在经济趋向繁荣过程中，收入增加，这时人们的消费会增加，但增加的幅度会小于收入增加的幅度，即边际消费倾向要比平均消费倾向小。在经济走向衰退过程中，收入下降，这时人们消费会减少，但减少的幅度会小于收入下降的幅度，这也说明，边际消费倾向要比平均消费倾向小。平均消费倾向随着收入的增加而下降，因此边际消费倾向小于平均消费倾向，随着收入的增加，边际消费倾向是下降的。
消费倾向对整个国民经济的健康发展是具有十分重要的意义的。它充分反映了在一定收入水平下消费意愿的大小。
改革开放以前，我国实行“低工资，高积累“的政策，居民个人所得少，消费倾向普遍很高，改革开放以后，居民收入大幅度提高，居民的消费也就进入了一个新的阶段。从1978年以后，我国的居民平均消费倾向基本上呈现出缓慢下降的趋势，而边际消费倾向的下降不太明显。
3、农业波动对消费波动的影响。我国是一个农业大国，农业在国民收入中所占的比重大，农业的波动必然引起整个国民经济的波动，从而引起消费的波动。首先，农业的增长必然导致消费的增长，1979年到1982年，农业分别增长1.81％，0.31％，1.5％和0.87％，消费分别增长2.8％，3.1％，1.0％，2.2％，其次，农业的减产或低增长导致消费的下降或低增长，1991年农业国民收入下降1.53％，同年消费下降3.2％，⑤1992年至1995年，农业国民收入大幅下降消费也大幅下降。
(三)消费水平与经济结构
经济结构大体上是指国民经济各部门，各地区，各成分，各组织和社会再生产各方面的构成，以及它们的相互联系，相互制约的关系。一国的经济增长从其内涵来看，主要有两方面，经济总量的增长和经济结构的优化，而一国的经济增长又是以一定的消费水平为前提的。当社会经济实现增长，经济总量及人均收入量也会相应增长，从而引起需求结构、生产结构以及外贸结构发生相应的变化。根据现代经济增长理论和发展经济学理论，高的经济增长率必然带来高的结构变化率。也就是说，结构的变动是与经济发展过程相联系，是以经济发展的水平和阶段（即人均收入水平和工业化程度）为条件，是通过资源的再分配来实现的。
改革开放以来，随着我国人民消费水平的不断提高，我国的经济结构也产生了相应的变动。下面就从几方面来阐述这一问题。
1、人均收入水平与经济结构变动及工业化程度
根据库兹涅茨的研究可知，人均国民生产总值与结构变动率存在着一定的比例关系。人均国民生产总值在50-130美元时是产值结构变动率最高的第一时期，人均国民生产总值在220-360美元时是产值结构变动率很高的第二时期，人均国民生产总值在360-860美元时是产值结构变动率较高的时期。我国改革以来，按世界银行图表集法计算，人均国民生产总值水平大概在300美元左右。⑥因此可知我国这一时期的产业结构处于高变动率阶段。
产业结构的转变过程，根据钱纳里等人的理论，可将其划分为三个阶段：（1）初级产品生产阶段，（2）工业化阶段，（3）发达经济阶段。工业化阶段是结构转变幅度最大的时期，这一时期，需求结构及生产结构、外贸结构发生显著的变化，我国在改革开始时工业化程度已经相当高，但是人均收入水平却是相当低的。这是由于改革前我国优先发展工业尤其是重工业的政策倾向过于偏激所导致的工业化过程的片面演进和产业结构关系的严重失衡。一般而言，工业化的起步是要以一定的收入水平和消费水平为前提的，工业化程度超过人均收入水平的状况必然会影响到产业结构的进一步变动。
目前，我国经济结构依然存在不合理的状况，这一状况严重制约了国民经济的持续快速、健康的发展。但这种不合理状况不是由于过去重工业的倾斜政策而造成的，而是因为当前消费需求结构的升级导致现行经济结构不再适应当今的经济发展。目前从我国消费领域的整体来看，酝酿着一次新的消费升级-“住行消费升级”（在此之前，已有几次消费结构升级）。其间消费投入大，积蓄时间长。这使得消费需求不足现象在一定时期内存在。
2、收入水平、消费水平引起结构变动的原因
收入的增长必然引起消费水平的增长，而消费水平的增长又会引起经济结构的变化。这一变化用恩格尔定律可以明显表现出来。恩格尔定律可以表述为居民食品消费占国民生产总值的份额随着人均国民生产总值的增长而下降的一种趋势。也可以表述为居民食品消费占居民总消费的份额随人均国民生产总值、人均总消费的增长而下降的一种趋势，以我国1987-1997年城镇居民与农村居民的恩格尔系数及其消费结构为例可知，1987-1997年，城镇居民的恩格尔系数从0.53下降至0.46，而农村居民的恩格尔系数则没有多大的变化，仅从0.56降至0.55，城镇居民的消费结构有较大的变化，而农村居民的消费结构却没有多大的变化。如表(四)所示。从中可知消费水平的上升必然引起需求结构的升级，但需求结构又是如何引起整个经济的变动呢？根据经济学原理我们可知，需求结构的变动会引起资源向消费需求多的产业部门转移，从而实现经济结构的变化。
3、结构的变化反过来又会带来收入水平及消费水平的增长
经济的增长主要是靠生产要素投入的增长和经济结构变化所带来的增长，结构合理，就可以提高全社会总要素的生产率，进而实现更高的经济增长率，这样就必然能够带来消费水平的提高。
二、影响消费水平的因素
影响消费水平的因素有很多，有经济因素，也有非经济因素。经济因素有国民收入总额及其提高速度，积累与消费的比例，消费与投资人口总数及其增长速度，价格水平的变动等。
消费水平的高低，直接依存于消费基金的多少，而消费基金又来自国民收入，国民收入总额大，增长速度快，其他条件不变的情况下，消费水平就高，收入总额小，增长速度慢，则消费水平就低。
在国民收入为一定的情况下，消费水平的高低，取决于积累与消费的比例，积累是扩大再生产的源泉，任何社会要扩大再生产，都必须有一定的积累，在积累效果不变或不断提高的情况下，积累的增长就意味着社会物质技术基础的增强。人们的物质文化水平的不断提高就有可靠的物质保证，反过来，消费的增强和消费水平的提高，又会促进生产的发展和积累的增加。目前我国存在积累过度的现象。改革开放以来，我国国内储蓄年平均增长速度为10.3%，其中1978-1982年平均增长率为6.5%。1993－1991年增长11.6%，1992年－1997年平均增长为37.1%。在储蓄存款猛增的同时，居民消费的增长却相对疲软，社会消费品零售总额的增长速度几乎都低于同期储蓄增长速度。其年平均增长仅为16.1%,比储蓄存款余额的年平均增长速度低了14.1%个百分点。⑦
造成居民储蓄率上长，甚至实际利率下降也选择储蓄的原因有很多，一方面由于多项改革的推进，人们存款以备将来购买住房、养老、子女教育，医疗保健之用。另一方面，是居民之间收入差距拉大，高收入阶层与低收入阶层的支出结构存在显著差异，在当前市场高收入阶层想要的已经有了，边际需求欲望下降，消费结构或支出结构升级。而低收入层受购买力限制，商品购买量增加缓慢。由此导致居民存款源源不断的增加，消费市场需求不旺。
在消费基金确定的情况下，人口的数量与消费水平成反比，人口数量大，增长速度快，人均消费水平就低，人口数量小，增长速度慢，消费水平就会高，我国人口基数大，且人口增长速度也快，而且每增加一亿人口，所用的时间越来越短，据粗步估算，我国现有人口达14亿左右。每年新增的社会财富，新生产的各种消费品中的一部分或大部分将为新增加的人口所占有，为提高居民生活水平和改善居民生存环境所进行的各种努力，如医院病床的增加，普遍教育和专业教育的普及，住宅条件的改善，生活用水质量的提高等都将因为人口总数的较快增长而受到影响。因此目前我国的消费水平是不高的。要提高消费水平，实现经济社会的快速健康发展，我们就要控制人口增长，充分发挥计划生育政策的作用，限制早婚早育，多生多育，以实现人口增长与经济社会发展协调。
在其它条件不变的情况下，消费水平的高低与物价水平成比例关系，我国近些年来，居民的货币收入提高了但物价也上涨了，某些物价上涨程度还高于平均工资的提高速度，因而影响了消费水平的提高，有一部分居民的实际消费水而下降了，我国目前物价已由低谷逐渐缓慢的向上攀升，这说明我国居民的消费水平已有所回升。
三、城乡居民消费水平的比较及其对经济发展的影响
在我国，由于自然条件不同，生产力布局不同以及对某些地区采取“倾斜”政策和劳动差别和非劳动因素造成经济发展水平不同，劳动报酬不同，从而形成消费水平的差异，我国经济发展的不平衡，在地区之间，城乡之间表现得非常明显，在经济发展过程中，由于城市发展较快，大部分农村发展比较慢，所以在一定时期内，城乡之间的消费水平差异比较明显。附表(四)
表(四)
19861987198819891990199519961997
城镇居民家庭人均可支配收入899.61002.21181.41375.71510.24283.04838.95160.3
平均每人消费性支出790.0884.41104.01211.01278.93537.63919.54185.6
边标消费倾向0.780.831.220.550.510.870.690.83
恩格尔系数0.530.510.540.540.500.490.46
农村居民家庭人均纯收入423.8462.6544.9601.5686.31577.71926.12090.1
MPC1.501.070.951.020.580.870.750.28
恩格尔系数0.560.550.530.540.590.590560.55
资料来源：引自各卷本《中国统计年鉴》和《中国统计摘要》
表(四)中显示城镇居民的消费水平一直在农民人均消费水平之上。城市和农村的恩格尔系数都较高，这表明城市和农村居民的消费都还处于一个较低的水平，而城市居民的MPC相对较平稳，表明城市居民目前在寻找新的消费热点，农村的MPC变化相对较大，表明农村居民目前还处在一个消费热点之中，但消费支出变化不大。
这主要是近年来，由于多数居民对未来支出预期不断增强，将收入较多地转向了储蓄，投资等其他渠道，加上医疗制度和社会保障制度，教育制度等多项改革情况下，居民为应付改革的被动储蓄倾向在明显增强，这在一定程度上直接影响居民的消费水平。而导致农村消费增长率低于城镇居民的消费增长率的原因除了农民的收入水平的限制以外，最主要是农村的消费环境滞后，配套设施不齐全,如有些农村没有通电，或有电的地方供电极不正常而且电费极贵，这在一定程度上影响了农民的购买积极性。其实，农民每消费1000亿元将对农业部门产生427亿元的直接需求，对工业，运输，邮电，商业饮食以及其他服务部门分别产生395亿元，36亿元，85亿元，57亿元的直接需求，综合推算，农民每增加消费1000亿元将对整个国民经济新增2008亿元的消费需求，⑧可见，今后我国经济的持续快速发展必须依靠农民消费水平的提高和农村市场的拉动力。
四、提高我国消费水平的建议及其对策
我国目前存在在消费率过低，储蓄过高的倾向。因此我国今后的消费政策主要是提高居民的消费率，而提高居民消费率的主要措施又是提高居民的消费倾向，为此提出以下的建议。
1、积极发展开拓农村消费市场，培育城镇新的消费热点。
目前，农村居民的消费层次正处于对彩电，冰箱等耐用消费品的需求阶段，据抽样调查结果显示，1997年我国农村平均每百户仅拥有电冰箱8.49台，彩电27.32台，洗衣机27.81台，摩托车10.89台，而1998年十一月末，我国商品库存彩电97.3万台，电风扇344.1万台，电冰箱91.9万台，⑨所以无论是从供给还是从需求的角度来看，我国农村居民的消费都有大幅增加的可能，开拓农村的消费市场，要解决好几点金融问题。
A、把消费信贷引入农村，这是以农民日益增加的储蓄为基础的，由于农村存在着巨大的潜在的消费市场，且农民的消费热点产品货源充足，所以在农村开展消费信贷可以在一定程度上释放被抑制的消费需求。
B、建立农业保险机构，以减轻自然灾害对农民收入的影响，我国是自然灾害较多的国家，仅1998年的洪涝灾害，仅农作物的受灾面积就达3.2亿亩，使得经济损失高达数百亿左右，自然灾害一方面使得农民的收入减少另一方面，也使农民对未来收入的预期的不确定，增加储蓄，因此，开拓农村消费市场就要完善和发展我国的农业保险。
城镇居民面临着消费断层问题，即原有的主要以彩电，冰箱，VCD等家用电器为代表的消费层次已经得到满足，消费已经饱和，处于一种储币待购的状态。因此，培育新的消费热点显得格外重要，对于我国城镇居民而言，住宅消费及住宅装饰业应成为培育重头戏。目前我国城镇居民进入住房数量与质量并重的提高阶段。随着福利分房的结束，个人对商品房的消费，已经占到了主要地位，但由于房价过高，无法使百姓安居乐业，也无法使住宅建设这个新的经济增长点发挥其带动经济发展的作用。随着住房制度改革的推进，银行商品房抵押贷款的规模扩大的商品住房及装饰业必然成为消费热点和新的经济增长点。
家庭轿车将成为我国消费领域发展的热点。目前我国汽车消费结构发生了重大的变化，公务用车改革方案已经出台，长期以来，靠公款买车的局面已经改变，目前，1400万辆汽车保有量中有百分之三十以上的车为个人所有，虽然目前从消费领域谈轿车进入家庭领域还为时过早，但私人买车那部分先富起来的高收入阶层，如律师，三企白领等购车数量不小，且据调查，我国约有三十万个家庭在近两年内有购车意向。约三百万个家庭将购车列入了自己的消费计划，所以家庭轿车必然成为我国将来的消费热点。
教育消费将成为消费热点，教育消费包括居民子女教育支出以及为提高自身业务竞争能力的培训支出，它属于服务性消费，知识经济时代，人人都要学习新知识，新技能，很多人还要不断变换工作岗位，这就产生了再学习的强大需求。教育成为一种产业就要满足群众对非全日制教育的种种需求，目前成人高考热已标志着教育消费已成为一个消费热点。
消费水平提高的原因范文4
1材料与方法
1.1研究方法由于所调查的黑龙江省国有林区职工家庭特征数据为横截面数据，因此研究中采用Chaudhuri提出的测度方法［6］。Chaudhuri将贫困脆弱性用消费水平与消费波动来反映，消费水平使用消费均值来测度，消费波动使用消费的方差来测度，正好弥补了时间序列数据缺失这一遗憾。同时，引入多层次模型分析方法［13］，在家庭和社区两个层面对林业职工家庭脆弱性的影响因素进行细化分解分析。
1.1.1Chaudhuri的分析方法———消费均值和方差Chaudhuri认为家庭贫困脆弱性受家庭以及群体特征组的冲击影响［6］。假设一个家庭在消费周期t(t=1，2，…，n)内表现出一组被确定的变量Xi，构建以下函数:由于假定了Xi来表示各个家庭误差项的方差对家庭消费的影响，其值实际上是不相等的，因此具有异方差性。而标准普通最小二乘法(OLS)的回归技术假设方差具有齐性，即所有家庭拥有相同的方差V(ei)=σ2，如果使用OLS估计β和θ会导致偏见，而且效率系数不高。因此，公式⑴和⑵正好克服了这个问题。对于每一个家庭，可以用以下两个公式有效估算出消费的预期平均值和方差。
1.1.2多层次分析这里用多层次模型分析方法将家庭脆弱性的影响因素进一步细化，主要从家庭和社区两个层面进行分解分析。假设各个职工家庭i是一个层面上的单元(i=1，2，…，I)，社区j是另一个层面上的单元(j=1，2，…，J)，家庭i是嵌套在社区j里面的子单元。令lncij是家庭人均消费，Xij是社区j中家庭i的一组家庭特征组，构建如下回归方程:最后利用公式⑻～⑾的估计系数(γ、θ、τ)来估计职工家庭消费的预期平均数以及期望方差。这些估计系数将有助于分析各层面的变量对家庭贫困脆弱性的影响。1.2数据来源研究中的数据源于2012年对黑龙江省国有林区9个林业局的林业职工家庭的调查。调查样本共计604户，样本覆盖面广，分布合理，覆盖了黑龙江省森工系统所属的4个林管局与大兴安岭林业管理局，具体为:松花江林管局的绥棱林业局，牡丹江林管局的东京城林业局，合江林管局的清河、双鸭山、鹤北林业局，伊春林管局的乌马河、友好林业局，大兴安岭林业管理局的十八站、塔河林业局。
1.3变量选择
1.3.1变量选取家庭贫困脆弱性首先会受到职工家庭特征差异性的影响，此外，还将受到家庭所在社区层面环境的影响。家庭和社区两个层面的特征量共同决定了家庭特征的差异性，无论是家庭层面还是社区层面，能够对家庭贫困造成影响的因素有很多，在借鉴了现有文献中常用的变量设置后，考虑到所获得的调查数据中参考项的限制，对家庭和社区层面的变量选取为:家庭层面的特征主要包括家庭规模、户主年龄、家庭负担比、家庭资产指数;社区层面的特征包括家庭是否在林场(经营所)、社区人均收入。
1.3.2变量描述家庭的人均消费(用lnc来表示)是家庭的消费总额除以家庭的常住人口，家庭的消费总额包括现金消费和实物消费，问卷主要从食品、家庭设备用品和服务、交通、通讯、文教娱乐、医疗保健、水电、请客送礼等方面调查了2011年黑龙江省国有林区职工家庭的消费情况。家庭的人口特征主要包括家庭规模与结构。家庭规模(用A来表示)主要指家庭的常住人口数，家庭结构包括户主的年龄(用B来表示)、家庭负担比(用C来表示)两项，家庭负担比等于家庭的非劳动力除以家庭的劳动人口数，家庭的非劳动力指家庭中18岁以下(含18岁以上的学生)、65岁以上的老人及不能参加社会劳动的残疾人。家庭资产指数(用D来表示)由家庭自然资本、物质资本、金融资本、人力资本和社会资本加总而得，具体计算方法参考李小云对农户生计资产量化指标进行测算的方法［14］，其中自然资本用林地面积来反映;物质资本用住房情况及固定资产拥有量来反映;金融资本用家庭存款来反映;人力资产用家庭劳动能力及成年劳动力受教育程度来反映;社会资本用家庭参与组织情况及社会关系来反映。社区层面的影响因素，首先将家庭是否在林场或经营所(用E来表示)作为一个重要变量考虑在内，原因是家庭是否在林场对于一个家庭的社会关系构成有直接影响，很大程度上影响了一个家庭是否有种植、采集、养殖等收入来源，进而决定了其经济来源的组成结构，这些都将对一个家庭贫困脆弱性产生影响。社区层面的另一个变量是社区人均收入(用F来表示)，个体家庭会因生活在平均收入水平不同的社区内，而使其家庭的消费水平与消费习惯受到影响，其消费水平和波动情况也会收到不同程度的影响，进而对贫困脆弱性产生影响。
1.4模型建立根据测度方法，使用HLM7软件对消费水平及消费波动分别建立4个多层次随机回归模型。对消费水平建立只包括家庭层面变量的随机回归模型(模型1):如果模型1结果显示家庭资产指数在不同社区之间存在显著差异，需要在模型1的基础上，对家庭资产指数建立包含社区层面变量的随机回归模型(模型2):
2结果与讨论
2.1变量描述性统计结果变量的描述性统计结果(表1)表明:2011年黑龙江省国有林区社区人均收入达到1.244145万元。单从这一数字本身来看，好像国有林区职工家庭并不处于贫困状态。但是，对贫困脆弱性的研究是结合大数定律，对未来陷入贫困的概率进行度量。即主要从人均消费低水平性、高波动性两方面来研究职工家庭贫困脆弱性的影响因素。据调查，2011年黑龙江省国有林区职工家庭人均消费水平9.31(人均消费值为1.100364万元)，与全国城镇家庭人均消费性支出水平9.71(人均消费值为1.656177万元)相比差距更大。说明林区职工家庭的消费仍然处于较低水平状态;同时，人均消费标准差为9.81也反映了职工家庭消费具有较高波动性。符合消费低水平性、符合家庭消费高波动性，故选择社区人均收入这一变量具有合理性。
2.2回归模型分析结果随机效应分析结果如表2所示。通过HLM7软件建立的4个模型的回归系数输出结果如表3所示。结果显示:家庭资产指数对消费水平有正向关系，对消费波动呈负向关系;家庭规模和户主年龄对消费水平及消费波动均呈现出负向关系;家庭负担比对消费水平及消费波动均呈现出正向关系。
2.3影响因素分析下面从消费水平及消费波动来研究国有林区职工家庭贫困脆弱性。2011年黑龙江省国有林区职工家庭的消费仍然处于较低水平状态;同时，职工家庭的消费又具有较高波动性。进一步的分解性分析如下。
2.3.1家庭资产指数家庭资产指数与消费水平呈现出正向关系，表示资产指数越高，其家庭人均消费水平越高。因为资产指数反映的是一个家庭自然资本、物质资本、金融资本、人力资本和社会资本的总水平，而要获得更多的物质资本，就要增加一部分消费支出;另一方面，社会资本重要的组成部分是社会关系，社会关系的维系需要走亲访友、请客送礼等礼金的支出，这一项也将大大提高家庭消费水平。家庭资产指数与消费波动呈现出负向关系，表示资产指数越低，其消费波动越大。原因是作为生计活动核心的家庭资产决定了家庭的风险管理策略，贫困家庭的资产非常有限，主要表现为职工家庭在风险来临时，抵御能力较弱，不能维持消费的平滑［14］。在家庭资产指数对消费的均值与方差共同影响下，家庭资产指数越低，消费水平越低，消费波动越高。因此，家庭资产指数对贫困脆弱性具有负向影响。
2.3.2家庭规模家庭规模与消费水平呈现出负向关系，也就是说家庭常住人口越多，人均消费水平越低，这用规模效应可以解释，家庭对于消费品的边际支出会随着人口的增加而逐渐减小，因此家庭常住人口越多，人均消费水平越低。家庭规模与消费波动呈现出负向关系，家庭规模越大，消费波动性越小，原因是家庭规模大意味着常住人口越多，在家庭成员面对风险与冲击时，更容易从家庭成员的亲戚及朋友处得到临时的帮助与支持，从而减小了消费波动。在实地走访调查中发现，职工家庭规模较小的家庭多为双老家庭、子女在外地读书的家庭、青壮年劳动力外出务工的家庭等，这就造成了小规模的家庭其高消费水平与高消费波动共存的现象。因此，关于这一变量的研究将引发更多的思考，如何通过增加林区就业渠道来留住青壮年劳动力，保障家庭常住人口处于稳定状态，这样就可以在不缩减消费水平的情况下大大削弱消费的波动，进而减小职工家庭的贫困脆弱性。这也是天保二期工程和生态功能区建设所共同关注的问题。
2.3.3户主年龄户主年龄与家庭消费水平和波动均呈负向关系，户主年龄越低，家庭消费水平越高，消费波动也越高。在604户被调查的家庭中，户主年龄从23周岁到86周岁不等，户主年龄低的家庭大多是新婚家庭或孩子较小的家庭，其消费需求越多、消费欲望较大，所以会造成其家庭的消费水平较高。同样的，随着户主年龄的提高，家庭生活所必须的住房、耐用消费品、生产工具等已基本完备，因此其消费水平更为平滑，消费波动也就越小。对这一变量的研究将有利于思考如何帮助职工家庭平滑度过成长期。虽然黑龙江省国有林区在2008年就已经实施了《黑龙江省森工林区家电下乡实施方案》，并在2009年实施了森工国有林区棚户区改造工程，这些举措一定程度上削弱了家庭贫困脆弱性，但还是有更多的政策空间值得思考，如何针对贫困脆弱性特征不同的家庭制定差别性扶持政策，更有效地帮助贫困脆弱性的家庭度过脆弱阶段，这应该在生态功能区建设和二期天保工程建设中寄予重视。
2.3.4家庭负担比家庭负担比与消费水平和消费波动均呈现正向关系，家庭负担比越高，家庭人均消费越高、消费波动越大。这一现象是因为家庭负担比越高，意味着家庭中未成年人、学生、老人、不能工作的残疾人可能越多，根据调查发现，“儿女的教育费用”和“医疗支出”这两项占据了林区职工家庭生活性支出的较大份额，家庭负担比较大的家庭在这两项上的支出大大提高了家庭人均消费。另一方面，家庭负担比越高，意味着家庭中劳动力所占比例越低，在遇到风险冲击时，家庭应对能力有限，就会导致消费波动较大。因此，家庭负担比越大的家庭，其表现出的“非正常高消费”与其家庭的高负担是有直接关系的，高于一般家庭的医疗支出与教育支出增加了家庭劳动力的经济负担，家庭在这种情况下遇到风险冲击，就会导致消费出现较大波动。因此，家庭负担比对贫困脆弱性具有正向影响。
2.3.5是否在林场(经营所)这一变量通过影响家庭资产指数进而对消费水平产生负向影响，说明生活在山上林场的家庭具有更低的消费水平。生活在山上林场或经营所的家庭可以通过发展林下经济，采集或者种植山野菜、野果，发展林下养殖等方式来获得一部分自用食物，也可以通过收集秸秆枯枝等方式来减少燃料的消费，因此减少了家庭生活性支出，进而使得消费水平降低。生活在林场所的家庭具有更高的消费波动，原因可能是山上林场所的公共服务设施不完善造成的，这一点在大小兴安岭生态功能区规划中也有所体现。规划提出要推进小城镇建设与生态移民，认为要加快构建具有林区特色的生态城镇体系，加强城镇公共服务设施建设，增强城镇的集聚和吸纳功能［15］，这就意味着分散生活在林场所的职工家庭享受的基础设施与公共服务相对于山下社区的居民有一定差距。正因为生活在林场所的家庭其家庭贫困脆弱性更大，因此在保障性扶贫政策制定中，应向这一区域倾斜，利用二期天保工程和生态功能区规划的良好政策环境，改善林场所职工家庭的教育、医疗、文化等设施条件，使得城乡基础设施完善，林场所职工的基本生活条件与山下社区同步发展。
2.3.6社区人均收入社区人均收入通过影响家庭资产指数进而对消费水平产生正向影响，意味着社区人均收入水平越高，家庭消费水平越高。在社区层面，整体收入水平较高时，会拉动整体的消费水平，由于消费环境对消费心理的影响，在收入条件允许的情况下，单一家庭的消费也会受到平均水平的促进，从而使家庭消费水平提高。社区人均收入对消费波动呈负向关系，也就是说社区人均收入越高，消费波动越低。这是比较容易理解的，一个社区内，某个家庭消费受到外界风险冲击时，无论方式是借款或者无偿捐助，受冲击家庭都更容易得到其他高收入家庭的经济与物质的援助，因此降低消费波动性。在对消费水平与消费波动的共同影响下，社区人均消费水平对家庭贫困脆弱性呈负向关系，即社区人均消费水平越高，家庭贫困脆弱性越低。
3结论与建议
3.1结论基于现有贫困脆弱性理论研究成果，应用黑龙江省国有林区职工家庭调查的横截面数据，采用多层次随机回归方法对黑龙江省国有林区职工家庭脆弱性的影响因素进行分析的结果表明:家庭资产指数、户主年龄、社区人均消费水平对黑龙江省国有林区职工家庭贫困脆弱性呈负向影响;家庭规模、家庭负担比、家庭是否生活在林场(经营所)对黑龙江省国有林区职工家庭贫困脆弱性呈正向影响。
消费水平提高的原因范文5
关键词：因子分析；农村居民；消费性支出
1.引言
改革开放以来，山东省的经济发展迅速，尤其是几个沿海城市，但是中部和南部部分城市发展缓慢，从而导致各个城市的消费水平也不一样。本文主要是研究一下山东省各个城市的农村居民的消费水平。要了解各个城市的农村居民的消费水平，就要明确与消费水平相关的不同指标。本文主要是用几个综合指标来反映原始指标包含的信息，这就是我们通常所说的“降维”。本文主要运用的是因子分析法来进行降维处理。
2.消费结构
消费结构按照一定的分类标准可以分为：不同社会集团的消费结构、宏观消费与微观消费结构、实物消费与价值消费结构。我们通常狭义的认为主要包括宏观和微观消费结构。前者是宏观层面（总体）的消费结构，表明宏观的消费数量多少和不同的比例关系，从整体水平上反映出不同国家或地区的消费水平。后者是微观（家庭或个人）消费结构，它从很小的个体消费单元上反映出消费水平状况，并成为前者的基础。
3.降维处理
因子分析是降维处理的一种方法，运用因子分析法能够简化数据的处理过程，主要是分析多个不同变量之间存在的关系，然后建立不同变量之间的相关系数矩阵，进行研究分析，从而得出公共因子，公共因子能够反映出大部分原始数据的信息。
4.不同指标
5.模型建立
5.1相关系数
计算八项指标变量彼此之间的相关系数，可以看出大部分相关系数都较大，满足分析要求，数据适合做因子分析。
5.2指标分析
根据KMO和Bartlett检验，得出KMO数值离1越近，说明能够进行因子分析，根据结果，KMO的数值是0.70，能够进行因子分析。Bartlett的数值是81.9，Sig的数值值为0.00，小于显著性水平的数值0.05，因此拒绝原假设表示变量之间存在相关关系，能够进行因子分析。
通过对各个因子贡献率的分析，得出前面两个因子的特征值是大于1的，同时前面两个因子的特征值之和占总特征值的85.31%，所以选择前面两个因子作为因子分析的主因子。
6、结果分析
根据第一个公共因子的分数，把山东省划分为3个区域： 处在第一位的是青岛， 紧随其次的是威海、淄博、枣庄、东营、烟台、潍坊、日照、临沂。这几个城市不是沿海城市，就是重工业发展水平较高的城市，共同特点是居民生存性消费支出较高， 所以这几个城市在农村基本生活支出方面比较多。但是济宁、济南、泰安、莱芜、德州、聊城、滨州、菏泽分数较低， 分布在靠后一区域， 这几个市的农村还有很多贫困人口， 解决温饱问题仍是突出的重点，所以省、市政府要大力的扶持。根据公共因子 2得分， 我省也可以划分 3类：第一类是济南， 它的基础消费因子得分较差，但作为省会，其发展享受支出因子上却领先于其他地区，可能是地理位置优越， 但是农村地区进行消费支出主要在精神娱乐方面。从而得出， 省会济南的消费支出结构是平衡，政府进行应该进行调控。枣庄、日照、临沂在精神娱乐因子在靠后一区域。得出这3市，当地消费习惯导致不重视农村文化娱乐，这几个地方政府应适当地指导， 丰富农村文化娱乐生活，增加农村文化娱乐设施投入，剩下的几个时则处于中间区域。
综合因子1和因子2，分析得出，排在前面的大都是东部城市，在后的大多是西部城市，中部各市处于中间水平，原因是没有充分利用各市的丰富资源，发展没有特色，所处地理位置对各省份经济发展水平影响很大。
7.意见建议
1、山东省政府以及各地市政府，应该增加对发展水平高的城市的税收政策的落实，以及分配制度的管理，增加财政支出，不断对落后地区的进行扶持，提高政府的转移支付能力和宏观调控的水平。
2、在不断地对发展水平靠后的地区的进行固定资产投入同时，也要把握好投入资金的方向，并且提高投入资金质量，增加投入资金绩效水平。
3、省政府和各地区加快发展水平落后的城市的改革，对发展水平落后的地区提供的优惠政策，实施先“富”带动后“富”、最终实现共同富裕。通过政策杠杆，让发展水平较快的地区扶持较慢城市 ，使经济综合发展环境得到不断的改善。（作者单位：西安财经学院）
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消费水平提高的原因范文6
[关键词]农村劳动力；二阶段；流向多元化
[中图分类号]F323.6 [文献标识码]A [文章编号]1006-5024（2013）10-0167-04
一、问题提出
当前，我国城市化进程远未结束，农村剩余劳动力并未枯竭，“刘易斯拐点”尚未来到，区域间差异仍然突出，由此可见，我国的人口流动在今后相当长时间内仍将持续。2010年，第六次全国人口普查数据显示，全国人户分离人口达2.61亿万人，较之2000年增长81.03%，占总人口的16.53%，其中流动人口达2.21亿万人，占全国总人户分离人口的84.7%。同期我国城镇人口总量达6.66亿万人，较2000年增加了约2，1亿万人，城镇人口比重上升13.46个百分点。分析城镇人口总量增加的来源，不难发现，农村劳动力的大量流入是我国城镇人口增长最重要的源泉。可见，未来我国劳动力从农村向城市、从中西部向东部经济发达地区流动的主流格局仍未改变。然而，经过20多年的流动变迁，我国劳动力流动呈现出流向多元化的新特征。一个重要的事实是，农村劳动力回流和就地就近转移已成为一种长期的经济现象。据国家统计局公布的《2011年我国农民工调查监测报告》数据显示，2011年全国农民工省内转移就业8390万人，比2010年增加772万人，增长了10.1%；省外农民工7473万人，比2010年减少244万人，下降了3.2%。另据国家统计局农村司的一项调查也表明，作为主要劳动力流出地的中西部地区向东部地区务工的农民工在不断减少，外出农民工向中西部地区回流已呈现出明显态势。不仅如此，当前劳动力回流的向度已不仅指简单的从城市返回到农村，还出现了由东部向中西部、由大中型城市向小城镇、由远距离地区向家乡附近地区等折回式回流的现象。我国劳动力流动总体上呈现出乡城迁移、同城企业间流动、城乡回流和折回式回流共存的态势。这是值得探究的新经济现象。
二、文献回顾与研究设计
纵观已有劳动力流动影响因素的研究成果，基本可归结为如下两个层面：其一，主要集中于分析经济因素作用下的劳动力流动意愿。包括威廉·配第的比较利益动因理论、刘易斯一费一拉尼斯模型、乔根森模型、托达罗的预期收入假说及博加斯的自我选择模型等都将城乡间收入差距的存在视为影响劳动力流动意愿的最主要因素。国内很多学者通过实证研究证实了这一结论的成立。同时，国内学者也对上述模型进行了不同角度的修正和拓展，主要是对上述模型忽略考量流动成本的补充，将劳动力流动成本因素纳入模型，同时测算比较收益和成本因素对劳动力流动的影响。其二，侧重分析非经济因素对劳动力流动能力的影响。一种比较集中的观点认为以户籍制度为核心的歧视性政策挤压了农村劳动力在城市的就业机会、工资水平和福利水平，削弱了劳动力的流动能力，是导致农村劳动力城乡间摇摆流动的深层次归因。虽然近年来的户籍制度改革促成了大量永久移民，但短期的引导作用还很有限，改革附带的条件使得农村劳动力获得城市户籍的可能性极小。另一种观点则主要关注劳动力个人资本及城乡发展政策等对流动能力的影响。有研究论证了农村劳动力的人力资本和社会资本差异是除歧视性制度外造成其收入水平低的主要原因。同时，城市的经济发展水平、开放程度及发展政策等因素会影响劳动力在城市的就业机会、工资水平和心理认同。此外，新农村和小城镇建设方针政策的实施以及农村户籍经济价值的相对提高、城乡户籍经济价值的逆向变化等也是劳动力流动的重要影响之一。
毋庸置疑，经济因素和非经济因素是影响劳动力流动（包括流动意愿和流动能力）的重要因素。然而，正如上文所述，我国农村劳动力流动是有阶段性的，且不同阶段的比较对象和判断依据都是不同的。现有的研究对此并未给予应有的关注和细分讨论。而对不同决策阶段进行细分考量，将更有助于我们认识劳动力流动的整体态势和趋势发展。为此，本文从时间维度将劳动力流动决策分为两个阶段，即一次决策阶段和二次决策阶段。其中，一次决策是劳动力决策是否进行乡城迁移以及目标城市的选择。通过因素归类，本文认为该阶段的决策依据可通过比较城乡间的工资性收入差距、生活成本差距、非工资性收益差距和心理成本差距等得以反映，其测量结果被界定为预期净经济收益。显然，当预期净经济收益为正值时，乡城迁移向度的劳动力流动就会发生，否则劳动力就会选择留驻农村。而二次决策则表现为劳动力通过权衡在目标城市的生活能力后决策是继续留城还是进行城乡回流或折回式回流。显然，如果已流人目标城市的农村劳动力无法获得正值的预期净经济收益，或实际获得收益无法克服包括制度约束和经济障碍在内的城市生活障碍，农村劳动力就有可能选择城乡回流或折回式回流，其中的折回式回流主要是通过比较城市内部或者城市之间在经济发展水平、工资收入水平以及生活消费支出水平（可细分为基本生活消费支出和居住消费支出两类）等方面差异而做出的决策。综上，本文提出下图所示的“二阶段”框架下农村劳动力流动的影响因素、微观机制及多元化流向的研究框架。
三、经验分析
（一）模型构建、变量说明及数据来源
依据上述对农村劳动力决策的理论推导，下面将依据经验数据对劳动力流动一次决策和二次决策的影响因素进行实证检验。考虑到我国农村劳动力流动两次决策的依据和比较对象的不同，本文分别构建了乡城迁移一城乡回流模型和折回式回流模型。
模型l：乡城迁移一城乡回流模型：
TRANSERF=β0+β1IG+βCG+β3WG+β4PG+ε
式中，TRANSERF表示农村劳动力流动水平，选取外出农民工数量与同期农村人口数量比值表示；IG表示城乡工资性收入差距，选取流动后农民工年均工资收入与流动前农民年人均收入比值表示；CG表示城乡生活成本差距，选取城镇居民人均消费支出与同期农村农民人均支出比值表示；NG表示非工资性收益差额，这部分收益主要体现在农村劳动力技能水平的提高、对城市基础设施的分享、对子女的代际影响等方面，考虑到数据的代表性和可得性，本文选取城乡公共投入比值（主要是教育投人和医疗保障投入）来表示。PG表示心理成本差额。由于农村劳动力流入城市的主要目的是为了获得城市较高收入，失业率反映了目标城市就业难度，可看作是劳动力流动的心理成本。βi（i=1，2，3，4）为待估计系数，β0表示截距，ε为误差项。
模型2：折回式回流模型：
TRANSFERC=γ0+γ1GDPR+γ2WR+γ3CR+γ4HR+μ
式中，TRANSFERC表示某地劳动力流动水平，选取某城市迁入人口与城市常住人口比值表示；GDPR表示地区间经济发展水平比值，选取某城市人均GDP与全国人均GDP的比值表示；WR表示地区间工资水平比值，选取某城市人均工资水平与全国人均工资水平比值表示。CR表示地区间基本消费水平比值，选取某城市基本消费水平与全国基本消费水平比值表示。HR表示地区间居住消费水平比值，选取某城市人均居住消费支出与全国人均居住消费支出比值表示；γi（i=1，2，3，4）为待估计系数，γ0表示截距，μ为误差项。
其中，模型1中所采用的基础数据主要来源于《中国统计年鉴1995-2011》、《中国人口年鉴1995-2011》和《2011年我国农民工调查监测报告》，部分2011年的数据来源于国泰安数据库。在模型2中，本文选择京津冀地区的北京市为研究对象，以全国平均水平为参照标准，测算农村劳动力流动的二次决策。相关数据来自于历年《北京统计年鉴》和《中国统计年鉴》。两模型中各变量的描述性统计如表1所示。
（二）回归结果分析
本文数据处理均用EViews6.0软件。为避免时间序列变量的不平稳性而产生伪回归，本文采用ADF检验法对模型1和模型2中的各变量做单位根检验。结果显示，模型1和模型2中各变量在5%的显著性水平下都是非平稳的，而其一阶差分后各变量在5%的显著性水平下均是平稳的，即时间序列在5%显著性水平下均为一阶单整过程，因而可进一步对其进行协整分析。首先基于VAR模型得到模型1和模型2的各变量序列最优滞后阶数均为2，从而确定模型1和模型2协整检验的滞后阶数均为1。Johansen协整检验结果的检验和最大特征值检验都表明在5%的显著性水平下存在一个协整关系。同时，考虑到变量之间可能存在内生性问题，在回归模型的设定时需用“动态面板”技术，以有效克服变量之间的内生性问题。因此，本文TRANSFER（-1）也纳入了估计方程，以便考察劳动力转移前后两期的变动趋势。对上述存在协整关系的变量（模型1和模型2）的回归分析结果如表2所示。
从表2回归结果可以看出，在模型1中，城乡工资性收入差距IG、城乡非工资性收入差距NG和心理成本差距PG均通过了1%显著性水平检验，对被解释变量的解释能力较强，城乡生活成本差距CG通过了5%显著性水平检验，上一期流动率TRANSFER（一1）通过了10%显著性水平检验。分析表明，农村劳动力转移具有惯性，往往会受到往年劳动力流动率的影响；城乡工资性收入差距和城乡非工资性差距仍是引致农村劳动力进行乡城迁移的主要驱动力；而城乡生活成本差距和心理成本差距的存在则阻滞了劳动力流动，甚至是导致劳动力选择城乡回流的主要原因。对上述变量综合测算得出劳动力流动的预期净经济收益，当预期净经济收益为正值时，乡城迁移向度的劳动力流动就会发生。模型2中，上一期流动率TRANSFER（-1）、经济发展水平比值GDPR和工资收入水平比值WR均通过了1%显著性水平检验，对被解释变量的解释能力较强，基本消费水平比值CR和居住消费水平比值HR通过了5%显著性水平检验。由此可知，农村劳动力流入北京地区也具有惯性。北京地区在经济发展水平、工资水平方面的比较优势成为吸引劳动力流入的主要因素，而较之于其他地区较高的基本消费水平和居住消费水平则成为导致劳动力流出的主要原因，上述因素同时作用于劳动力在流入城市的生活能力，进而导致多向度劳动力流动的出现。实证结果基本验证了本文的理论推演结果。
四、研究结论及政策启示
综上，本文得出以下结论：
（一）农村劳动力流动在时间维度上可分为一次决策阶段和二次决策阶段，且不同阶段的比较对象和判断依据都是不同的
预期净经济收益和城市生活能力是分析在制度约束下劳动力流向多元化的微观理性的重要角度。据此分别构建了乡城迁移一城乡回流模型和折回式回流模型。
（二）预期净经济收益是农村劳动力决定是否进行乡城迁移（乡城迁移一城乡回流模型）的关键变量
可细分为城乡收入差距、城乡生活成本差距、非工资性收益差额和心理成本差额四个因素。其中，城乡工资性收入差距和城乡非工资性收益差距的存在和扩大趋势成为吸引劳动力流动的主要因素，而城乡生活成本差距和心理成本差额的存在和扩大趋势则会阻滞劳动力流动，甚至是导致劳动力城乡回流的主要原因。只有当预期净经济收益为正值时，乡城迁移向度的劳动力流动才会发生。
（三）城市生活能力是劳动力流动二次决策（折回式回流模型）的关键变量
