家庭消费支出范文

家庭消费支出范文（精选10篇）

家庭消费支出 第1篇

目前, 解决消费问题主要是要解决农村居民的消费问题。我国城乡差距扩大的不均衡发展的趋势仍未扭转, 农村居民的消费水平仍然较低。农村居民消费需求增加, 对于推动经济增长, 加快产业结构优化, 消除城乡二元结构等意义重大。即使目前的现状不是很乐观, 但改革开放以来, 农村居民收入、消费和生活水平不断提高, 综合素质有较大提升, 为我国的“三化”打下了坚实基础, 作出了巨大贡献。重庆市直辖后, 积极响应国家提出的“三农”政策, 如火如荼的社会主义新农村建设正在进行中, 随着这一工作的推进, 农村居民的明天将会更加美好。因此, 简单、准确的模拟出农村居民消费支出对国家政府制定方针政策有着积极的意义。

国内外关于经济变量预测及趋势的研究可以分为以下几类:1) 灰色预测系统进行鉴别系统因素之间的关联分析, 然后建立相应的微分方程模型, 从而预测事物未来发展趋势的状况;2) 线性回归分析是通过确定两种或两种以上变数间相互依赖的定量关系进行预测;3) BP神经网络能学习和存贮大量的输入-输出模式映射关系, 通过反向传播来不断调整网络的权值和阈值, 使网络的误差平方和最小;4) 自回归移动平均 (ARMA) 是研究时间序列的重要方法, 将预测指标随时间推移而形成的数据序列看作是可以延续的一个随机序列;5) 马尔科夫过程中时间和状态都是离散的, 运用条件概率创建预测序列。

由于预测变量受到相当多的因素影响, 预测方法应运用多种模型相结合, 取多模型精华, 而以上提到的几种方法都带有主观性和局限性。本文运用非线性回归与自回归移动平均 (ARMA) 相结合的方法, 创新性的对随机干扰项进行处理, 综合预测出重庆市农村居民家庭人均消费支出的趋势。

1 ARMA预测方法

ARMA模型是研究时间序列的重要方法。自回归模型 (简称AR模型) 和滑动平均模型 (简称MA模型) 的组合, 便构成了用于描述平稳随机过程的自回归滑动平均模型ARMA。在市场研究中常用于长期追踪资料的研究以及市场规模的预测等。将预测指标随时间推移而形成的数据序列看作是一个随机序列, 这组随机变量所具有的依存关系体现着原始数据在时间上的延续性。

ARMA模型建立步骤:1) 序列的预处理, 判断已给出的序列是否平稳, 若不平稳, 对其进行差分处理使其平稳;2) 根据已得出观察值序列的ADF检验结果的t统计量值;3) 计算出ADF的t统计量值, 并结合AIC准则和SC准则来选取模型中p和q的值;4) 估计ARMA模型的未知参数。

2 非线性回归分析与自回归移动平均预测模型

假设对象的被解释变量 (样本观察值) 为Yi (i=1, 2, ……, n) , 解释变量是Xj (j=1, 2, 3, ……) , 随机干扰项μ。其中, n为已知样本的年份期限。

2.1 化非线性为线性回归的模型

由样本散点图选取适当的方法, 化解释变量的非线性问题为线性问题。目前较为常用的转换模型有如下几种:

直接置换法:1) 倒数模型:多项式模型:

函数变换法:1) 幂函数模型及指数函数模型:Q=AKαLβeμ, 两边取对数, Y=ln Q, X1=ln K, X2=ln L。

2.2 线性回归模拟

假设原样本非线性回归经过2.1中转化方法S后, 新变量为解释变量X'、被解释变量Y'和随机干扰项μ'。函数映射S:Y→Y', X→X', μ→μ', 线性回归形式如下:

2.3 ARMA模型下的随机干扰项

假设μt'是平稳时间序列, 是以回归分析的准确性为依据, 则{μt'}是一个ARMA (p, q) 过程, 其一般表达式为:

2.4 综合预测模型

基于上述的思考可知, 综合模型须运用倒推法。结合2.3和2.2中的方法, 得到关于线性回归表达式如下:

利用反函数, 结合上式与2.4式得综合预测模型如下:

2.5 综合预测模型评价

对模型结果进行评价, 可以避免预测方法应用不当或错误的解释了预测结果这一现象。所选择的预测误差的指标要满足以下条件:反映预测的精确度, 衡量预测模型的无偏性。因此, 本文选用平均误差 (MAD) 和平均预测误差 (MFE) 。

平均误差是评价精确度、计算预测误差的重要指标, 用来检验预测与历史数据的吻合情况, 也是判断预测模型能否继续使用的重要标准之一。平均误差用公式表示:

平均预测误差是预测误差的和的平均值。在预测模型无偏的情况下, 平均预测误差公式的分子预测误差滚动和应该接近于零。平均预测误差表达式:

令非线性回归模型计算出的结果为Yt", 已知运用综合模型得出的理论值为Yt′, 样本观察值为Yt。比较两种预测模型的误差, 得出哪种模型较为优越。

3 算例分析

以重庆市1985年到2012年的农村居民家庭人均消费支出的资料为依据, 由重庆市统计年鉴的数据。绘制出农村居民家庭人均消费支出Y与年份X的散点图, 如图1可以看出随着年份的增加, 消费支出呈指数增长, 软件模拟出的指数公式为Y=6.1×10-83e0.0983Xt, 随机干扰项μt=Y軒tYt=Y軒t-6.1×10-83e0.0983X, 被解释变量呈现出明显的非线性回归趋势。

3.1 化非线性为线性回归

3.2 ARMA下的随机干扰项预测

已知线性回归中的随机干扰项μt′是平稳的, 无需进行ADF检验就可以建立ARMA模型。样本μt′的自相关与偏自相关函数的检验如图2所示:自相关系数在k=1处显著不为0, 当k=2时, 在2倍标准差的置信带边缘;偏自相关系数在k=1后很快趋于0即1阶截尾。因此建立ARMA (2, 1) 模型, 并求出μ′的结果。

3.3 综合预测

将3.2中μ′的结果带入公式Yt′=189.3063+0.0983Xt′+μt′, 根据反函数性质可知, 对数函数的反函数为指数函数

3.4 模型评估

运用预测误差指标反映模型的好坏, 计算非线性回归模型和综合预测模型MAD和MFE, 评价结果显示本文中构造的综合预测模型为优。数据如下表1所示:

4 结论与建议

本文针对重庆市1985年到2012年的农村居民家庭人均消费支出的资料为依据, 构建了基于回归分析和ARMA模型的综合预测模型。通过对两种模型的误差对比分析, 为现有的预测模型提供了一种有效的方法, 有利于相关部门制定政策, 同时提供科学有效的依据, 具有一定的推动作用。

摘要：以重庆市1985年到2012年的农村居民家庭人均消费支出的资料为依据, 利用回归分析中的非线性回归模型得到初步预测值, 其中的随机干扰项部分结合自回归移动平均 (ARMA) 进行预测。随机干扰项作为系统外影响因素的综合代表, 对它的进一步诠释可以保证模拟值更贴近实际。本文得出的结果表明该方法是合理有效的, 对政府公布政策研究具有一定推动作用。

关键词：非线性回归,随机干扰,ARMA,最小二乘法

参考文献

[1]王悦.基于ARMA模型的上海经济增长预测与趋势分析[J].区域经济, 2012, 9 (7) :108-114.

[2]李子奈, 潘文卿.计量经济学[M].北京:高等教育出版社, 2008.

[3]赵菲, 王一名, 孙小娟.基于ARMA模型的我国进出口额的时间序列研究[J].东方企业文化·公司与产业, 2012, 4 (4) :28-29.

[4]陈荣秋, 马士华.生产运作管理.3版[M].北京:机械工业出版社, 2009.

[5]李亚娟.农村居民消费不均衡的表现、原因与财政政策[J].商业时代, 2013, 9 (5) :23-24.

[6]陈琦, 赵敏娟.收入分配视角下的农村居民消费研究[J].软科学, 2012, 12 (12) :26-31.

[7]王燕.应用时间序列分析.2版[M].北京:中国人民大学出版社, 2010.

[8]耿晔强.消费环境对我国农村居民消费影响的实证分析[J].统计研究, 2012, 11 (11) :36-41.

家庭消费支出 第2篇

目前，随着经济改革的不断深人，居民的生活水平改善的同时，结构也在逐步级。如何有针对性增强经济发展，这就需要我们分析每个城市的经济发展水平，有的放矢地制定经济发展计划。

二、实证分析

数据来源及处理：

根据数据的可获得性、权威性和统一统计口径原则，本文从国家统计局中得到关于全国各地区31个省市自治区城镇生活费支出的相关数据。主要包括居民家庭平均每人食品、衣着、居住、家庭设备及用品、医疗保健、交通通信、文教娱乐以及其他消费支出共分为八大类，这些指标分别记为X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7、X8。

(一)因子分析

1.模型检测

一般，满足线性相关性的变量才可以做因子分析。由上图可知，这八个指标间相似性的相关系数矩阵中绝大多数系数值都较高，说明原始数据适合做因子分析。

由KMO抽样适度测度值可知：kaiser-MSA=0.77294558，大于0.5，一般认为此值越大，做因子分析的效果越好。

其次，我们依据据旋转前的先验共同度估计结果λ>1，且累积方差贡献率大于或等于85%的变量作为公因子的要求，所以特征根λ1λ2λ3符合要求，三者累积方差贡献率达到90.80%，大于85%，说明前三个公因子可以解释原始变量的大部分信息量，因此提取前三个公因子是比较科学的。

从最初公因子载荷来看，八个变量在第一个公因子F1上的载荷都很高，这些变量同第一个公因子高度相关。但是，一般情况下，我们对所提取的公因子之间的相关性较低，或者不具有相关性。我们将采用方差最大化来进行对因子进行旋转增强公因子解释性。

由旋转后得到的因子负荷矩阵可知，食品、家庭、其他商品和服务这六项指标在第一个公因子F1上的载荷很高，说明第一个公因子主要体现居民生活的必要需求，同时也存在享受型的生活支出，如接受娱乐服务。因此，我们把第一个公因子定为日常生活因子。其次，衣着、交通与通信等指标在第二个公因子上的载荷很高，表明反映了外在生活因子。第三个公因子可以被定义为居住因子。

2.提取因子

为了比较分析各地区消费差异，我们需进一步计算各地区城镇居民消费支出状况的综合得分情况。我们需要先得到三个公因子计算公式，然后在以每个公共因子的贡献率作为权值，进而计算综合因子得分值。于是可以得到：

公共因子的计算公式为：

F1=0.93390*X1+0.22475*X2+0.63973*X3+0.85063*X4+0.10249*X5+0.91364*X6+0.84928*X7+0.84313*X8

F2=0.07529*X1+0.20548*X2+0.71759*X3+018865*X4+0.81880*X5+0.24581*X6+0.33126*X7+0.18732*X8

F3==0.00141*X1+0.093796*X2-0.01870*X3+0.30345*X4+0.51308*X5+0.12583*X6+0.24042*X7+0.38424*X8

將这三个公因子以各自的方差贡献率占累积方差贡献率的比重为权重来加权计算综合得分

F=4.3328965*F1+1.4740923*F2+1.4567295*F3

3.综合得分比较

由上图分析可知：对第一公因子日常生活因子来讲，东部地区发达的得分普遍较高，东北和中部地区得分一般，而偏远边界地区较低;第二个公因子外在生活因子得分：北方地区普遍偏高，南方地区相对较低，这可能与天气相关，一般来说，较冷的地区用于衣着比例较高，而天气更温和的南方地区反而交通与通讯的支出占消费支出总额的比重较高，这可能与发达的南方交通设施有关。从公因子居住因子F3得分来看，北京山西上海得分较高，原因可归纳为发达地区经济发展吸引了更多的人，所以相对来说住房需求较大，房价普遍较高。

最后分析31个地区的综合得分：其中上海得分最高为14.1972，上海为11.0372，;而贵州为-4.3822，青藏为-4.1430，黑龙江为-3.9581;可以看出北上广津超一线发达地区得分普遍较高，这与他们的经济发展密不可分，其次沿海二线城市欠发达地区得分一般，最后相对落后地区综合得分则较低。

(二)聚类分析

为了进一步验证结果;我们将采用聚类分析将八个指标重新聚类成三部分如下图所示，可以看出第一类包含5个指标解释方差4.4360173，第二类指标包含两个指标，解释了1.65552的.方差，最后一类只有一个指标包含了1的方差。总共解释了7.015692的方差，占总体方差的87.70%。

由上图标准化的回归系数阵，我们可知

C1=0.21026*X1+0.21091*X4+0.21993*X6+0.21681*X7+0.21278*X8

C2=0.54956*X2+0.54956*X5

C3=X3

分析可知：第一类包含了食品，家庭设备及用品，文教娱乐，医疗保健和其他消费，我们可以归类为日常生活因子;第二类外在因子包含了衣服和交通;最后一类也可以归纳为居住因子。

最后我们通过聚类分析的树状图可知，北上广江津发达地区可以聚为一类，因为这些城市居民的收入较高，因此有较强的消费能力。而吉林西藏青海可以聚为一类，这是因为落后的中西部地区，消费能力较弱;其他的聚为另一类。这与我们上述因子分析的结果基本一致。当前我国国民经济运行的主要问题之一是需求不足，消费需求是整个总需求的一个重要方面。

上述分析表明，我国的消费需求呈现出极大的地区不平衡性。而这种三梯度的地区性消费不均现象是与经济发展相关的。因此，我们需大力改善的第三梯度经济，扶持第二梯度地区经济，才能从根本上解决我国消费需求不均衡现象。

三、统计结果分析

通过因子分析和聚类分析可知：我国经济依地区划分主要分为三个梯度，居民消费支出的规模主要受地区经济发展水平影响。首先第一梯度经济发达地区要继续保持领头羊的作用，帮助他们摆脱经济发展怪圈，政府有重点地引导具有地方特色第二梯度地区要持续健康发展的同时，我们要大力增加科技引进，不断为经济发展注入新鲜血液。同时，政府需要大力挖掘文化休闲娱乐等建设。对于第三梯度经济欠发达地区，我们要从根本上解决需求不足，发展落后的问题，可以从减少消费税收的形式刺激一般消费需求，以此进一步提高经济落后地区城镇居民的消费水平。同时政府需要加大交通设施建设改善交通不便现象。

总之，国家实现“刺激消费，扩大内需，刺激经济增长”的目的，需要有的放矢地根据地区发展有针对性的提出发展策略。

参考文献：

[1]孙彩虹.我国城镇居民消费结构变动的因子分析[J].重庆工商大学学报(西部论坛)，(1).

[2]余明江，季丽，胡云霞.我国城镇居民消费结构的因子分析[J].安徽工业大学学报，(25).

[3]国家统计局.中国统计年鉴[M].北京：中国统计出版社，.

房价波动、收入水平与消费支出 第3篇

房价波动对城镇居民消费的影响引起广泛关注。选取重庆市不同收入水平城镇居民的收入、消费面板数据，以及从重庆“一圈两翼”划分的区域消费差异进行比较，考察了房价波动对收入和消费的影响。引入反映宏观经济水平的人均GDP年度指数和储蓄额年度增长率作为控制变量，利用股票筹资额构造房屋销售价格的工具变量做实证研究。结果表明：房价波动下重庆市城镇居民人均可支配收入与消费支出间存在必然的因果关系，不同收入水平的城镇居民存在明显的消费差异。房价上涨对所有收入水平城镇居民的消费均有挤出效应，房屋财富效应则不明显，当期可支配收入是决定城镇居民房地产消费的最重要因素。提高居民收入水平、调整收入分配结构、加大民生工程投资，是增加消费支出的有效途径。

关键词：房价波动；收入水平；消费支出；面板数据

中图分类号：F29331 文献标志码：A 文章编号：10085831（2014）01005005

房地产兼具消费和投资双重属性，是城镇居民最重要的财富，房地产价格的波动必然会影响财富价值量的变化，对居民的消费行为产生重大影响。在当前房价上涨过快的背景下，提高全民消费水平的同时处理好地区房地产消费与经济发展的关系十分重要。

在此背景下，在实现促进全民消费增长目标的同时需认清房价波动对不同收入水平城镇居民的消费有着怎样的影响，消费与收入是否存在必然的因果关系，不同收入阶层间是否存在差异，如果存在具体差异又体现在哪。谋求上述问题的答案将为有效施行房地产业调控，确保房地产业的健康可持续发展提供依据和理论支持。基于此目的，本文以重庆市为例，研究房价波动下不同收入水平城镇居民的消费状况。

一、房价波动对居民消费影响的传导

理论上，房价波动影响居民消费显著反映在以下几方面：（1）消费与收入是相互影响的，存在内生性的问题。根据凯恩斯的消费函数理论，当前消费由当期可支配收入决定，总消费的数量主要取决于总收入的数量，收入是影响居民消费的最直接、最重要的因素；（2）财富与消费同为居民效用函数的构成部分，房产价格将会影响居民的非住房消费支出；（3）心理预期通过影响居民消费行为，从而影响房地产价格；（4）考虑金融市场的前提下，房价波动导致的居民财富净值变动，形成预防性储蓄成为居民应对不确定性消费规划的主要因素之一。

具体来讲，受消费预算约束，当房价过度上涨，首次购房的消费者为平衡消费效用会暂缓购房，改为租房，此时替代效应显著。租房后也会因房价上涨引发租金提高，住房成本上升，仍会影响消费。如果消费预算变化，则会因预期未来购房的首付款和各期还款额的增加，导致居民当期购房储蓄增加，消费能力下降。财富效应的产生是以家庭拥有住房为单位，家庭拥有住房数量的差异会影响到居民家庭消费。因而，房价上涨会让居民实际拥有的财富增加，但反映到消费上则因各家庭拥有住房数量的差异而迥然不同。只有唯一住房的家庭，虽然房价上涨让家庭财富增加，但住房是家庭自身稳定居住的保障，一般不会将其抵押变现，房产的增值也无从体现，反而会挤兑家庭即期的其他消费。拥有多套住房的家庭，则可能将多余房产抵押融资变现，结果会直接让房产增值实现，促使居民调高消费预期，增加即期消费，使财富效应充分体现[1]。

总之，房地产价格波动对消费的影响具有不确定性，消费可能增加也可能下降。但中国拥有多套住房的家庭属于高收入阶层，所占比重小，因此总体上房价上涨带来的财富效应非常有限。对绝大多数中、低收入居民来说，如果消费预算下降，为满足住房消费，将减少对其他商品的消费，形成显著的挤出效应[2]。本文在此理论前提下进行实证研究。

二、实证研究

（一）数据选择与模型建立

近年来，重庆市经济快速发展，2011年全市GDP超过万亿元，增速达到16.4%。城乡收入比由3.33∶1缩小到3.15∶1，“一圈两翼”间的人均GDP差距也由2.2∶1降低到2.17∶1，基尼系数由0.438下降到0.421，城乡差距缩小，居民幸福指数跃居全国第四[3]。与此同时，重庆市房地产业也得到快速发展，对经济发展起着重要作用。但是随着近年重庆房价的快速上涨，远高于普通居民的承受能力，已经对其生活产生了严重的不利影响。

2007年，为贯彻落实中央“314”总体部署，实现“把重庆加快建成西部地区的重要增长极、长江上游地区的经济中心、城乡统筹发展的直辖市，在西部地区率先实现全面建设小康社会”的目标[4]，重庆与成都成为全国统筹城乡综合配套改革试验区。2009年，国务院发布《国务院关于推进重庆市统筹城乡改革和发展的若干意见》，更是将重庆市城乡统筹发展提升到了国家战略的高度。但是，重庆属于典型的城乡二元经济，虽然近几年重庆政府采取了包括提高居民工资、农村户籍改革等措施来实现城乡统筹的目标，但区域经济发展不平衡，始终是重庆的切肤之痛。而房地产作为特殊商品其消费与地区经济、居民收入、户籍制度、土地权属密切相关，城乡居民间在房产消费上仍不具可比性。其次，重庆统计年鉴将城镇居民按收入划分为七个等级。其中，实际上占人数比列20%的最低收入和低收入居民无购房能力，故本文只将余下的中等偏下、中等、中等偏上、高收入和最高收入五类纳入研究。此外，区域性是房地产的显著特征，而重庆各区县经济发展因“一圈两翼”地域不同而差异显著，这些差异客观上必将反映在房地产市场上。因此，本文从重庆城镇不同收入等级居民的视角研究房价波动、收入水平与消费支出之间的关系。数据样本区间为1997-2010年，均为历年《重庆统计年鉴》的年度数据。以1997年为基期，主要是因为重庆在1997年正式独立成为直辖市，相关数据随之完善。

建模上，研究资产价格波动的财富效应一般以消费函数为基础框架。Modigliani、Brumberg、Ando研究发现：居民消费时往往受到即期收入水平、收入心理预期、自身拥有资产量的约束[5]。Duesenberry通过研究不同收入群体样本，提出了“示范性”假说消费函数，认为消费者的消费行为不仅与自身因素有关，也常会受周围人消费水平的影响，尤其低收入者会向高收入者看齐，引致较高的消费倾向[6-7]。同时借鉴向为民的理论模型构造[8]以及前述理论假设分析，建立了以下模型。endprint

摘要：

房价波动对城镇居民消费的影响引起广泛关注。选取重庆市不同收入水平城镇居民的收入、消费面板数据，以及从重庆“一圈两翼”划分的区域消费差异进行比较，考察了房价波动对收入和消费的影响。引入反映宏观经济水平的人均GDP年度指数和储蓄额年度增长率作为控制变量，利用股票筹资额构造房屋销售价格的工具变量做实证研究。结果表明：房价波动下重庆市城镇居民人均可支配收入与消费支出间存在必然的因果关系，不同收入水平的城镇居民存在明显的消费差异。房价上涨对所有收入水平城镇居民的消费均有挤出效应，房屋财富效应则不明显，当期可支配收入是决定城镇居民房地产消费的最重要因素。提高居民收入水平、调整收入分配结构、加大民生工程投资，是增加消费支出的有效途径。

关键词：房价波动；收入水平；消费支出；面板数据

中图分类号：F29331 文献标志码：A 文章编号：10085831（2014）01005005

房地产兼具消费和投资双重属性，是城镇居民最重要的财富，房地产价格的波动必然会影响财富价值量的变化，对居民的消费行为产生重大影响。在当前房价上涨过快的背景下，提高全民消费水平的同时处理好地区房地产消费与经济发展的关系十分重要。

在此背景下，在实现促进全民消费增长目标的同时需认清房价波动对不同收入水平城镇居民的消费有着怎样的影响，消费与收入是否存在必然的因果关系，不同收入阶层间是否存在差异，如果存在具体差异又体现在哪。谋求上述问题的答案将为有效施行房地产业调控，确保房地产业的健康可持续发展提供依据和理论支持。基于此目的，本文以重庆市为例，研究房价波动下不同收入水平城镇居民的消费状况。

一、房价波动对居民消费影响的传导

理论上，房价波动影响居民消费显著反映在以下几方面：（1）消费与收入是相互影响的，存在内生性的问题。根据凯恩斯的消费函数理论，当前消费由当期可支配收入决定，总消费的数量主要取决于总收入的数量，收入是影响居民消费的最直接、最重要的因素；（2）财富与消费同为居民效用函数的构成部分，房产价格将会影响居民的非住房消费支出；（3）心理预期通过影响居民消费行为，从而影响房地产价格；（4）考虑金融市场的前提下，房价波动导致的居民财富净值变动，形成预防性储蓄成为居民应对不确定性消费规划的主要因素之一。

具体来讲，受消费预算约束，当房价过度上涨，首次购房的消费者为平衡消费效用会暂缓购房，改为租房，此时替代效应显著。租房后也会因房价上涨引发租金提高，住房成本上升，仍会影响消费。如果消费预算变化，则会因预期未来购房的首付款和各期还款额的增加，导致居民当期购房储蓄增加，消费能力下降。财富效应的产生是以家庭拥有住房为单位，家庭拥有住房数量的差异会影响到居民家庭消费。因而，房价上涨会让居民实际拥有的财富增加，但反映到消费上则因各家庭拥有住房数量的差异而迥然不同。只有唯一住房的家庭，虽然房价上涨让家庭财富增加，但住房是家庭自身稳定居住的保障，一般不会将其抵押变现，房产的增值也无从体现，反而会挤兑家庭即期的其他消费。拥有多套住房的家庭，则可能将多余房产抵押融资变现，结果会直接让房产增值实现，促使居民调高消费预期，增加即期消费，使财富效应充分体现[1]。

总之，房地产价格波动对消费的影响具有不确定性，消费可能增加也可能下降。但中国拥有多套住房的家庭属于高收入阶层，所占比重小，因此总体上房价上涨带来的财富效应非常有限。对绝大多数中、低收入居民来说，如果消费预算下降，为满足住房消费，将减少对其他商品的消费，形成显著的挤出效应[2]。本文在此理论前提下进行实证研究。

二、实证研究

（一）数据选择与模型建立

近年来，重庆市经济快速发展，2011年全市GDP超过万亿元，增速达到16.4%。城乡收入比由3.33∶1缩小到3.15∶1，“一圈两翼”间的人均GDP差距也由2.2∶1降低到2.17∶1，基尼系数由0.438下降到0.421，城乡差距缩小，居民幸福指数跃居全国第四[3]。与此同时，重庆市房地产业也得到快速发展，对经济发展起着重要作用。但是随着近年重庆房价的快速上涨，远高于普通居民的承受能力，已经对其生活产生了严重的不利影响。

2007年，为贯彻落实中央“314”总体部署，实现“把重庆加快建成西部地区的重要增长极、长江上游地区的经济中心、城乡统筹发展的直辖市，在西部地区率先实现全面建设小康社会”的目标[4]，重庆与成都成为全国统筹城乡综合配套改革试验区。2009年，国务院发布《国务院关于推进重庆市统筹城乡改革和发展的若干意见》，更是将重庆市城乡统筹发展提升到了国家战略的高度。但是，重庆属于典型的城乡二元经济，虽然近几年重庆政府采取了包括提高居民工资、农村户籍改革等措施来实现城乡统筹的目标，但区域经济发展不平衡，始终是重庆的切肤之痛。而房地产作为特殊商品其消费与地区经济、居民收入、户籍制度、土地权属密切相关，城乡居民间在房产消费上仍不具可比性。其次，重庆统计年鉴将城镇居民按收入划分为七个等级。其中，实际上占人数比列20%的最低收入和低收入居民无购房能力，故本文只将余下的中等偏下、中等、中等偏上、高收入和最高收入五类纳入研究。此外，区域性是房地产的显著特征，而重庆各区县经济发展因“一圈两翼”地域不同而差异显著，这些差异客观上必将反映在房地产市场上。因此，本文从重庆城镇不同收入等级居民的视角研究房价波动、收入水平与消费支出之间的关系。数据样本区间为1997-2010年，均为历年《重庆统计年鉴》的年度数据。以1997年为基期，主要是因为重庆在1997年正式独立成为直辖市，相关数据随之完善。

建模上，研究资产价格波动的财富效应一般以消费函数为基础框架。Modigliani、Brumberg、Ando研究发现：居民消费时往往受到即期收入水平、收入心理预期、自身拥有资产量的约束[5]。Duesenberry通过研究不同收入群体样本，提出了“示范性”假说消费函数，认为消费者的消费行为不仅与自身因素有关，也常会受周围人消费水平的影响，尤其低收入者会向高收入者看齐，引致较高的消费倾向[6-7]。同时借鉴向为民的理论模型构造[8]以及前述理论假设分析，建立了以下模型。endprint

摘要：

房价波动对城镇居民消费的影响引起广泛关注。选取重庆市不同收入水平城镇居民的收入、消费面板数据，以及从重庆“一圈两翼”划分的区域消费差异进行比较，考察了房价波动对收入和消费的影响。引入反映宏观经济水平的人均GDP年度指数和储蓄额年度增长率作为控制变量，利用股票筹资额构造房屋销售价格的工具变量做实证研究。结果表明：房价波动下重庆市城镇居民人均可支配收入与消费支出间存在必然的因果关系，不同收入水平的城镇居民存在明显的消费差异。房价上涨对所有收入水平城镇居民的消费均有挤出效应，房屋财富效应则不明显，当期可支配收入是决定城镇居民房地产消费的最重要因素。提高居民收入水平、调整收入分配结构、加大民生工程投资，是增加消费支出的有效途径。

关键词：房价波动；收入水平；消费支出；面板数据

中图分类号：F29331 文献标志码：A 文章编号：10085831（2014）01005005

房地产兼具消费和投资双重属性，是城镇居民最重要的财富，房地产价格的波动必然会影响财富价值量的变化，对居民的消费行为产生重大影响。在当前房价上涨过快的背景下，提高全民消费水平的同时处理好地区房地产消费与经济发展的关系十分重要。

在此背景下，在实现促进全民消费增长目标的同时需认清房价波动对不同收入水平城镇居民的消费有着怎样的影响，消费与收入是否存在必然的因果关系，不同收入阶层间是否存在差异，如果存在具体差异又体现在哪。谋求上述问题的答案将为有效施行房地产业调控，确保房地产业的健康可持续发展提供依据和理论支持。基于此目的，本文以重庆市为例，研究房价波动下不同收入水平城镇居民的消费状况。

一、房价波动对居民消费影响的传导

理论上，房价波动影响居民消费显著反映在以下几方面：（1）消费与收入是相互影响的，存在内生性的问题。根据凯恩斯的消费函数理论，当前消费由当期可支配收入决定，总消费的数量主要取决于总收入的数量，收入是影响居民消费的最直接、最重要的因素；（2）财富与消费同为居民效用函数的构成部分，房产价格将会影响居民的非住房消费支出；（3）心理预期通过影响居民消费行为，从而影响房地产价格；（4）考虑金融市场的前提下，房价波动导致的居民财富净值变动，形成预防性储蓄成为居民应对不确定性消费规划的主要因素之一。

具体来讲，受消费预算约束，当房价过度上涨，首次购房的消费者为平衡消费效用会暂缓购房，改为租房，此时替代效应显著。租房后也会因房价上涨引发租金提高，住房成本上升，仍会影响消费。如果消费预算变化，则会因预期未来购房的首付款和各期还款额的增加，导致居民当期购房储蓄增加，消费能力下降。财富效应的产生是以家庭拥有住房为单位，家庭拥有住房数量的差异会影响到居民家庭消费。因而，房价上涨会让居民实际拥有的财富增加，但反映到消费上则因各家庭拥有住房数量的差异而迥然不同。只有唯一住房的家庭，虽然房价上涨让家庭财富增加，但住房是家庭自身稳定居住的保障，一般不会将其抵押变现，房产的增值也无从体现，反而会挤兑家庭即期的其他消费。拥有多套住房的家庭，则可能将多余房产抵押融资变现，结果会直接让房产增值实现，促使居民调高消费预期，增加即期消费，使财富效应充分体现[1]。

总之，房地产价格波动对消费的影响具有不确定性，消费可能增加也可能下降。但中国拥有多套住房的家庭属于高收入阶层，所占比重小，因此总体上房价上涨带来的财富效应非常有限。对绝大多数中、低收入居民来说，如果消费预算下降，为满足住房消费，将减少对其他商品的消费，形成显著的挤出效应[2]。本文在此理论前提下进行实证研究。

二、实证研究

（一）数据选择与模型建立

近年来，重庆市经济快速发展，2011年全市GDP超过万亿元，增速达到16.4%。城乡收入比由3.33∶1缩小到3.15∶1，“一圈两翼”间的人均GDP差距也由2.2∶1降低到2.17∶1，基尼系数由0.438下降到0.421，城乡差距缩小，居民幸福指数跃居全国第四[3]。与此同时，重庆市房地产业也得到快速发展，对经济发展起着重要作用。但是随着近年重庆房价的快速上涨，远高于普通居民的承受能力，已经对其生活产生了严重的不利影响。

2007年，为贯彻落实中央“314”总体部署，实现“把重庆加快建成西部地区的重要增长极、长江上游地区的经济中心、城乡统筹发展的直辖市，在西部地区率先实现全面建设小康社会”的目标[4]，重庆与成都成为全国统筹城乡综合配套改革试验区。2009年，国务院发布《国务院关于推进重庆市统筹城乡改革和发展的若干意见》，更是将重庆市城乡统筹发展提升到了国家战略的高度。但是，重庆属于典型的城乡二元经济，虽然近几年重庆政府采取了包括提高居民工资、农村户籍改革等措施来实现城乡统筹的目标，但区域经济发展不平衡，始终是重庆的切肤之痛。而房地产作为特殊商品其消费与地区经济、居民收入、户籍制度、土地权属密切相关，城乡居民间在房产消费上仍不具可比性。其次，重庆统计年鉴将城镇居民按收入划分为七个等级。其中，实际上占人数比列20%的最低收入和低收入居民无购房能力，故本文只将余下的中等偏下、中等、中等偏上、高收入和最高收入五类纳入研究。此外，区域性是房地产的显著特征，而重庆各区县经济发展因“一圈两翼”地域不同而差异显著，这些差异客观上必将反映在房地产市场上。因此，本文从重庆城镇不同收入等级居民的视角研究房价波动、收入水平与消费支出之间的关系。数据样本区间为1997-2010年，均为历年《重庆统计年鉴》的年度数据。以1997年为基期，主要是因为重庆在1997年正式独立成为直辖市，相关数据随之完善。

家庭消费支出 第4篇

一、珠海城镇居民家庭平均每人年消费性支出概况

由表1数据可知, 1993—2011年珠海城镇居民家庭平均每人年消费性支出稳步增长, 人民生活水平持续提高。

食品支出在消费总支出中占的比重 (即恩格尔系数, Engel’s Coefficient) 逐年降低, 说明珠海人民的生活越来越富裕。珠海的恩格尔系数从1993年的46%, 逐步降低至2011年37%, 其中2005年和2006年最低, 达33%, 最近几年基本保持稳定在35%～37%, 根据联合国的划分标准, 恩格尔系数40%～50%为小康;30%～40%属于相对富裕, 因此珠海属于相对富裕。

交通和通讯支出在消费总支出中占的比重逐年上升, 说明随着收入的不断提高, 居民家庭拥有的交通和通讯工具也不断增加。2011年末, 珠海城镇居民家庭平均每百户拥有汽车35辆、摩托车25辆、助力车12.5辆、固定电话78.5部、移动电话246部。交通和通讯支出在消费总支出中占的比重从1993年的4%, 逐步提高至2011年的18%, 其中2005年、2006年、2007年最高, 达25%, 最近几年基本保持稳定在18%～21%。

医疗保健支出在消费总支出中占的比重不断上升, 说明近年来公立医院改革后看病难看病贵的问题导致医疗费用不断上升。医疗保健支出在消费总支出中占的比重从1993年、1994年的2%, 逐步提高至2011年的6%, 其中2003年、2004年、2005年最高, 达8%, 2006年以来基本稳定5%～6%。

从居住支出在消费总支出中占的比重来看, 1993年是10%, 2011年是9%, 最近十年基本上在8%～12%之间波动, 说明居住支出的增长幅度与消费总支出的增长幅度基本同步, 波动不大。

其他消费类型如衣着、杂项商品与服务支出在消费总支出中占的比重与居住支出相似, 基本保持稳定, 波动不大。

二、回归分析

根据消费类型以食品 (X1) 、衣着 (X2) 、居住 (X3) 、家庭设备及服务 (X4) 、医疗保健 (X5) 、交通和通讯 (X6) 、教育文化娱乐服务 (X7) 、杂项商品与服务 (X8) 八项指标为自变量, 以消费性支出 (Y) 为因变量, 使用SPSS软件进行多重线性回归, 得出结果 (如表2所示) 。表2中, X2衣着以及X8杂项商品与服务的检验P值比较大, 系数不显著。

我们依次剔除掉显著性不好的X2衣着和X8杂项商品与服务后, 使用SPSS软件进行第二次多重线性回归分析, 得出结果 (如表3所示) 。表3中, 模型的检验P值小于0.05, 显著性很好。得到多重线性回归分析模型为:

通过以上多重线性回归分析, 可以看出珠海城镇居民家庭平均每人年消费性支出的构成情况, 其中食品、居住、家庭设备及服务、医疗保健、交通和通讯、教育文化娱乐服务对消费性支出有显著影响。尤其是家庭设备及服务、医疗保健、教育文化娱乐服务, 这也与珠海城镇居民家庭注重享受生活、医疗费用不断上升、教育压力大的现状相吻合。

三、主成分分析

主成分分析法是一种数学上对数据降维的方法, 它把给定的一组相关变量通过线性变换转成另一组数量更少, 并且能综合评价的几个新变量。这些新变量就是所谓的主成分。把主成分按照方差依次递减的顺序排列。在线性变换中保持变量的总方差不变, 使第一变量具有最大的方差, 称为第一主成分, 第二变量的方差次大, 并且和第一变量不相关, 称为第二主成分, 其他主成分以此类推。主成分分析法是希望选取用较少的主成分来概括大部分原始信息。实际应用中, 选取的主成分个数一般由累计方差贡献率大于等于85%确定。下面对珠海城镇居民家庭人均平均每人年消费性支出进行主成分分析。使用SPSS软件可计算出这八个变量之间的相关系数值都比较大, 很适合使用主成分分析。初始特征值一栏前3个特征值累积方差贡献率是89.342%, 根据累计贡献率大于85%的原则, 故选取前三个特征值。由成分矩阵可知前三个主成分在各个变量上的载荷, 从而可得:

由上述表达式可知, 在第一主成分中, 变量食品、衣着、家庭设备及服务、医疗保健、交通和通讯、教育文化娱乐服务的系数比较大, 可以看成是反映这六个变量的综合指标。在第二主成分和第三主成分中, 变量居住、杂项商品与服务的系数比较大, 可以看成是反映这两个变量的综合指标。

四、曲线拟合模型

(一) 食品对消费性支出的回归模拟

食品消费是消费性支出中最重要的部分, 恩格尔系数是国际公认的衡量生活水平高低的主要指标。为了更准确地了解食品支出与消费性支出的数量关系, 我们使用SPSS软件进行食品支出对消费性支出的曲线拟合, 结果 (如表4和图1所示) 。

从表4和图1看出, 二次函数和三次函数模拟效果较好, 以二次函数为例, 得出食品对消费性支出的拟合模型为:

(二) 教育文化娱乐服务对消费性支出的回归模拟

近年来, 随着人民生活的不断改善, 教育文化娱乐需求被迅速释放, 支出不断增加, 教育文化娱乐服务对消费性支出的比重也不断提高。为了更准确地了解教育文化娱乐服务支出与消费性支出的数量关系, 我们使用SPSS软件进行教育文化娱乐服务对消费性支出的曲线拟合, 结果 (如下页表5和图2所示) 。

表5和图2中, 对数函数模拟效果较好, 得出教育文化娱乐服务支出对消费性支出的拟合模型为:

五、结论

近年来, 珠海城镇居民家庭平均每人年消费持续稳步增长, 消费结构有待优化, 主要表现在吃、穿、用支出偏高, 达52%, 超过消费性支出的一半;居住质量不高, 消费落后;医疗保健、教育文化娱乐服务支出比重偏高等。珠海市政府应借鉴发达地区的成功经验, 采取积极有效措施, 增加居民收入, 改善消费环境, 优化消费结构, 进一步改善人民生活。

参考文献

[1]贾向丹.辽宁省城镇居民消费支出分析[J].中国商界:下半月, 2010, (5) .

[2]范陈玉, 李旭.山东农村居民消费结构发展趋向研究[J].商业研究, 2010, (2) .

2022全年全国居民人均消费支出 第5篇

它是一个国家整个经济活动成果的最终体现，也是反映人民物质和文化生活需要的满足程度 。

国民经济总体的消费率，是国民收入分配和再分配的结果 。它高低主要受国民收入的增长速度和积累率的高低的影响 。

人均消费支出公式

人均消费支出的计算办法就是把消费总额除以总共多少个人。比如说，张先生和朋友总共十个人去餐饮店聚餐，总共消费了800块钱菜金和酒水，我们把800块钱去除以十个人得到80块钱，也就是说张先生和他的朋友的人均消费是80块钱人民币。人均消费一般用于体现某个酒店的消费档次。

人均消费支出的计算公式是，人均消费支出等于消费支出总额除以平均人教。人均消费支出就是人均消费额，代表一个地方的消费水平。如某公司职工98人，全年消费支出额185万元，年人均消费支出为185万元÷98人=1.8877万元=18877.7元，平均每月人均消费支出18877.7元÷12=1573.14元。

人均消费水平(年)=居民个人消费总额/年均人口总数

消费率=消费基金/国民收入×100% 其中，消费基金包括居民消费和政府消费。

消费率是指一个国家或地区在一定时期内(通常为1年)用于居民个人消费和社会消费的总额占当年国民支出总额或国民收入使用额的比率。它反映了一个国家生产的产品用于最终消费的比重，是衡量国民经济中消费比重的重要指标。一般按现行价格计算。

家庭消费支出 第6篇

农村居民消费水平是指在一定的社会经济条件下, 农村居民在各种消费品和劳务上消费的数量和规模, 通常用人均消费支出额来衡量, 它不仅可以体现农村居民的消费质量, 更能反映一定区域, 一定时期内农村居民的生活水平。一般我们考察消费结构主要考虑食品 (1) , 衣着 (2) , 居住 (3) , 家庭设备用品服务 (4) , 交通通讯 (5) , 文教娱乐 (6) , 医疗保健 (7) 和杂项商品和服务 (8) 等8个要素, 各要素之间不是独立的。本文用多元统计方法中的聚类分析和因子分析两种方法, 选取乌鲁木齐市、昌吉州、伊犁州、塔城地区、阿勒泰地区、巴州、阿克苏地区、喀什地区、和田地区9个具有代表性区域的农村消费结构、消费水平的研究, 基本上反映出整个新疆地区的农村消费情况。

1 数据的选择及直观描述

本文对新疆9个具有代表性的地区 (北疆5个, 南疆4个) 的农村居民消费进行研究, 针对食品、衣着、居住、家庭设备用品和服务、交通通讯、文教娱乐、医疗保险及杂项商品和服务8要素, 依据1995年和2006年《新疆统计年鉴》相关数据做比较, 得出变化情况见下图:

由图1、图2我们发现, 纵向比, 2006年农村居民人均消费较1995年有了很大的提高。昌吉州、巴州相对变动较大, 超过200%;其次是乌鲁木齐和阿克苏, 我们发现阿克苏虽然人均消费水平不高, 但是飞快的增长速度必将引起该地区农村经济和农民水平的极大提高;而喀什、和田等地, 相对变动较小, 仅为63%。横向比, 北疆地区人均消费量的变动要明显高于南疆地区, 说明新疆南北疆的经济发展并不平衡, 而这与南疆恶劣的生态环境有很大的关系。

由数据我们可以看出虽然食品所占的比重由1995年的50%降低到2006年的40.7%, 但总体上看, 食品在消费结构中的比重仍是最高的, 交通通讯由1995年的2.95%升高到2006年的9.36%, 医疗保险由1995年的4.87%上升到2006年的8.61%。可以看出新疆各地区农民的消费支出中, 反应基本生存需要的食品、衣着支出所占比例有一定下降, 而体现发展与享受需求的交通通讯、医疗保险等有很大的提高, 这说明这些地区的农村居民在1995~2006年这12年间生活水平提高的同时, 生活质量也有很大的提高。

我们用多元统计方法中的聚类分析和因子分析对所选取的9个地区农村居民的消费水平和结构及相似情况进行进一步的研究。

2 聚类分析

聚类分析是依据事物的性质和特征的近似程度, 来对事物进行分类的方法, 它根据事物本质属性进行分类, 通过比较样本中各对象间或指标间的性质和特征, 将其相近的分在一类, 而差异较大的分在不同的类。聚类分析可以对样本进行聚类, 解决研究对象的分类问题, 也可以对观察指标聚类, 解决观察指标的分类问题。对样本聚类称为Q型聚类, 对指标聚类称为R型聚类。

我们分别对上述9个地区的居民消费水平进行聚类, 选择9个地区作为样本进行聚类, 对主要消费支出的8个要素作为观察指标进行指标聚类, 运用SPASS13.0统计软件, 得到结果如表1:

表1样本聚类表明, 北疆农村居民消费水平普遍比南疆高, 昌吉、塔城、巴州农村居民消费结构相似, 而伊犁州、阿勒泰、阿克苏、和田、喀什农村居民消费结构相似。

表2指标聚类表明, 无论消费类别怎样调整, 食品消费在1995年和2006年农村居民生活中仍占主导地位, 但同时, 家庭设备、交通、文教娱乐、医疗保险等支出上升为第2位。这反映出, 在经济快速发展的12年间, 新疆农村居民的消费结构正在不断的优化, 逐渐由衣食温饱型向物质发展型、精神享受型方向转化。

3 因子分析

因子分析是多元统计中的一个重要的方法。通过研究众多变量之间的依赖关系, 根据相关性大小把变量分组, 在尽可能不损失信息或者少损失信息的情况下, 将多个变量减少为少数的几个潜在的因子, 这几个因子就可以高度概括大量数据中的信息, 并解释这些变量之间的相互依存关系。

下面选取上述9地区农村居民消费支出的8个指标, 用SPASS13.0对其进行分析研究, 得到特征值, 方差贡献率, 方差累计贡献率, 见表3:

可以看出, 对1995年和2006年我们分别选取2个主成分, 由SPASS13.0软件我们得到因子载荷, 因子得分系数: (表4)

1995年第一主因子对食品、衣着、居住、家庭设备、医疗保险、文娱和其他服务的载荷比较大, 也就是说它反映了农村居民对食品、衣着、居住、家庭设备、医疗保险、文娱和其他服务的消费支出, 所占的信息总量为73.30%, 我们把它称为生活因子;第二主因子则主要由变量5, 即交通通讯决定, 它反映了农村居民在交通通讯上的消费支出, 我们把它称为流通因子。

对于2006年第一主因子主要由食品、衣着、家庭设备、交通通讯、医疗保险、文娱和其他服务决定, 所占信息总量的82.9%, 我们把它称为享受因子;第二主因子主要由变量3, 即居住决定, 反映了农村居民在居住上的消费支出, 我们把它称为居住因子。

最后由因子得分系数和原始变量的观测值我们可以得到个观测量的因子得分, 并对两因子根据他们的贡献率加权得到综合得分, 进行排序, 得到: (表5)

从表中我们可以看出, 昌吉, 巴州, 阿克苏这三个地区的排名都有所上升, 而喀什、和田没有变化, 这与我们图1分析的一致。同时我们也可以看出排名较前的地区的因子得分与排名较后的因子得分有很大差距, 这说明在新疆地区间消费水平差异很大, 不同地区农民的生活水平相差很大。

4 结论与建议

通过上面的统计分析, 纵向比, 我们看出, 1995年~2006年这12年间, 新疆农村居民的人均消费额有很大的提高, 农民居民消费结构不断升级, 恩格尔系数由1995年的50.1%下降至2006年的41.7%, 消费结构逐步由低层向高层发展, 生存消费比重下降, 享受和发展消费所占比重上升。横向比, 南北疆地区农村经济发展不平衡。因此, 提高新疆农村消费, 统筹区域平衡发展显得尤为重要。

要改善农民消费状况, 首先要营造放心和谐的农村消费环境。增加农民的收入, 是提高农民消费、改善生活质量的根本途径。党的十六大提出“统筹城乡经济社会发展, 建设农业现代化, 发展农村经济, 增加农民收入, 是全面建设小康社会的重大任务”, 十七大以来, 特别是十七届三中全会, 更是把“三农”问题提上日程。国家政策性的扶持、引导, 给农业改革、农民增收、农村繁荣带来发展契机。因此, 结合新疆区情, 在这儿给出提高农村消费水平、改善农村生活质量的建议:

4.1 加强宏观政策调控, 实施优势农业资源开发

由表5可以看出, 经过12年的发展, 喀什、和田, 阿克苏三地区农村消费水平变化不大。主要是受制于先天自然、气候、生态、生存环境, 使得农业投入损耗高, 艰苦的工作环境阻碍农业技术人才的流入。所以, 应对南疆一些偏远乡镇给予农业政策上的优惠, 给予农业技术的大力支持。此外, 因地制宜, 实施优势农业资源开发, 南疆重点开发棉花、林、果业, 北疆重点发展农业、畜牧业。

4.2 加大农村基础设施建设

长期以来, 农村基础设施落后, 农村地区的用水用电, 道路、通讯得不到有效的解决, 农村公共产品主要由农民自身投入, 限制了农村的消费意愿。因此, 需进一步加大对农业生产的基础投入, 改造农村道路、农田水利、加大对农业的补贴。

4.3 完善农村医疗保障制度

由以上统计分析看出, 食品消费仍然是新疆农村消费的重点, 农村社会保障滞后, 加上近年来, 农村生产资料、教育、医疗服务等价格上涨, 进一步降低了农民的即期消费支出。所以, 只有逐步健全农村社会保障制度、农村社会养老保障制度及医疗保障制度, 才能减少农民的后顾之忧, 增强他们的消费信心。

摘要：新疆农村居民消费支出结构、消费水平很大程度上反映出整个区域经济的发展水平。本文通过对新疆9个具有代表性的地区1995年及2006年农村居民消费支出进行聚类分析和因子分析, 得出在这12年之间农村居民消费结构、水平的变动情况, 通过分析其成因, 结合新疆区情, 提出提高新疆农村居民消费水平, 改善农村居民生活质量的建议。

关键词：农村居民消费支出,聚类分析,因子分析

参考文献

[1]田秋生, 姚敏.中国西部农村居民消费需求的基本状况[J].开发研究, 2006, (06) .

[2][5][7]Richard A.Johnson, Dean W.Wichern著[M].陆璇, 葛余博, 等译.多元统计分析.北京:清华大学出版社.

[3]新疆统计年鉴[M].中国统计出版社, 1996.

[4]新疆统计年鉴[M].中国统计出版社, 2007.

甘肃省消费支出水平分析 第7篇

关键词：甘肃省,因子分析,多元统计分析,聚类分析

1 基本原理

影响居民消费的因素很多, 主要包括两大类, 即自然因素和社会因素。自然因素包括资源状况, 气候情况, 地形地貌, 农作物生产条件。社会经济因素包括生产力状况, 收入, 人口总额及人口增长, 价格水平, 教育情况, 进出口, 就业, 市场等。

在分析居民消费结构差异中, 查阅了大量资料, 最终选定以下8个指标。

X1:食品支出

X2:衣着支出

X3:家庭设备用品及服务支出

X4:医疗保健支出

X5:交通和通讯支出

X6:教育文化娱乐服务支出

X7:居住支出

X8:杂项商品和服务支出

本文采用因子分析与聚类分析两种多元统计分析方法, 对城镇居民消费结构的差异及成因进行分析。

1.1 聚类分析的基本原理

基本思想:所研究的样品或指标 (变量) 之间存在程度不同的相似性。于是根据一批样品的多个观测指标, 具体找出一些能够度量样品或指标之间相似程度的统计量, 以这些统计量为划分类型的依据。把一些相似程度较大的样品 (或指标) 聚合为一类, 把另外一些彼此之间相似程度较大的样品 (或指标) 又聚合为另一类, 关系密切的聚合到一个小的分类单位, 关系疏远的聚合到一个大的分类单位, 直到把所有的样品 (或指标) 聚合完毕, 这就是聚类的基本思想。

1.2 因子分析的其本原理

因子分析是将具有错综复杂关系的变量 (或样本) 综合为数量较少的几个因子, 以再现原始变量和因子之间的相互关系, 同时根据不同因子还可以对变量进行分类, 它属于多元分析中处理降维的一种统计方法。

2 因子分析

全国30个省、直辖市、自治州城镇居民消费支出统计表 (2012) 见表1:

数据来源:2012年中国统计年鉴

首先考察收集到的原有变量之间是否存在一定的线性关系, 是否适合采用因子分析提取因子。这里, 借助变量的相关系数矩阵。

a.Detenninant=.000

从表2中可以看到, 大部分的指标变量间的相关系数都较高, 例如X1与X2、X3、X4、X5、X6、X7、X8之间的相关系数分别为0.286、0.801、0.513、0.897、0.801、0.737、0.812, 也就是说X1与大部分变量的相关系数接近1, 这说明X1与其余7个变量呈现较强的相关性。其它变量也是如此。因此各变量间都具有较强的相关性, 能够从中提取公共因子, 适合进行因子分析。

表3中, 第一列是因子编号, 第二列是特征值, 第三列是方差贡献率, 第四列是是累积贡献率。从表中可以看到前三个特征值都大于或接近1, 而且它们的累积贡献率以及达到90.449%, 因此我们提取3个因子, 这三个因子解释了原有变量总方差的90.449%。总体上, 原有变量的信息丢失较小, 因子分析效果较理想。

Extraction Method:Principal Component Analysis.

Extraction Method:Principal Component Analysis.Rotation Method:Varimax with Kaiser Normalization.a.Rotation converged in 5 iterations.

表4可知, 第一个因子在X1、X3、X5、X8 即:食品支出、家庭设备用品及服务支出、交通和通讯支出、杂项商品和服务支出上有较高的载荷, 第1个因子主要解释了这几个变量;第2个因子在X4、X6、X7 即:医疗保健支出、教育文化娱乐服务支出、居住支出上有较高的载荷, 第2个因子主要解释了这一变量。第3个因子在衣着支出X2上有较高的载荷, 第3个因子主要解释了这一变量。

3 聚类分析

通过在上节中对全国各地区消费结构的因子分析中, 得到3个因子。利用这3个因子做聚类分析。在这里仅用离差平方和法 (Ward法) 对全国30个地区进行聚类分析, 结果详见表5。

从分类结果可以得出结果:

第一类:北京、天津、上海、广东、浙江。这五个地区是全国经济、文化发达地区, 人均生活水平和质量都很高。

第二类:河北、山西、内蒙古、辽宁、吉宁、黑龙江、江苏、山东、河南、湖南、重庆、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。大部分地区经济、文化在全国处于中等水平。

第三类:安徽、福建、江西、广西、海南、四川、贵州。这些地区的经济发展相对比较慢, 人民的生活水平还不是很高。

第四类:西藏。该地区经济、文化比较落后。

4 结束语

根据结果得知, 甘肃省在全国的消费支出中属于中等的省份, 尽管不能和全国的发达地区相比, 但是自从改革开放以来, 经济有了巨大的改观, 2012年甘肃省的生产总值同比增长11.4%, 是1998年以来增幅最高的一年, 经济的持续发展, 人民的消费水平也在不断提高, 消费支出也在逐年递增。从全国的原始数据可以看出, 食品支出、教育支出和衣着支出占了大部分的消费支出, 相对发达地区的小康型消费还是有一定的差距, 但是甘肃省的总体消费结构是在由温饱型向小康型消费发展, 消费结构也将趋于合理化。

参考文献

[1]于秀林, 任雪松.多元统计分析[M].北京:中国统计出版社, 2002.

[2]何晓群, 刘文卿.应用回归分析 (第2版) [M].北京:中国人民出版社, 2002.

[3]洪楠.SPSS for windows (第2版) [M].北京:电子工业出版社, 2003.

[4]尹世杰.消费经济学原理[M].北京:经济科学出版社, 2000.

浅析财政支出与居民消费的关系 第8篇

传统上, 投资、消费和净出口是拉动经济增长的主要动力, 其中, 投资可以分为政府财政投资和私人投资;消费包括政府消费和居民消费;净出口是指一国或者地区出口总额与进口总额之差。这三种手段通常称为拉动经济增长的三架马车。净出口与一国和地区的产业结构和外部需求有关, 因此政府通常难以掌控, 当内部居民消费需求不足时, 政府通常利用扩张性财政政策来提高内需, 增加政府购买和政府投资。改革开放以来, 政府财政投资一直是中国经济增长的强劲动力, 从中央政府到地方政府, 当GDP出现下滑趋势的时候, 财政手段往往成为扩大内需的首要手段。

通常情况下, 比较强调财政支出对于经济增长的影响, 却较少地关注财政支出通过收入分配的渠道对居民消费的影响, 尤其是在复式预算的支出体制下考察不同类型的财政支出对于居民消费的影响。这一研究的理论基础是所谓的“李嘉图等价”, 即给定政府支出的路径和非税收的政府收入, 如果现在采取削减税收同时发行同等数目国债的财政政策, 那么必然要求将来政府税收收入的现值相应地提高, 以抵消政府未来对国债还本付息的支出。这意味着在“李嘉图等价”条件成立的情况下, 如果通过发行公债来弥补财政赤字, 由于政府的公债将来还是要通过征税来弥补, 所以居民的预期税收现值没有发生变化, 居民的税收在未来会由于政府偿付债务而增加。因此, 削减税收的财政政策对于社会总需求没有影响;同时, 在一个封闭经济中, 政府的负储蓄会被居民的私人储蓄的上升抵消, 国民储蓄不变, 因此利率不变, 导致社会的投资需求不变;在一个开放经济中, 由于总需求和利率都不变, 国家的经常账户余额也不会受到影响。“李嘉图等价”定理在政策的运用时, 一般被解读为:在充分就业的情况下, 政府实施积极的财政政策一般会导致政府消费对于私人消费的“挤出效应”, 而且社会总需求也不会增加。财政政策是中性的, 不能够通过扩展性财政政策来调节经济周期。根据Bohn (1992) 的研究, 当居民对于公共品的价格需求弹性很小的时候, 公共支出增加并不会导致人们消费的增加, “李嘉图等价”成立;相反, 当居民对于公共品的价格需求弹性很大时, 政府负债不会导致将来税收的上升, 而是未来支出的削减, 所以导致的结果是现期人们消费的增加, “李嘉图等价”失效。

而国内的相关研究大多数认为李嘉图等价问题在中国成立的条件不充分, 发行债务对于私人消费的挤出效应不显著。宋永明和梁春满从政府债券的期限结构出发, 认为由于政府债券期限结构的复杂性和偿债资金来源的多样性, 未来偿债税费的变化很难反映到居民的预期收入中。王劲松发现中国居民的消费行为不是按照“持久收入假说”所描述的方式进行的, 他们往往具有“短视”倾向, 政府通过发行国债的方法将当期应该征收的税收延后, 就会增加当前阶段居民的可支配收入, 减税和发行国债自然会增加居民的当期消费;而且国内的税收结构以流转税为主, 个人所得税比重较小, 因而居民的消费决策对于税收变化的敏感度较小。赵志耕等通过实证分析发现, 尽管政府支出和私人消费之间存在着负相关关系, 但并不显著, 说明“李嘉图等价”在中国并不存在。

一般情况下, 会忽略了政府财政支出的成份, 而且很少考虑到财政支出的变化对价格水平的影响, 从而通过收入分配的途径影响居民的消费需求和社会的投资需求。本文的目的是在复式预算的支出体制下考虑经常性财政支出和资本性财政支出分别如何影响市场价格变化的, 进而影响不同阶层的收入分配, 最终对居民消费又有什么影响。

二、理论及实证分析

我国的复式预算体制根据收支不同的来源和资金的性质把预算分为资本性预算和经常性预算。政府公债收入是资本性预算项目收入, 它和国家资产经营的收益和出售资产的收入一样只能用于资本项目支出, 支出范围主要包括生产性基础建设、企业挖潜改造和科技三项费用支出、增拨流动资产、地质勘探费支出、支农支出、支援不发达地区发展资金和国内外债务还本付息支出等等。经常性预算支出则主要为社会提供基本的公共产品和服务, 包括行政事业费用支出、科教文卫支出、社会保障支出、非生产性基建支出等。经常性预算的融资途径主要是各种税收。公债和税收可以看作政府提供不同公共产品和服务的成本, 也是社会享受公共物品的价格, 如果消费者对于两类公共物品的价格需求弹性不同, 那么“李嘉图等价”性质的财政政策就会由于不同类型的财政支出而有所不同。

根据Leeper (1991) , Woodford (1994, 19952001) 和Cochrane (2001) 的研究, 财政支出只有在“非李嘉图式”下才会影响价格水平, 这是因为在这种情况下, 政府有动力通过铸币税手段为财政赤字进行融资, 从而产生货币创造效应。如果财政支出是“李嘉图式”的, 财政支出则不会影响价格水平。

假设只存在高收入阶层和低收入阶层, 高收入阶层掌握较多的财富和人力资本, 劳动技能较高, 因此其收入来源主要是财富增值收入和人力资本收入;低收入阶层拥有的财富数量较少, 并且劳动技能也比较低, 因此其收入来源主要是工资收入。社会中高收入阶层的人口比重远低于低收入阶层。在财政支出中, 资本性支出是一种“非李嘉图式”的支出, 因为政府可以通过发行债务的手段为支出来进行融资, 这往往对于资产价格和生产成本的影响比较大, 但对于消费需求没有直接的影响。由于资本性支出主要用于基础设施建设、技术革新和改造等, 因此, 资本性财政支出提高了资本的价格水平, 增加了高技能劳动力的生产力, 提高了高技能劳动力的劳动报酬收入, 增加了高收入阶层的收入水平。但是, 低收入阶层拥有比较低的财富存量和较低的人力资本, 资本性财政支出对于低收入阶层的收入没有显著增进作用。根据边际消费递减的原理, 收入越高, 消费的比例越低, 储蓄的比例越高, 因此, 资本性财政支出水平的增加不会使得高收入者将更多的收入用于消费而增加社会总的消费需求, 而低收入阶层的收入水平因为没有显著地提高, 所以社会总的消费需求不会提高。经常性财政支出是一种“李嘉图式”的支出类型, 因为经常性财政支出更多是通过消费税、收入税等手段来融资, 不会产生更高的价格水平。这意味着不会显著地提高高收入阶层收入。由于经常性财政支出更多地用于居民的福利、事业费用和非盈利性基础设施, 因此公共性财政支出的增加会减少居民在教育、医疗卫生、福利和社会保障等方面的支出, 这相当于间接增加居民的可支配收入, 从而有利于居民消费水平的提高。由于经常性财政开支更多地影响低收入阶层, 因此经常性财政支出的增加会更加有利于低收入阶层可支配的收入和消费水平的提高。

综合上述两个方面, 资本性财政由于会比较明显地提高价格水平, 从而促进了高收入阶层和低收入阶层之间的收入差距, 进而减少了社会总的消费需求;而经常性财政支出对价格水平没有显著的正向影响, 因此这类支出水平的增加有利于增加社会的可支配收入, 从而增加居民的消费需求。

三、结论

本文主要从财政支出的不同类型通过收入分配对高收入者和低收入者收入水平的影响, 分析了经常性财政支出与资本性财政支出对居民消费的影响。这一理论具有重要的政策含义:要维持经济健康的发展, 提高内需是一个重要的途径。但是历来财政政策的目标发生了偏离, 这主要体现在政府财政投资增长, 而提供公共性服务的经常性财政支出增长速度远低于前者, 这导致前者通过提高价格水平对居民的收入分配产生了严重的扭曲, 即拥有高财富和高人力资本的人获得了更高的收入, 而拥有低财富和低劳动技能的收入者可支配收入相对下降, 从而拉动了社会的收入差距, 导致社会总的消费需求不足。因此, 我国财政政策的重点应该是进一步增加经常性财政支出的比重, 提高居民的福利水平;同时, 放慢资本性财政支出的增长速度, 政府应重点支出一些基础建设项目, 给私人资本更多的投资空间。

参考文献

[1]宋永明, 梁春满.公债管理政策有效性的理论分析[J].财经研究, 2003 (8) .

[2]王劲松.政府融资决策无效性理论及对中国的启示[J].财经研究, 2002 (5) .

政府财政支出对城乡居民消费影响 第9篇

我国政府支出在提高城乡居民生活水平上,仍存在着一系列问题,如转移支付制度总体设计存在缺陷,形式过多,结构不合理;转移支付资金分配办法不规范、不公开、不透明;不同级政府在有关民生支出方面没有从制度上明确界定责任等。

二、理论研究现状

财政支出对城乡居民消费差距的影响方面,孙文杰(2010)运用状态空间模型,分析政府财政支出对中国城乡居民消费支出的影响。发现改革开放以来,农村消费结构逐步优化,但基础性消费比重仍然偏高,城镇居民消费结构的优化速度要快于农村居民。

综上,国内学者尽管对财政支出与居民消费的关系进行了大量的研究,但并未得到一致的结论。要判断财政支出结构是否合理、财政支出能否有效地刺激居民消费,重要的是采用合理的研究方法以理清财政支出与居民消费的关系。本文将基于时间序列的计量模型,通过研究财政支出的各项费用对农村消费和城市消费的影响以及对城乡差距的作用进行分析,来解决和说明上述的问题。

三、模型分析

1. 数据选择

变量中,财政支出的各项费用对其按性质的分类:经济建设费、社会文教费、国防费、行政管理费和其他费用。农村消费和城市消费将分别采用各自的人均消费支出来表示。农村和城市之间的差距由人均消费支出差距表示。由于存在通货膨胀的因素以及数据重新分配等问题,以上指标将以1978年为基期的居民消费指数进行调整。由于1990—2007年间我国经历高膨胀时期,且2007年以后,我国对财政支出分类的统计进行了调整,所以选取1990年到2006年的有关数据。数据来源主要是国家统计局的统计年鉴。

2. 分析结果

(1)针对农村居民消费的分析

本文采用了多元回归对国民支出的各个分类与农村人均消费(Consumption)进行分析。其中自变量是经济建设费(economics),社会文教费(education),国防费(protection),行政管理费(m a n a g e m e n t),以及其他支出(o t h e r s)。回归方程:C o n s u m p t i o n=-8 1 4.1 6+1.1 5 e c o n o m i c s-1.65education+4.88protection-0.45management+0.18others。

改革开放以来,政府支出与居民消费之间表现为互补关系。从回归中可以看出所有变量的P值都小于5%,因此显著。根据系数可以看出,国防建设和经济建设对于农村人均消费支出的影响都是正向的。而管理费用和科教文卫费用却起到了一些负面的影响。

(2)针对城镇居民消费的分析

将调整后的城镇居民消费水平Y与调整后的各项费用回归。从回归结果看出社会文教、国防费与城镇居民消费为正相关,其余为负相关。还可以看出无论哪个变量,t统计量都很小,不能通过检验,但整体可以通过F检验,说明财政支出整体对城镇居民的消费有影响,但分类各项财政支出对城镇居民消费影响不显著。

(3)针对城乡消费差距的分析

过去几年的财政支出水平是影响城乡居民消费差距扩大的一个主要因素,同时过去几年的城乡消费差距水平也对当年的城乡居民消费差距产生影响,所以本研究部分采用自回归分布滞后回归方程来验证过去城乡消费差距以及财政支出水平对于当年城乡居民消费差距的影响。其中过去城乡消费差距以及财政支出水平(X)是方程的自变量,当年城乡居民消费差距(Y)是回归的因变量。

通过Eviews软件得到一阶自回归滞后分布的估计方程:

根据估计出来的回归方程可以看出,上一年的城乡居民消费差距以及财政支出水平和当年的城乡居民消费差距正相关,即上一年的城乡居民消费差距越大、财政支出水平越高,当年的城乡居民消费差距也就越大。这一结论与我们平时对于财政支出水平与城乡居民消费差距之间相互影响的相应理论相符。

但是估计的回归方程却存在着另一个问题,即的回归系数在10%的水平下仍然不显著异于零,根据我们的假设,如果上一年的财政支出对于今年的城乡居民消费差距产生影响,那么它是否对上一年的城乡居民消费差距也产生了明显的影响呢?如果答案是肯定的,那就说明自变量之间存在着一定的相关性,有可能导致多重共线性问题的出现,从而使回归的结果产生变化。

为了验证这一问题,本文使用Eviews软件对财政支出水平与城乡居民消费差距的关系进行分析,得出一元线性回归方程:

通过系数回归估计的P值可以看出,财政支出水平与同一年的城乡居民消费差距的确存在着相当程度的相关性,且R2很大,数据的拟合程度很高。即财政支出水平对于城乡居民的消费差距有显著的影响,财政支出水平越高,城乡居民消费差距就越大,且财政支出水平的影响有一定的滞后效应,但是不显著。

四、政策建议

适度的政府财政支出规模、合理的财政支出结构可以实现社会资源的优化配置、经济规模快速增长和经济结构的不断优化,从而能够实现居民平均消费低的局面。

1. 应该加大财政支出的规模和比重。

2. 加大文教科卫方面的支出。

3. 加大政府财政支出对农业支出的比重。

本文实证分析的结果表明,农业支出对城乡统筹发展水平的提高贡献最小。但是农业是国民经济的基础行业,它关系着国计民生,是国家安全的重要保证。应该针对实际情况,统筹安排,因地制宜,发展农村经济。各地应该根据本地具体的实际情况,发展特色农业,既增加了农民的收入,又可以提高当地的知名度。

摘要：本文从财政支出的角度,运用描述统计和计量分析方法,研究财政各类的基本公共服务支出对城乡居民消费的不同影响,据此得出财政支出对城乡居民消费差距的影响程度。

关键词：财政支出,居民消费,三农,分配不均

参考文献

[1]李永友,丛树梅.居民消费与中国财政政策的有效性:基于居民最优消费决策行为的经验分析[J].世界经济,2006(5).

我国城镇人均消费支出的统计分析 第10篇

关键词：城镇人均消费支出,统计分析,政策影响

一、引言

城镇居民人均消费支出水平直接反映了社会经济的总需求, 影响着国民经济的发展速度, 而对城镇居民人均消费支出进行综合统计分析, 找出影响消费支出的多个因素, 总结消费支出的变化规律和消费水平的变化情况, 及时调整消费结构中不合理的现象, 正确引导消费, 改善消费结构提高消费质量, 从宏观上掌握城镇居民人均消费支出的现状和不同地区消费支出水平的差异, 准确的、客观的评价城镇居民人均消费支出状况, 在制定改革措施和经济政策时发挥着重要的作用。

二、多变量统计分析

1、商品需求量统计分析

城镇居民对各种商品的需求量随着可支配收入的增长而不断的呈现出增长的趋势, 但消费支出增长的速度却比不上可支配收入增长的速度。另一方面消费支出结构以食品、衣着、居住和教育文化娱乐为主, 其中食品消费占据第一位为总消费支出的50.1%, 其次是教育文化娱乐, 最后是衣着和居住, 这四项消费支出占总支出的82.6%相对比较稳定。还有由于收入存在的差距, 低收入居民对商品消费支出无法达到基本的需求量, 根据《中国统计年鉴》的数据显示我国仍有10%的居民尚未满足基本消费求。

2、城镇居民边际消费支出分析

随着人们生活水平的提高, 在满足基本的生活需求之后人们对生活质量有了更高的要求, 产生了边际消费的倾向, 对此进行研究分析总结出两方面的特点。一方面不同类型商品的边际消费支出呈现出不同的变化趋势, 食品、家庭用品以及医疗保健、居住等呈现出消费支出下降的趋势, 衣着、交通通讯、教育文化娱乐、杂项商品等消费支出呈现上升的趋势。另一方面城镇居民的边际消费支出不是简单的随着可支配收入的提高呈现出单调的上升或下降, 说明消费环境、消费者的未来预期等因素同样影响着居民的消费支出水平。

3、收入弹性分析

我国城镇居民可支配收入的不断提高, 居民的消费结构从温饱型逐步转变成发展型和享受型, 因此在食品和衣着方面的消费支出的增长慢于可支配收入水平的增长。而家庭设备及服务、交通通讯、杂项商品与服务方面的消费支出增长速度高于可支配收入的增长, 教育文化娱乐服务消费支出增长速度与可支配收入增长速度基本相当。随着住房商品化和医疗体制改革的不断深入, 城镇居民在居住和医疗保健两方面的消费支出呈现出快速上升的趋势。

三、政策影响

1、提高低收入者的可支配收入

居民的可支配收入仍是影响民成消费支出水平的重要因素, 尤其是低收入居民无法达到城镇居民基本需求量。需要从政策上逐步完善城镇最低工资制度, 确保低收入居民能够满足基本的生活需求, 逐步提高低收入居民的生活水平。另一方面要从政策上鼓励和支持劳动密集型的中小企业的发展, 完善企业用工制度, 提供更多的职业培训服务, 提高劳动者的素质, 促进城镇居民的就业和再就业。同时还要完善社会救济制度和最低生活保障制度, 确保没有劳动能力和生活困难的居民生活能够得到基本的保障。

2、提高边际消费支出

“刺激消费、扩大内需、拉动经济增长”是我国强化改革的重要经济政策, 改善城镇居民对未来的消费预期, 提高边际消费的倾向, 促进边际消费支出的增长。由于教育、住房和医疗体制的改革, 城镇居民在住房、医疗和教育等方面的消费支出呈现大幅度快速上升的趋势, 影响了居民边际消费的倾向。只有加快建立健全社会的保障机制, 扩大社会保障覆盖面, 形成养老、医疗、工伤保险全覆盖的社会保障体系, 进一步完善和推进医疗体制改革, 降低居民的医疗消费支出水平, 解除城镇居民的后顾之忧, 才能彻底改善居民的消费预期。另一方面在教育体制改革中要加强义务教育工作, 有效制止乱收费现象, 减轻居民的教育负担, 改变消费习惯, 提高对未来收入的预期。在住房改革方面要规范房地产市场的健康发展, 合理调控房价, 保障低收入居民的住房需求。

3、调整消费结构

根据城镇居民的收入水平调整消费结构, 扩大消费需求, 提高城镇居民的消费水平是促进国民经济发展的必然选择。针对不同收入的居民消费需求提供不同的消费产品, 满足各类收入人群的消费需求水平。随着科技的进步, 人们生活水平的提高, 如今城镇居民对交通通讯的需求不断的增长, 促进我国交通通讯事业的快速发展, 产品不断的更新, 技术水平不断的提高, 也带动了居民消费支出的快速增长, 目前城镇居民在汽车、住房、家电等方面的消费支出逐渐上升, 针对不同的消费人群提供不同的供给结构, 促使居民的消费结构不断的完善和升级。

四、结语

综上所述, 我国城镇居民消费支出水平发展还很不平衡, 消费结构仍存在着很大的差异, 对城镇居民的消费支出进行综合的统计分析, 总结规律找出影响消费支出的各项因素, 制定出合理的政策, 引导居民改善消费预期, 调整居民消费支出结构, 从而提高城镇居民的消费水平和生活水平。

参考文献

[1]孙彩虹.我国城镇居民消费结构变动的因子分析[J].安徽农学通报, 2007, (1) :103-105.

[2]余明江, 季丽, 胡云霞.我国城镇居民消费性支出的因子分析[J].安徽工业大学学报, 2008年4月第25卷第2期.

[3]王志远.我国城镇居民消费支出的实证分析[J].当代经济管理, 2008年3月第30卷第3期.