居民消費水平報告范文

導語：如何才能寫好一篇居民消費水平報告，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

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在這個暑假中，本人通過對我縣經濟發展網上資料的查閱和調查問卷的形式總結了十六以來我縣農村居民消費的基本情況及變化趨勢，并由此提出了存在的主要問題和制約因素，并針對存在的問題提出了進一步推動農村居民消費的措施和建議，據此做出報告。

一、農村居民消費的基本情況和變化趨勢

（一）農村居民消費水平的演變。我縣農村居民消費水平的演變大體分為兩個階段，一是XXXX年為消費水平緩慢增長階段。由于這一時期前兩年，農村經濟發展緩慢，農產品價格低，農民負擔高。因此，進入新世紀的前三年，農村居民消費水平總體呈現穩步增長的態勢。二是XX年為消費水平快速增長階段。我市在農業結構調整、農業產業化、標準化等方面都有了較大發展，使我市的農業經濟迅速增長，農民人均純收入大幅增長。

（三）消費方式的演變。從某種意義上說，收入水平決定消費水平，而消費結構的變化是消費方式轉變的結果，消費方式的轉變反過來又促進消費結構的變化，并轉化為拉動消費市場的動力。近年來農民消費方式主要有以下變化：一是由滿足生活需要向追求生活質量提高轉變。在食品結構上，主食消費比重下降，各種副食消費不斷增加，膳食結構向營養、科學型發展。在衣著消費上，農民穿衣在成衣化的基礎上，更注重時尚化。XX年人均衣著支出140.1元，同比增長35%。二是由重食物消費向物質和服務消費并重轉變。食物消費更多表現為生存型消費，而服務型消費更多表現為提高型和享受型消費。服務消費比重逐年上升，反映出農民消費觀念的積極轉變，也反映出農民消費方式的多元化。三是由自主性與市場化結合消費向更高的市場化消費轉變。隨著農村經濟的快速發展，農民生活消費的市場化進程明顯加快，現金消費支出的比重不斷上升。

二、擴大農民消費存在的主要問題和制約因素

（一）農民收入問題。通過前面的分析，我們發現農村居民消費水平的提高是以收入的提高為前提的。近兩年，農民收入有了較大幅度的增長，農民的購買力提高了，對收入的預期也提高了，消費水平就明顯提高，消費對經濟的拉動作用明顯增強。但與城鎮居民相比，農民的收入水平，特別是現金收入水平還比較低。因此，要進一步擴大農村消費，還要進一步增加農民收入，并保持收入的穩定增長。

（二）社會保障制度不完善，收支預期的不穩定，是農民消費的后顧之憂。近幾年，我市農村社會保障制度雖然有了一定程度的發展，在養老、醫療等方面已形成了一套比較完整的保障體系，但這些保障體系還不完善，普及率也不高，醫療費用居高不下，看不起病，吃不起藥，因病致貧、因病返貧的現象時有發生。因此，存錢養老、存錢防病的思想在農民中還普遍存在。另外，收支預期的不穩定，越來越高的教育投資，婚喪嫁娶的盲目攀比，也使得農民不敢貿然消費。

（三）農村市場體系不健全和消費環境欠佳是影響消費的重要環節。主要表現在：一是家庭設備、日用品等有賴于新型業態如連鎖超市在農村的延伸，而目前農村商業流通組織方式落后，商品流通不暢，成本過高，商品價高質次、假冒偽劣嚴重等問題，不能滿足農民日益提高的消費需求和適應農民消費方式的轉變。二是農村基礎設施建設相對滯后。交通、通訊、自來水等近幾年雖有了較大的發展，但還遠遠落后于城鎮，運行成本、運行費用高也使得農民對一些耐用消費品買得起用不起，限制了農民的消費。

三、進一步推動農村消費的措施和建議

（一）增加農民收入。從長遠看，增加農民收入是推動農民消費的根本措施。要增加農民收入，既要全面貫徹黨的農村經濟政策，又要不斷提高農民的生產經營水平。隨著近幾年農民增收各項政策的全面、強力出臺，今后對農民增收的政策支持將進入常規階段，對農民增收的作用也是間接的、有限的。今后影響農民增收的主要因素不再是由政策決定的生產積極性，而是農民生產經營水平。因此，今后農民增收的核心應轉向提高農民的生產經營水平上來。

（二）健全農村社會保障體系。進一步健全和完善農村在養老、醫療等方面的保障體系，使更多的農民從傳統的儲蓄養老、家庭養老的方式中解脫出來；使更多的農民參入醫療保險，看得起病，吃得起藥，降低因病致貧的風險。進一步理順農村信貸關系，落實農村信貸政策，簡化信貸手續。進一步降低學生學雜費，特別是高中、大學階段的學雜費，使農民不致為了讓孩子上學而貧困或債臺高筑。

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關鍵詞：城鄉居民；居民消費；經濟增長；波動；相關性 文獻標識碼：A

中圖分類號：F224 文章編號：1009-2374（2016）16-0193-02 DOI：10.13535/ki.11-4406/n.2016.16.095

城鄉居民的消費水平是相關專家研究的重點問題，學術界關注居民消費的功能，也就是居民消費的水平，經濟的增長會對城鄉居民消費水平產生影響，經濟的增長會對城鄉居民的消費水平起到積極的推動作用。但是其中也會存在一定的問題，如是否會使得城鄉居民感覺到幸福。城鄉居民消費與經濟增長之間有著明顯的相關性，并且城鄉居民消費與經濟增長波動相關性之間有著明顯的差異，下面本文就主要針對差異這一點展開詳盡的研究。

1 數據分析

本文主要依據近30年的數據信息來展開實證分析，這些數據均是通過中國統計年鑒所獲取的，GDP主要指代的就是國內生產總值，而CS代表的就是城鄉全部居民的經濟消費水平。其中，CSN則指代的是農村居民所具備的消費水平，而CSC則表示為城鎮居民所具備的消費水平，將CSN與CSC進行相加，就能夠獲取到CS。居民的消費水平與經濟增長之間有著明顯的波動相關性，本文主要就依據相關的分析方式，如單整、協整等來進行數據列表，實現數據的整合以及檢驗方法的融合，采取有效的方式來針對城鄉局面消費與經濟增長相關性波動進行檢定處理。

2 不同變量之間的變動情況

詳細的情況可見表1：

從表1可以了解到，自1986年開始，國民生產總值就從3645.2萬元增長到了如今的249529.9萬元，增長的幅度達到了70倍。其中偏度值為1.168975，而峰度則達到了3.453251，就分布的實際情況可以看出，這樣的峰值就是一個高窄峰，而就所謂的經濟就是在經歷了一個階段的改革后，經濟增長會相較于前一段時間增長速率更快，這與我國目前發展的實際情況相符合。

從居民消費的角度來進行分析，居民消費從原先的184萬元逐漸增長到如今的7081萬元，增長的幅度達到了近38倍，而其偏度也為0.813474。另外，峰度設定為2.537575，從分布的實際情況就可以了解到，窄峰沒有出現轉變，這樣的經濟就表明在一個時期，局面消費水平實現了質的飛躍。而農村居民的消費水平也從原先的138萬元，逐漸提升到如今的3265萬元，增長的幅度達到了近24倍，其偏度值主要設定為0.613587，而峰度值則設定為2.168049，從分布的具體情況來分析，窄峰沒有出現過大的變化，就經濟的角度來分析就是在本階段居民的消費水平得到了飛躍式的發展，然而，偏度系數卻相對較小，這就表明農民的消費水平在前后兩個時期內并沒有過大的差異。

另外，城鎮居民消費水平由原先的405萬元逐漸增長到11855萬元，而且增長的幅度達到了近30倍。在增長的過程中，速度相比于農村來說要更快，偏度值達到了0.601164，峰度也達到了2.088908，就分布具體情況來分析，與農村具有一致性，出現的均是一個較高的窄峰，然而偏度系數也并不高，這就表明城鎮居民消費水平在前后兩個時期，增長差異并不明顯。

而依據JP的統計進行分析可知，樣本數據均是通過正態分布展開的，根據上述的分析結果可以充分的了解到，CS的增長率在一定程度上占據了GDP的50%，這個程度相對較低，另外，農村居民消費水平中，CS的增長率則更低，在很長一段時間內，經濟增長均與大型的固定資產相結合。除此之外，百姓在可支配收入的擁有上相對來說較少，并且醫療社會保障上也有著一定的不足，人均消費也沒有得到良好的改變，人們依然面對著看病難以及上學難等問題，而這卻是一種流動需求，由于這種需求的存在使得國民的存儲率相對來說更高，并且邊際的消費系數也更低。

3 GDP與CS之間的波動關系概述

3.1 N步列表和聯合概率的獨立性檢驗

對于國內生產總值序列和消費水平序列，可以認為是一個組，然后將樣本劃分為若干個區域，這樣就得到了聯合分布的概率。

3.2 相等性檢驗

為了考察農村和城鎮居民消費支出有無顯著性差異，本文引入相當性檢驗：假設兩個序列存在相同的均值和方差，考慮到城鎮居民明顯比農村居民消費水平高的實際情況，無論以哪種方法作為評價準則，都表示拒絕原假設，說明變量之間存在顯著性差異，不存在相等性。

4 城鄉經濟增長對居民消費水平貢獻的差異性影響

依據GDP、CS、CSN、CSC來對線性回歸方程進行構建，而就GDP的貢獻度可以設定方程如下： 依據上述方程可以充分的了解到，方程統計具備較強的計量優勢，其中，R?=0.9842，這就表明GDP會對消費水平產生重要的影響。而自變量在檢定中，系數值設定為0.029，這說明，在GDP增長一個點的情況下，居民消費的單位值會增加0.029%。依據宏觀經濟系統來分析，在閉合的狀態下，GDP會影響到居民的可支配收入，從而針對消費與儲蓄之間進行關系的確立。

相較于其他國家的消費情況來說，我國的消費率相對來說較低。尤其是在1990年以后，企業不再擁有終身職位，其針對一些費用的支出也沒有進行賠付，也沒有構建相應的社保體系，這就使得居民的預防性儲蓄動機得到了有效的提升。另外，勞工的工資是逐漸提升的，其提升的過程是嚴格的依照真實性展開的，企業沒有對將這部分成本作為其他支出應用，這在一定程度上使得儲蓄相應地得到了增加。

另外，針對農村居民的消費系數CSN以及居民的消費水平CSC來展開對GDP模型的創設，這樣可以使得GDP無法有效地呈現出居民的消費系數CSN以及居民的消費水平CSC之間存在的差異。

依據上述公式可以總結得出如下結論：

首先，就城鄉地區的居民消費水平與經濟增長之間呈現的是正相關的關系，并且相關系數均表現較為明顯。這就說明只有大力發展生產力，才能夠使得居民的生活水平得到有效的提高，保障人們的安定生活。

其次，就貢獻值來進行分析，城鎮居民的GDP相較于農村來說較低，這主要是因為城鎮居民在充分考慮到多種因素影響的前提下，使得資本量不斷增加。就常系數C來進行分析，城鎮居民一般的消費值為811.76，相較于農村來說較高。而就我國的相關機構的報告可知，我國居民的生活以及就業等問題，在通過有效的梳理后，并針對社會當中的相關問題進行預測分析的前提下，表明我國的城鎮居民收入在不斷增長，并且已經趕超了GDP增長的速率，然而物價的上漲以及資產價格的提升，與收入之間卻產生了較大的差距，使得貧富差距拉大。

5 城鄉居民消費與經濟增長波動相關性的差異改進的方式

面對現今的金融形勢，要想使得城鄉的居民消費水平可以得到有效的提升，就需要做好相應的內部工作，不斷的對生產力進行提升，同時城鄉要不斷采取相應的方式來對農村的市場進行刺激，使得農村居民可以高頻率地進行消費，而要想做到這一點，就需要不斷對農村養老以及社保等進行完善處理，使得居民沒有顧忌，能夠更好地刺激消費。除此之外，為了能夠使得城鄉之間的收入差距可以縮短，就需要針對基尼系數進行降低處理，最大限度地保障社會的協調發展，實現經濟共贏。

就以往的發展狀況來進行分析，城鄉結構需要經歷轉型，部分地區的城鄉收入差距正在逐漸縮小。而農民獲取收入的主要渠道就是進行創業以及財產繼承等。針對這一點，就需要合理地采取相關的措施來對城鄉的收入差距實施掌控和縮減，在一定程度上，為農民的創業提供大量的物質和資金補助，并且返地于農民，使其具有獲得財產性收入的能力。

6 結語

總而言之，在不斷對社會進行改革的進程中，我國經濟與居民消費水平均得到了大幅度提升，預計可以在2020年實現中等發達國家的水準。從相關指標數據來分析，展開的相關性檢驗在一定程度上表明了城鎮居民消費水平和農村之間有著不相等性，而且城鄉居民消費水平在定量的角度來說，也存在一定的差異。面對這一情況，就應該積極地刺激消費，大力發展生產力，注重環節壓力，從而更好地推動城鄉和經濟的發展。

參考文獻

[1] 李寶仁.北京市GDP與居民消費行為的計量經濟分析[J].北京工商大學學報（社會科學版），2014，（5）.

[2] 鄭新立.提高居民消費率是當前宏觀調控的重大任務[J].數量經濟技術經濟研究，2012，（6）.

[3] 浩春杏.城市居民住房梯度消費中的家庭因素研究

[J].江蘇社會科學，2015，（3）.

[4] 曹鑫，黃曉治.城鄉居民收入-消費關系及其差異的協整分析：以廣西為例[J].農業技術經濟，2013，（2）.

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（一）城鎮居民消費結構不斷升級，近幾年開始放緩

改革開放以來，我國城鎮居民的消費結構不斷發生變化。城鎮居民從改革初期的“吃―穿―用”為重心的消費模式，演變為目前的“吃―娛樂文教服務―穿―住―用―行”為重心的消費模式。如果將吃、穿、用、行視為基本消費的話，那么，發展型和享受型消費――交通通訊和娛樂教育文化比重的快速上升則顯示了城鎮居民消費結構的良性變化。

上世紀90年代以來，城鎮居民總體消費結構變化呈現出以下幾個特點：一是城鎮居民食品類消費、衣著類消費支出占居民消費的比重呈不斷下降趨勢；其中，2006―2010年間，食品類消費、衣著類消費支出占比雖然在下降，但降幅開始趨緩。二是居民居住類消費、醫療保健類消費、交通通訊類消費和文教、娛樂用品及服務類消費的支出比重都呈上升態勢；而近幾年來，交通通訊類消費呈迅速上升態勢，文教娛樂用品及服務消費占比有所下降。三是城鎮居民家具、家庭設備及服務類消費的支出比重先是有所徘徊，然后呈下降勢頭。總起來看，城鎮居民消費結構升級的步伐有所放緩。

（二）農村居民生存性消費模式特點開始發生變化

上世紀90年代，隨著收入的穩定增長，農村居民消費結構的變化特征主要是：物質消費支出基本穩定，服務性消費支出比例持續上升；食品支出比例逐步下降，衣著支出比例相對穩定，居住支出比例不斷上升，在20世紀90年代中期達到一個階段性高點后，人均住房面積的增長速度開始逐漸放慢；用品支出比例較為穩定，農村傳統耐用消費品的擁有量在這一時期接近飽和。進入21世紀后，農村居民的消費行為逐步進入成熟階段，生活消費水平不斷提高，開始從溫飽型階段向小康型階段邁進。近幾年來，農村居民消費結構呈現了新的變化特征。從恩格爾系數的變化看出，農村居民生存性消費模式特點開始發生變化，農村居民恩格爾系數2000年為49.1％，2005年降至45.5%，2010年進一步降至41.1%。事實上，2009年農村居民恩格爾系數已降到40.96%，2010年又有所上升了。還必須看到的是，2003―2010年，農村居民文教娛樂用品及服務支出持續下降，近幾年交通通訊等支出變化也不大，說明農村居民消費結構升級還有很大空間。

二、我國居民消費結構變動度分析

結構變動度是用來考察平均每年消費結構的變動程度，主要反映消費支出結構變動速度的快慢。一般用期末各類消費占總消費額的百分比減去期初同類消費占總消費額的百分比，將相減之差的絕對值相加即獲得一定時期的結構變動值。將結構變動值除以考察期年數即為平均每年結構變動度，即：

結構變動度＝Σ│Xi1－Xi0│/年數

根據計算，我國城鎮居民消費支出結構變動總體上表現為速度先下降、后緩慢加速、而后再放緩的特征。1981―1985年間城鎮居民消費結構變動度為每年2.95個百分點，1985―1990年間為每年1.54個百分點，1990―1995年間為每年2.14個百分點，1995―2000年間上升到5.7個百分點， 2000―2005年間放緩到4.0個百分點，2005―2010年，則急劇放緩到1.66個百分點。說明近幾年來，城鎮居民消費結構總體上變動不大。

在結構變動度確定的條件下，城鎮居民各項消費支出比重變動對總結構變動的貢獻不同。某項消費支出比重的貢獻越大，表明其消費支出比重越不穩定。相反，某項消費支出比重的貢獻較小，表明其消費支出與總消費支出水平的變動相對同步，總消費水平上升，也必然帶動其消費水平相應提高。

進一步分析城鎮居民各項消費支出的貢獻率。改革開放以來到上世紀末，食品比重的變化對消費支出結構變動起到了決定性的影響作用，而進入21世紀后，食品比重的影響大為減弱，交通通訊、娛樂教育文化和家庭用品及服務變化的影響大為增強；衣著類相對穩定；而近幾年來，城鎮居民醫療保健、娛樂教育文化及居住的貢獻率大幅上升。

農村居民消費結構變動度，在2000年以前呈現不斷加快的趨勢，2000年后則開始下降。根據相關測算，1985―1990年間農村居民消費結構變動度為每年1.42個百分點，1990―1995年間為每年1.81個百分點；我們對1995年以來的情況進行了測算分析，結果是：1995―2000年間農村居民消費結構變動度為每年4.9個百分點，2000―2005年有所下降，結構變動度為每年4個百分點，2005―2010年進一步下降，年均3.5個百分點。表明農村居民消費結構變化呈逐步放緩態勢。

進一步分析農村居民各項消費支出的貢獻率。與城鎮居民不同的是，1995年到現在，食品比重的變化對消費支出結構變動一直起著決定性的影響作用，進入21世紀后，食品比重的影響開始減弱，但貢獻率仍然較大。近幾年來，交通通訊、醫療保健和居住的影響有較大幅度增加；其他各項消費支出的影響相對穩定。

三、促進消費結構升級的政策建議

目前我國人均國內生產總值已超過4000美元，比照國際經驗，我國總體上處于消費加速轉型階段，居民消費正由原有的簡單數量增長演變為數量增長與質量提高并行，消費結構應快速向更高層次轉化。從近幾年城鄉居民消費結構變化情況看，居民消費結構升級的步伐相對緩慢，而這也制約了內需的擴大和經濟的進一步增長。必須采取積極措施，努力擴大消費需求，積極促進居民消費結構升級。

（一）扭轉分配結構中居民收入比重不斷下降的趨勢，提升城鄉居民實際收入水平

提高居民收入水平是擴大消費、促進消費結構升級的有效舉措。因此，要完善收入分配制度，合理調整國民收入分配格局，著力提高城鄉中低收入居民收入，建立健全城鄉居民收入持續增長的長效機制，增強居民消費能力。一是規范政府收入體系。目前的工作重點，可著重考慮完善政府稅收結構，并進一步加大社會保障等民生投入。根據現有稅收結構的特點，應適當降低生產稅比重而提高收入稅比重。給予企業生產稅方面適度的稅收減免可以降低企業稅收負擔、提高企業經濟效益。就居民個人所得稅而言，要繼續加強對高收入者的稅收調節，落實財產申報制度，加大對偷漏稅行為懲處力度。對企業所得稅而言，可以考慮對部分壟斷行業超額利潤征收高額所得稅。在完善政府稅收結構的同時，還要增加社會保障等民生投入，加大對低收入者的扶持力度。提高國家貧困線和從業人員最低工資水平，健全城鄉最低生活保障制度，加強對基層專款專用的監督力度。二是擴展居民收入來源，健全再分配調節功能。要多途徑擴展居民收入來源，從調整產業結構角度著手緩解居民勞動報酬下降的趨勢。要逐步建立市場決定、微觀主體決策為基礎，國家有效調控的新型企業分配機制，形成勞動者、經營者、所有者相互制衡基礎上的多樣化的報酬方式。要繼續保持目前階段農民收入較快增長的勢頭，促進農民收入穩定增長。繼續擴大農村非農就業，促進農村勞動力尤其中西部農村勞動力的非農轉移，進一步加大對農民創業、就業的政策支持。進一步完善再分配機制，逐步縮小居民收入分配差距。尤其要加強對農村和落后地區的財政補貼和轉移性支付力度，提高總財政支出中用于農村和落后地區的轉移支付比例，縮小城鄉居民支付受益度的剪刀差。

（二）完善社會保障體系，形成良好的居民消費預期

擴大消費，促進消費結構升級必須建立在包括住房、醫療、教育等一系列社會保障機制相對完備的基礎之上，否則，難以形成提高家庭和個人消費意愿，帶動國內需求增長的局面。今后，要盡快完善覆蓋全民的社會保障體系，并根據經濟增長情況，逐步提高社會保障水平。

要堅持廣覆蓋、保基本、多層次、可持續方針，加快推進覆蓋城鄉居民的社會保障體系建設，實現新型農村社會養老保險制度全覆蓋，完善實施城鎮職工和居民養老保險制度，進一步做實養老保險個人賬戶，擴大社會保障覆蓋范圍，逐步提高保障標準，穩定居民消費預期，擴大即期消費。當前時期，要著力提高農村社會保障水平，加大對新型農村合作醫療、新型農村養老保險的補貼力度，推進城鄉公共服務均等化。

（三）拓展農村居民消費需求，推動農村居民消費結構加快升級

目前農村居民人均消費水平還不到城鎮居民的1/3，消費結構也有較大差異，主要耐用消費品擁有量大大低于城市居民，住房質量和環境也遠遠落后于城市居民。

要統籌城鄉發展，建立和完善農村消費增長機制。完善農村流通渠道和網絡，開發適銷產品，調整供應結構。進一步加強農村消費市場建設、基礎設施建設、消費環境建設，要科學規劃和構建現代農村消費品市場體系，降低農村商品物流配送成本，推動連鎖經營和現代流通模式向農村延伸，努力促進農村消費城市化。同時，要繼續實施并不斷完善家電下鄉、建材下鄉、支持農民自建住房政策，擴大下鄉消費品品種，提高補助上限，進一步加強農民消費性補貼。

農村家庭購買公共服務的消費支出相對過高是現階段城鄉消費結構差異，消費結構和消費水平“倒掛”的重要原因之一。因此，要切實加快農村社會事業發展，逐步提高農村基本公共服務水平，按照形成城鄉經濟社會發展一體化新格局的要求,著眼于解決農村民生問題，不斷完善城鄉均等的公共服務體系，減少農村家庭公共服務消費支出比例，以有效避免城鄉消費水平和結構“倒掛”，合理帶動農村家庭消費。

（四）改善市場秩序，提振居民消費信心

完善消費市場的信息系統和監管公共服務平臺，加大對產品質量和價格的監管力度，特別要加強食品安全監管，要從源頭上治理污染，確保農產品質量安全。同時，要繼續加強市場價格監管，堅決打擊價格欺詐，嚴肅查處串通漲價，深入推進價格自律，及時化解價格矛盾，穩定市場價格預期，維護健康有序的市場價格秩序。要將規范市場秩序的政策措施法制化、制度化，構建保護消費者利益的法律體系，用法律武器打破消費領域的地區、行業封鎖和壟斷，整頓和治理市場流通秩序，強化講誠信、守契約、反欺詐的力度，嚴厲打擊虛假廣告、制假售假、商業欺詐等行為，保護消費者合法權益，提振居民消費信心，促進安全消費。

參考資料：

①課題組，《農民工市民化：我國現代化進程中的重大戰略問題》，《調查研究報告》，2011年54號

②國務院發展研究中心課題組，《當前我國消費品市場形勢分析及2011年趨勢預測》，《調查研究報告》，2011年20號

③國務院發展研究中心課題組，《我國消費品市場形勢分析及趨勢預測》，《調查研究報告》，2011年101號

④房愛卿等，《我國消費需求發展趨勢和消費政策研究》，中國經濟出版社，2006年4月

⑤程蘭芳，《中國城鎮居民家庭經濟結構分析》，中國經濟出版社，2005年9月

⑥專版，《擴消費：調結構的重中之重》，《南方日報》，2009年12月07日

⑦祁京梅，《我國消費需求趨勢研究及實證分析探索》，中國經濟出版社，2008年8月

篇4

首先構建一個代表性農村消費者兩期的基本經濟模型，消費者面臨兩期的最優消費決策，消費者的效用函數為。考慮政府財政支出和經濟波動的影響。為簡化分析，政府財政支出僅討論財政對農支出變量，假定財政對農支出Z的經濟效率為δ，經濟波動對收入的影響系數為ζ。財政對農支出對農村居民消費的影響可以分為兩個方面，一方面投入性支出增加和提升了農村公共產品與服務的數量和質量，從而改善了農村的生產經營環境，提高了農業生產效率，有利于農民增加收入從而提高消費能力。同時，農村基礎設施的完善也有利于營造促進農民消費的客觀環境，比如在公共產品供給不足時可能轉變為私人自行提供，擠占私人消費，并且基礎設施性質的公共物品缺乏會限制農村居民的消費，如公路道路和加油站的不足使得農民汽車消費的意愿不足。另一方面補貼性支出會直接增加農民收入，拉動農村居民消費。如2002年之前的農產品價格補貼，2002年之后對耕種農戶的直接補貼等。綜上，財政對農支出的經濟效率是正值。經濟波動對收入的影響作用存在爭議，一些學者認為經濟波動會導致高產出，如Schumpeter（1934）認為經濟波動能降低企業改進效率行為的機會成本，有利于企業效率的提高；［29］Mirman（1971）經濟波動會導致更高的預防性儲蓄和投資，最終促進經濟增長。［30］還有一些學者認為經濟波動會帶來產出的損失，如凱恩斯（1936）認為，經濟波動導致企業投資風險的上升，從而降低社會投資水平；［31］Bemanke（1983）、Ramey和Ramey（1991）從滯留成本出發，由于企業投資的時滯和不可逆轉，經濟波動增加了投資回報的不確定性，使得企業投資意愿減弱。［32］［33］但是，上述研究都是關于發達國家的研究，不能將其研究結論直接套用于我國。國內近年來也出現了一些有代表性的研究成果，如李永友（2006）、陳太明（2008）等。［34］［35］研究結論的不一致給提出假設帶來了一定困難，為解決這一問題，我們暫且參照李永友（2006）、陳太明（2008）、盧二坡和曾五一（2008）［36］的研究，假定ζ小于零。當然，這一假定還有待于實證部分的檢驗。由式（10）知，代表性農村消費者的消費與財政對農支出具有正向關系，與經濟波動具有反向關系，故提出如下兩個命題：命題1：財政對農支出對農村消費者的消費具有擠入效應。命題2：經濟波動對農村消費者的消費具有擠出效應。

二、數據、變量與模型說明

（一）數據與變量說明農村居民消費（RC）選擇農村居民人均消費水平作為變量，為了使歷年數據具有可比性，以1978年為不變價對歷年數據進行了計算，數據來源于《中國統計年鑒》1986—2012年。財政對農支出（AE）選擇國家財政支出中歷年支援農村生產支出和各項農業事業費作為變量，1998年和2007年統計口徑發生了變化，從1998年開始農業基本建設支出包括增發國債安排的支出，2007年開始統計口徑為農林水事務支出。為保證數據的連貫性，我們統一使用中央財政用于“三農”的支出。數據來源于《中國農村統計年鑒》1986—2012年。經濟波動（EF）選擇歷年實際GDP增長率減去預期到的GDP增長率，預期到的GDP增長率采用HP濾波方法得到，為檢驗結論的穩健性，還采取了BP濾波方法作為參照。數據來源于《中國統計年鑒》1986—2012年。除上述變量外，為了更加真實的反應變量之間的相互影響和因果關系，以及檢驗變量之間關系的穩健性，我們引入控制變量。經濟增長（GDP）用國內生產總值指數（1978年＝100）作為變量，物價水平（RCPI）用農村居民消費價格指數（1985年＝100）作為變量，農村居民收入（RI）用農村居民人均純收入作為變量，以1978年為不變價進行計算。數據均來源于《中國統計年鑒》1986—2012年。為弱化可能存在的異方差性和偏態性，并降低對極端觀測值的敏感性，對所有變量做自然對數處理。為保證解釋變量不受到自然對數化后正負號改變的影響，對數值小于1的變量加一后再取自然對數。

（二）模型說明由于考慮了各變量可能存在的滯后性，本文建立分布滯后模型來檢驗財政對農支出與經濟波動對農村居民消費的影響作用。

三、估計結果

（一）數據的統計性描述表1給出了主要變量的基本統計信息，圖1、圖2和圖3給出了農村居民消費、財政對農支出及經濟波動的核密度圖，從中可以看出三個變量分布密度的動態變化。

（二）單位根檢驗與協整檢驗采用ADF檢驗和PP檢驗，結果顯示變量序列lnRC、lnAE、lnEF、lnGDP、lnRCPI、lnRI均服從非平穩的I（1）過程。為節省篇幅，不再給出具體的檢驗過程與結果。由于變量序列lnRC、lnAE、lnEF、lnGDP、lnRCPI、lnRI均是一階單整序列，符合協整檢驗的要求。采用Johansen協整檢驗，給出跡檢驗與最大特征根的兩種檢驗結果，見表2。

（三）估計結果

對被解釋變量序列進行自相關與偏自相關分析，如圖4：由自相關分析圖可知，當滯后期k＝7時，序列的樣本自相關系數才明顯落入隨機區間，自相關函數表現為拖尾；偏自相關分析圖顯示，滯后一期的偏自相關系數明顯不為零，滯后2期以后的偏自相關系數都在置信區間內，偏自相關函數具有截尾性。故可建立AR（p）模型，p值可以取1或2，最終經AIC準則和SC準則判定。正態性檢驗：估計的參數在統計學意義上是否顯著十分關鍵，在進行ARMA模型回歸之前，我們是假定εt服從正態分布的，所以有必要檢驗這一假定是否成立。利用Jarque－Bera統計量對標準化殘差的正態性進行檢驗，檢驗顯示Jarque－Bera統計量是0．634，伴隨概率是0．728，即在5％顯著水平下不顯著，故接受殘差服從正態性的假設。異方差檢驗：在存在異方差的條件下，使用最小二乘法得到的參數估計量仍然是無偏的，但參數的方差是有偏的，則會導致假設檢驗失效，所以需要檢驗表4的ARMA模型是否存在異方差。采用Breusch－Pagan－Godfrey和White兩種檢驗方法，結果顯示Breusch－Pagan－Godfrey檢驗的ObsR－squared的值是6．183，伴隨概率是0．186，即5％顯著水平下不顯著，故接受同方差的原假設；White檢驗的ObsR－squared的值是3．895，伴隨概率是0．691，即在5％顯著水平下不顯著，故同樣接受同方差的原假設。此外，在表4中我們特別報告了穩健標準誤，結果顯示穩健標準誤遠小于所對應估計的參數值。結合T檢驗、正態性檢驗和異方差檢驗的結果，說明表4的ARMA模型是可以接受的。由表4的回歸方程知，長期均衡過程中，財政對農支出對農村居民消費有擠入效應，經濟波動對農村居民消費有擠出效應，經濟增長與農村居民消費價格指數都能夠促進農村居民消費，相對來說經濟增長的促進作用更大。同時，農村居民消費具有滯后影響，滯后一期對當前消費有正向作用，滯后二期有反向作用。這樣，命題1和命題2以及理論模型中關于ζ的假設都得到了證實。

（四）內生性討論如果回歸方程存在內生性，則OLS的估計結果可能會產生有偏性和非一致性。上述ARMA模型中，財政對農支出有可能是內生變量，這是因為財政對農支出與農村居民消費之間可能互為因果關系，一方面財政對農支出有利于增加農民收入，從而帶動消費；另一方面農村居民消費水平的提高意味著農民對農業經營投入的增加，反過來對財政對農支出有一定的影響。為了證實財政對農支出是內生變量的猜測，采用Durbin－Wu－Hausman檢驗，選擇財政對農支出滯后一期作為工具變量（其原因隨后進行解釋），財政對農支出作為被解釋變量，工具變量連同原模型中其他解釋變量一起作為解釋變量，運用OLS進行回歸，得到殘差項μ；將殘差項μ與原模型中所有解釋變量作為解釋變量，財政對農支出作為被解釋變量，運用OLS進行回歸，發現μ的回歸系數的檢驗結果為t－Statistic＝－245，prob．＝003，顯著，故變量財政對農支出確實是內生變量。為解決這一問題，我們采取工具變量法。運用工具變量必須注意工具變量的有效性，也就是說工具變量不僅要與財政對農支出高度相關，還必須滿足外生性，即該工具變量只能通過財政對農支出間接影響農村居民消費，而不能直接作用于農村居民消費。如果只使用唯一一個工具變量，則無法從統計上檢驗工具變量的外生性假設，但如果能夠尋找到兩個或兩個以上的工具變量，則可以通過過度識別來檢驗工具變量組是否都符合外生性的要求。為了充分保證回歸結果的穩健性，本文使用兩個工具變量，通過過度識別檢驗來保證工具變量組確實是合適的。①檢驗財政對農支出過程中，我們運用了其滯后一期作為工具變量，是因為當期的農村居民消費不會影響上一期的財政對農支出，即滯后一期的財政對農支出與原模型的隨機干擾項不會存在同期相關性，可視為外生的。而滯后一期的財政對農支出與當期財政對農支出是高度相關的，檢驗得到財政對農支出與其滯后一期的相關系數是0986，所以滯后一期的財政對農支出是一個合適的工具變量。另外考慮農村土地面積，農村土地面積越大，意味著農村居民對公共物品的需求越大，農村基礎設施建設的投入也越大，即政府為實現既定的服務目標必然要加大對農支出，所以農村土地面積與財政對弄支出密切相關。另一方面，土地面積不會直接影響居民消費水平。土地面積的大小可能會影響該區域的消費總量，但人均消費主要與個體因素有關，故土地面積不會影響人均消費值，而本文采用的就是農村人均消費水平，很好地規避了可能存在的土地面積對消費總量的影響這一點，因此農村土地面積可視為外生的。由于各類年鑒均無農村土地面積的直接數據，我們使用耕地面積與住宅面積之和作為替代值，其中住宅面積等于農村人均住房面積與農村人口數量之積。檢驗發現財政對農支出與農村土地面積的相關系數為0695，所以農村土地面積是一個合適的工具變量。為了更進一步的檢驗選擇的兩個工具變量是否合適，我們檢驗滯后一期的財政對農支出和農村土地面積是否會直接影響農村居民消費水平。檢驗方法是：將滯后一期的財政對農支出和農村土地面積分別放入回歸方程，考察回歸系數相應的p值，查看p是否大于01，大于則說明不存在直接影響，即認為是好的IV。檢驗結果顯示，滯后一期的財政對農支出的系數p值為0116，農村土地面積的系數p值為0347，進一步說明了滯后一期的財政對農支出和農村土地面積是合適的工具變量。由于工具變量數量多于內生變量，需要采用過度識別方法檢驗工具變量的有效性。首先使用2SLS方法估計模型，得到殘差ε，將殘差ε對所有外生變量回歸，獲得R2，在所有IV都與擾動項不相關的零假設之下，nR2服從自由度為q的卡方分布，q等于工具變量個數減去內生變量個數，若nR2超過設定的顯著性水平的臨界值，則拒絕原假設，即至少部分IV不是外生的，工具變量失效。按照上面方法，得到R2＝0075，樣本量是24，故nR2＝180，小于自由度為1的卡方分布的臨界值384，不能拒絕原假設，說明我們選擇的工具變量都是有效的。至此，我們充分檢驗了所選擇的兩個工具變量是好的IV。下面利用滯后一期的財政對農支出與農村土地面積作為工具變量，為檢驗結果的穩定性，分別使用2SLS和GMM方法對前面的ARMA模型進行回歸，分析結果是否發生變化，見表5。表5回歸結果顯示，2SLS和GMM的回歸結果基本是一致的，說明工具變量法的回歸結果是可信的。2SLS回歸結果與表4的回歸結果相比較，財政對農支出的系數基本不變，由0144變為0149；經濟波動的影響略微弱化，由－23669變為－21606；經濟增長的系數變大，由27218增大為25039；農村居民消費價格指數不變，由0608變為0638。GMM回歸結果與表4的回歸結果相比較，財政對農支出的系數略有下降，由0144下降為0130；經濟波動的影響略微變弱，由－23669變為－21792；經濟增長的系數也變大，由27218增大為25036；農村居民消費價格指數基本不變，由0608變為0624。綜合2SLS和GMM的回歸結果，說明直接用OLS回歸的結果確實是有偏的，使用多個工具變量以后，財政對農支出、經濟波動、經濟增長以及農村居民消費價格指數對農村居民消費的影響程度有所變動但變動的方向是一致的。運用工具變量得到的方程同樣證明了命題1和命題2以及理論模型中關于ζ的假設是成立的。

四、結論與建議

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2016市場調查報告范文

為了深入了解本市居民家庭在酒類市場及餐飲類市場的消費情況，特進行此次調查。調查由本市某大學承擔，調查時間是20**年7月至8月，調查方式為問卷式訪問調查，本次調查選取的樣本總數是2000戶。各項調查工作結束后，該大學將調查內容予以總結，其調查報告如下：

一、調查對象的基本情況

二、專門調查部分

(一)酒類產品的消費情況

1、白酒比紅酒消費量大。分析其原因，一是白酒除了顧客自己消費以外，用于送禮的較多，而紅酒主要用于自己消費;二是商家做廣告也多數是白酒廣告，紅酒的廣告很少。這直接導致白酒的市場大于紅酒的市場。

2、白酒消費多元化。

(2)購買因素比較鮮明，調查資料顯示，消費者關注的因素依次為價格、品牌、質量、包裝、廣告、酒精度，這樣就可以得出結論，生產廠商的合理定價是十分重要的，創名牌、求質量、巧包裝、做好廣告也很重要。

(3)顧客忠誠度調查表明，經常換品牌的消費者占樣本總數的32.95%，偶爾換的占43.75%，對新品牌的酒持喜歡態度的占樣本總數的32.39%，持無所謂態度的占52.27%，明確表示不喜歡的占3.4%。可以看出，一旦某個品牌在消費者心目中形成，是很難改變的，因此，廠商應在樹立企業形象、爭創名牌上狠下功夫，這對企業的發展十分重要。

(4)動因分析。主要在于消費者自己的選擇，其次是廣告宣傳，然后是親友介紹，最后才是營業員推薦。不難發現，怎樣吸引消費者的注意力，對于企業來說是關鍵，怎樣做好廣告宣傳，消費者的口碑如何建立，將直接影響酒類市場的規模。而對于商家來說，營業員的素質也應重視，因為其對酒類產品的銷售有著一定的影響作用。

(二)飲食類產品的消費情況

本次調查主要針對一些飲食消費場所和消費者比較喜歡的飲食進行，調查表明，消費有以下幾個重要特點：

消費者認為最好的酒店不是最佳選擇，而最常去的酒店往往又不是最好的酒店，消費者最常去的酒店大部分是中檔的，這與本市居民的消費水平是相適應的，現將幾個主要酒店比較如下：

2、消費者大多選擇在自己工作或住所的周圍，有一定的區域性。雖然在酒店的選擇上有很大的隨機性，但也并非絕對如此，例如，長城酒樓、淮揚酒樓，也有一定的遠距離消費者惠顧。

3、消費者追求時尚消費，如對手抓龍蝦、糖醋排骨、糖醋里脊、宮爆雞丁的消費比較多，特別是手抓龍蝦，在調查樣本總數中約占26.14%，以絕對優勢占領餐飲類市場。

4、近年來，海鮮與火鍋成為市民飲食市場的兩個亮點，市場潛力很大，目前的消費量也很大。調查顯示，表示喜歡海鮮的占樣本總數的60.8%，喜歡火鍋的約占 51.14%，在對季節的調查中，喜歡在夏季吃火鍋的約有81.83%，在冬天的約為36.93%，火鍋不但在冬季有很大的市場，在夏季也有較大的市場潛力。目前，本市的火鍋店和海鮮館遍布街頭，形成居民消費的一大景觀和特色。

三、結論

1、本市的居民消費水平還不算太高，屬于中等消費水平，平均收入在1000元左右，相當一部分居民還沒有達到小康水平。

2、居民在酒類產品消費上主要是用于自己消費，并且以白酒居多，紅酒的消費比較少，用于個人消費的酒品，無論是白酒還是紅酒，其品牌以家鄉酒為主。

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【關鍵詞】新農保 農村消費 影響途徑

一、新農保制度

新型農村社會養老保險制度（簡稱“新農保”）是以廣大農村居民為參加主體而建立的、由政府負責組織實施的三支柱社會養老保險制度，在保基本、廣覆蓋、有彈性和可持續的基礎上，以個人繳費、集體補助、政府補貼為籌資模式，基礎養老金和個人賬戶相結合為待遇支付模式。中央確定的基礎養老金標準為每人每月55元，地方政府可以根據實際情況提高基礎養老金標準，對于長期繳費的農村居民，可適當加發基礎養老金提高和加發部分的資金有地方政府支出。在具體執行的過程中，各地區可以根據各自的狀況增加檔次。各地區政府在最低每人每年 30 元的補貼基礎上確定補貼金額。

二、我國農村居民消費現狀

2010 年，中國的消費率為 48.56%，不到 50%，而世界平均水平在 65%以上。同期中國的個人消費率為 35.21%，也遠遠低于世界平均水平。我國農村市場消費的需求是不斷增長的。但同時，仍然存在著大量的問題，主要表現在以下幾個方面：

第一，我國農村消費水平不斷提高，但農村居民消費總體水平偏低。在全國范圍中所占的比重很低，與地域人口比例不相符合。

第二，農民收入不斷增長，但增長速度長期慢于城鎮居民收入和GDP 增長速度，我國農民收入總體水平仍然偏低，城鄉差距不斷拉大。

第三，居民消費結構不合理，即各項消費支出結構不合理。農村消費需求以滿足基本生活需要為主，耐用品、高檔消費量不足。

第四，農村居民儲蓄率高。數據顯示，2009年城鄉居民人民幣存款余額高達260771.7億元，相比于2000年，增加了3倍多，但居民消費卻僅增加1.5倍，最終消費率也從2000年的62. 3%下降為48%。而農村居民消費增加更少，僅增加1.2倍。

農村居民消費增長緩慢、存在高儲蓄性的主要原因是消費意愿不足，但深層次原因則是農村養老社會保障體制不完善。在此消費現狀下，研究新農保的推行對于促進農民消費意愿，提高農民消費水平具有重要意義。

三、新農保對消費的影響途徑

1.新農保通過對收入的影響來拉動消費

收入是消費的基礎和前提，收入水平和增長速度是決定農民消費規模和水平的最重要因素。轉移性收入的量的增加，會引起消費支出的量的增加，從而提高了農村居民的平均消費傾向，促進了農村居民的消費需求。農村老年人是相對收入較低的群體，因此老年人的可支配收入的增加，會提高農村老年人消費傾向，從而提高社會消費傾向。

2.新農保通過收入的再分配過程影響消費

生命周期假說指出個人在其收入高于其終生平均收入時儲蓄較多，而收入低于其終生平均收入時儲蓄就少。新農保的收入分配作用主要表現在平衡高低收入者之間福利的平等化分配和縮小收入差距來提高整體消費傾向。個人賬戶是完全積累制度形式，根據個人所選擇的繳費檔次不同，其領取養老金的水平也不同，在年輕時候的資金的積累，用于年老以后的消費，實現個人代內收入再分配。新農保降低了農民由于長期缺乏保障而對未來的不確定性感受，穩定農民的未來收入來源的信心，從而減少儲蓄、增加消費。

3.新農保通過調節農民心理預期影響消費

新農保是國家社會保險體系的重要組成部分，能夠穩定農民的消費預期。新農保的三支柱籌資模式確保了這一制度的可持續性，降低了農民對政策的不確定性預期。農村養老保險的推行，增加了收入再分配未來穩定收入來源，顯著減少農民的不確定性心理，進而有效提高農村的消費支出。

四、完善農村養老保險促進農村居民消費的建議

1.加大宣傳力度，提高農民參保積極性。

要改變農民的養老觀念，使其加入到農村社會養老保險的行列中來。要對新型農村養老保險政策法規的優越性加以宣傳，要強調參保能使農民從中得到的好處，讓農民把養老保險作為一種心理預期，讓他們能積極地投入到農村社會養老保險中來。

2.取消“新農保”中的“捆綁條款”。

在實施過程中出現了老人子女不愿參保，老人為了領取養老金替子女繳納養老保險費的情況。此種情況的發生扭曲了“新農保”惠民利民的效應，降低了基礎養老金補貼的吸引力，違背了“新農保”實施初衷及社會的倫理道德。因此，“新農保”沒有必要加附加條件，“捆綁條款”應該取消。

3.增強個人賬戶投資收益率分配調節機制。

我國“新農保”基金主要存銀行、買國債等，基金管理層次較低，導致最終的收益率較低，這大大降低了投資收益率對分配調節的杠桿作用。在安全性的前提下逐步拓展個人賬戶基金的投資渠道，如可以將基金一部分投資于國家重點項目，另一部分由商業銀行托管，專業投資機構投資等手段進行市場化管理。

4.加大養老保險人財物的投入，提高政策運行效率

提高政府各級部門政策運行能力是新農保制度順利推進的重要保證。為了解決農村養老保險實施過程中存在的問題，如新制度與舊制度的銜接問題，如參保人基本信息核實、繳費、領取等有關程序的工作。加大養老保險人財物的投入，提高政策運行效率。

5.加強社會輿論監督，加強農村養老保險制度的立法保障

養老保險基金收繳、基礎養老金發放等情況，要求村委會、鄉鎮、縣定期采取適當的方式向社會公布，接受公眾監督，糾正和防止偽造年齡和冒領待遇的行為。各地應根據實際情況，在有關法律的基礎上，制定具體的適合本地農村的社會養老保險的規定。

參考文獻：

[1]李曉穎.社會養老保險對城鎮居民消費的影響研究-以山東省為例[D].山東大學碩士學位論文.2012.

[2]吳淑定，鄧小麗.社會養老保險對中國城鎮居民消費的影響[J].知識經濟，2010（19）.

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【關鍵詞】經濟增長 消費不足 原因 對策

近十多年以來，我國國內居民消費增長嚴重不足，一是表現為居民消費占GDP的比重低，二是表現為居民可支配收入增速趕不上經濟發展增速，消費占比持續下降。因此，我國在調整宏觀經濟政策，開辟經濟增長實現途徑，提升居民消費水平方面有很大的空間和潛力。

一、實現居民消費增長的重要意義

（一）實現居民消費增長是落實“科學發展觀”的重要舉措

“科學發展”既包括優化資源配置方式，實現低碳模式的可持續發展的要求，又包括了縮小貧富差距、提升國民總體收入和消費水平，提高國內居民生活幸福指數，實現社會和諧發展的要求。

（二）實現居民消費增長是國民經濟持續健康發展的要求

一直以來，中國經濟增長模式存在著“重投資、輕消費”的詬病，GDP的增長主要依靠政府花錢、國家投資來拉動，如2009年我國GDP增長8.7％，投資貢獻率92.3％。這種依靠政府花錢推動經濟增長的發展模式，一定程度上鼓勵了政府各級官員同財團利用手中權力、資源進行層層尋租，導致了中國經濟市場化進程的畸形化，它不是一個可以惠及社會各個階層的發展模式，不是一個能夠刺激和活躍最能接納社會人員的中小企業為基礎的發展模式，從而使中國經濟增長不穩定、不平衡、不協調、不可持續的矛盾更加突出。

（三）實現居民消費增長是走出當前世界性經濟危機困境的重要途徑

“投資”與“出口”被譽為中國經濟增長的二駕馬車，然而自2008年世界性的經濟危機爆發以來，國外經濟衰退，出口受到很大影響，國內生產能力出現過剩，為實現外貿的恢復性增長，貿易摩擦不斷，本幣升值壓力增大。如果不及時提升國民消費能力，啟動內需，開辟實現經濟增長的新途徑，國內經濟發展將被國際性經濟危機拖入泥潭。

二、當前居民消費不足的主要原因

（一）稅收水平高，國富民窮的狀況不斷加劇

1995年至2007年以來，有關指標增長情況如表1所示。

表1 1995-2007年相關指標數據

評價指標 年均增長率（％） 剔除通脹因素后的增長倍數

政府財政稅收 16 5

GDP 10.2

居民可支配收入 8 1.6

農民純收入 6.2 1.2

由上表可以看出，近十多年來，稅收增長率大幅增長，大幅超過了經濟發展總量的增速，2倍于居民收入的增速。福布斯公布的2007年稅負痛苦指數世界排名，中國居法國、比利時之后，位居第三，超過了公共服務及社會保障程度極為完善的瑞典（排名第四）。

即使是在經濟危機爆發以來的近幾年，中國的財政收入依然保持了高速增長，財政收入占GDP的比重2009年達到20.57％，若加上預算外收入、政府土地出讓收入以及中央和地方國企每年的未分配利潤，政府的大預算收入幾乎占到了30%。我國2009年財政盈余2萬億。按發達國家的理念，百姓繳稅是為了讓政府提供公共服務，政府如果花不了那么多錢就該減稅，如2009年2月，美國通過了總額達7870億美元的經濟刺激計劃，其中35％用于減稅，65％用于增加投資，減稅總額達3000億美元。而我國各級政府竟然存下了大筆存款。

與財政收入大幅增長、巨額盈余相對應的是，國內居民收入長期處于偏低水平。從中國與發達國家小時工資水平比較看，中國大約是0 .2美元左右 ，歐美國家大體上是25—30美元。全國總工會2010年4月的一個調研顯示，我國的國民收入分配格局中勞動者報酬占GDP的比重不斷下降，而資本所有者和政府占比卻大幅提高。從1997年到2007年，勞動者報酬占GDP的比重從53.4%下降到39.74%。

（二）收入分配差距大，財富向少數人集中

國際通常認為，基尼系數0.4是警戒線，一旦超過，表明財富已過度集中于少數人。2007年，我國基尼系數達到0.48，超過美國、俄羅斯，更超過印度的0.36，接近于拉美國家平均水平0.51。中國社科院2009年底發表的《中國社會發展年度報告》稱：中國貧富差距快速拉大，基尼系數達到0.496，超過國際公認的0.4的危險警戒線。據世界銀行統計結果，全世界基尼系數高于中國的國家只有29個，其中27個是拉丁美洲和非洲國家。以上還是官方統計數字，未計算灰色收入部分，因此，實際情況可能比這更為嚴重。

財富向少數人快速集中的結果是： 2006年，占人口8.5％的城鎮最高收入居民占消費總額的56％，占人口63.2％的居民（包括城市40％的低收入群體和80％的農村低收入群體）的消費占比為30％。世界銀行報告顯示，美國是5%的人口掌握了60%的財富，而中國則是1%的家庭掌握了全國41.4%的財富。中國的財富集中度甚至遠遠超過了美國，成為全球兩極分化最嚴重的國家。

消費函數C＝C0＋cY，其中C0為必須消費，c為邊際消費傾向，常表示消費的意愿，Y為收入。少數高收入的群體在完成了56％的消費占比之后，消費意愿已經較低，即使繼續增加收入，也不會增加很多消費，即使消費，也往往是去海外市場消費，而大部分的低收入人群雖然迫切希望改善生活質量，消費意愿強烈，卻達不到適當的收入水平，無法增加消費。因此，盡管大多數的中國人都在為柴米油鹽操心，為生活瑣事計較，打開網頁翻開報紙，卻被中國旅游團赴海外團購LV包、拉菲紅酒、豪宅時的一擲千金所震驚，為世界名牌轎車20％的中國市場銷售份額所感慨，中國富豪甚至成為西方知名品牌企業的座上賓和救世主。

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改革開放的進行，促使我國的經濟變得發達，人民的收入也有所提高。生活水平的提高，讓我國人民的消費需求開始變得多種多樣。居民的消費已經不再受到過去供給數量和種類的限制，變成了以居民自己的需求為準。文章將介紹我國城鎮居民的消費現狀，探討城鎮居民的消費需求受哪些指標的影響，最后提出一些與優化城鎮居民的消費結構有關的具體措施。

關鍵詞：

城鎮居民；消費結構；優化

1城鎮居民消費結構的現狀

恩格爾系數，表示的是一個家庭購買食物的花費占家庭總花銷的百分比［1］。當家庭總消費一定的時候，恩格爾系數與購買食物的花銷所占比例成正比。也就是說，恩格爾系數越大，這個家庭在基本需求上花費的越多，家庭狀況越貧困；反之，則說明這個家庭只需要很小一部分投入就能滿足基本的生活需求，家庭狀況越富裕。恩格爾系數能夠反映一個國家是貧困還是富裕。在2015年的國家經濟調查報告中，揭示了我國恩格爾系數已經低于40％，達到了“富裕”的標準。

改革開放讓我國居民早已經不在溫飽線上掙扎，開始越來越多地追求精神方面的享受。恩格爾系數的降低，說明了我國人民生活水平有了提高，花在食品和衣裝等方面的基本需求占據的比例越來越小。如以交通通信、教育文化和娛樂方面的消費來說，1992年這三項消費在家庭總消費中占據的比例是19．9％，而到了2012年，這一比例已經變成了43．17％。在家庭的各項消費之中，交通通信消費已經上升到了第二位，而教育文化和娛樂消費占據了第三名的位置。這種情況說明居民正在逐漸向住房、汽車、旅游、休閑等方面加大消費投入，給相應行業的發展帶來了難得的機遇。

通過優化居民的消費結構，能夠對城鎮的產業結構進行調整。城鎮居民的消費結構，說明了居民需要什么，說明了企業應該生產什么產品。與過去相比，城鎮居民的需求從食物、基本生活用品、常用家用電器等方面轉變到電腦、空調、汽車等高科技產品，還有旅游、保健等方面。群眾對于服務業的需求有了明顯提高。這種消費習慣的改變，必將導致資金從沒落的產業流向新興的產業，引起整個社會產業結構的變動。新興的服務業由于有了資金注入，能夠擴大規模，得到快速發展；而沒落的企業沒有了市場，會不斷地進行規模縮減，直到消失。這就是消費需求如何影響產業結構調整的一個過程。隨著居民對精神層面需求和高科技產品的需求擴大，社會的科技水平也將得到發展和促進。

2影響城鎮居民需求的因素

2．1居民收入

城鎮居民有收入才能去進行消費。居民的收入水平提高了，才會發生消費，才會發生消費結構的改變。據統計局調查，我國城鎮居民的平均可支配收入從1985年的739．1元增加到了2010年的19109．4元［2］。這說明改革開放以來，我國城鎮居民的收入水平已經大大提高。但是在城鎮居民收入提高的過程中，也出現了問題———居民收入差距巨大。從居民自身角度講，這是由于每個人的個人素質、受教育的程度、家庭條件的不同所造成的；從國家角度來講，這種問題的出現是因為收入分配政策上的不合理。

2．2居民消費環境

消費環境包括兩方面：一方面是居民周邊的商場、超市、店鋪等消費設施環境；另一方面包括了居民居住地政策如何，信用制度是不是健全等抽象的環境。消費的環境如何，與城鎮居民的消費習慣是密切相關的。改革開放以后，我國在市場的監管上下了很大功夫，建立了法律法規，使得居民的消費環境有了極大改善，然而仍然存在一些問題。市場中充斥著一些欺詐、造假現象，違反交易信用原則，損害消費者的利益；市場監管不徹底，懲罰制度不完善，在消費者的權益受到損害后不能進行合理補償；信貸行業沒有整體規范，各種手續混亂，居民貸款不方便，遏制了居民消費的欲望。

2．3居民消費觀念

消費觀念影響了居民消費的方式。對于同樣收入水平的居民而言，如果居民具有負債消費或者超前消費意識，他的需求就會比較高，消費水平也相對高。如果居民的負債消費或超前消費意識淡薄，那么他們的消費需求和消費水平也會相對較低。改革開放以來，我國大部分城鎮居民都改變了自己的消費意識。城鎮是人口聚集的區域，生活設施完善，交通、醫療水平也高，城鎮居民思想開放，消費觀念也比較超前。如今，廣大人民的思想觀念已經從“能節省就節省”“吃飽穿暖就足夠了”變成了“追求精神層次的需要”。

2．4社會保障制度

社會保障體系是否健全，也是影響居民消費習慣的一大因素。養老保險、醫療保險、失業保險等項目，可以保障居民的日常生活，讓居民用在預防目的上的儲蓄可以相應減少。還有社會救助、最低生活保障等項目，從增加居民的收入入手，間接增加居民消費。如果國家的社會保障制度不健全，居民對生活的憂慮程度增加，他們就會有不安全感，寧愿降低消費進行儲蓄，為了自己的生活做打算，抑制自己的消費需求。

3優化城鎮居民消費結構的措施

3．1增加居民的收入

收入增長是居民進行消費的基礎。所以，增加居民的收入，是促進居民進行消費的根本手段。在我國目前的城鎮居民消費情況中，購房壓力太大是影響居民消費水平提高的重要原因。房價上漲得太快，導致居民工資水平遠遠不能滿足。居民為了買房節衣縮食，削減了很多其他方面的消費。只有城鎮居民的收入增加了，他們才有錢去選擇更多的商品，進行更多消費。為了讓居民的基本消費所占的比例降低，鼓勵居民進行更多的其他需求的消費，就必須讓居民有更多的收入，降低恩格爾系數。

3．2對民眾的消費觀念進行引導

我國城鎮居民的消費結構，仍然以食品等基本消費為主［3］。教育培訓、醫療健康等方面雖有進步，但是占據的比例仍然太小。為了進一步對城鎮居民的消費結構進行優化，政府必須發揮帶頭作用。通過失業保險、醫療保險、養老保險等保障項目，保證居民的基本生活水平，才能夠方便接下來對居民消費思想的宣傳引導，方便居民消費良性結構的形成。在宣傳過程中，政府要提倡人民重視教育和健康，督促人民的消費向文化教育和保健等方面進行一定的轉移。

3．3社會福利和社會保障的完善

想要對城鎮居民的消費結構進行優化，不僅要考慮商品消費方面，更要從社會福利和社會保障方面入手。社會保障是為了讓居民的基本生活需求得到滿足，社會福利是為了讓居民對基本生活產生安全感。只有在上述兩項健全的基礎上，居民才能夠考慮其他方面的消費，實現消費結構的優化。居民的住房、醫療、出行、教育，都需要政府對住房制度、醫療體制、交通設施、教育情況進行改革和調整。只有居民享受的福利好了，生活得到了基本保障，才能夠產生更多精神上的追求，刺激精神需求上的消費。

4結論

通過一個地區城鎮居民的消費結構，能夠看出這個地區的經濟發展水平。居民的消費結構合理，表示著一個地區或者一個國家的經濟發展處于非常健康的狀況。想要對我國城鎮居民的消費結構進行優化，要從提高居民收入水平、加大正確消費觀念的宣傳、提高社會福利、完善社會保險等角度入手，讓居民形成良好的消費習慣，刺激居民的消費需求。

參考文獻：

［1］陳波．不同收入層級城鎮居民消費結構及需求變化趨勢———基于AIDS模型的研究［J］．社會科學研究，2013（4）：14－20．

［2］白鳳嬌．我國城鎮居民消費結構優化升級研究［J］．理論探討，2015（5）：101－104．

篇9

【關鍵詞】 居民消費； 收入分配； 稅收制度； 征管信息

長期以來，我國經濟增長主要依靠投資和出口來拉動，經濟高增長的背后是高投資、高消耗和高污染。靠資源投入的粗放式增長是不可持續的。我國政府在盡力改變這種狀況，采取了很多補救措施、出臺了相關政策制度。“十二五”規劃提出堅持擴大內需戰略，把擴大消費需求作為擴大內需的戰略重點。中央經濟工作會議明確提出把著力擴大內需特別是消費需求列為2012年的主要工作之一。消費在國民經濟發展中的作用凸顯。

一、消費在國民經濟中的地位分析

（一）低消費是我國經濟的軟肋

改革開放以來，我國經濟出現了特有的高投資、高儲蓄、高順差及低消費的“三高一低”現象，經濟增長主要靠投資和出口這“兩駕馬車”，拉動經濟增長的消費卻逐年出現下降。2010年我國的消費率僅為47.4%，低于發達國家和發展中國家。低消費帶來高儲蓄，高儲蓄又促成了高信貸和高投資，內需不足只能通過出口來解決過剩的產能，高順差又帶來我國外匯占款過多，流動性過剩，加劇了通貨膨脹。高順差加大了我國經濟的外貿依存度，加大了我國宏觀經濟的風險。這種粗放式增長與我國“十二五”規劃提出的內生驅動、創新增長的經濟發展方式格格不入。

（二）促進消費、實現消費的均等化是我國構建和諧社會的必備前提

人類生產勞動的最終目的是為了消費，只有將勞動成果通過最終消費轉化為人類更高的生活水平和生活質量，人類的勞動、經濟的發展才能回歸本來的意義。否則，搞經濟、促發展、保增長只是停留在“為了生產而生產”“為了增長而增長”的怪圈，商品的價值不能通過最終消費實現，國民經濟就難以維持良性循環。消費水平直接關系到人的生存狀況，每個社會成員都有最基本的消費需求，包括基本營養、基本教育、基本醫療、基本住房，人們生活水平與生活質量的提高必然伴隨著這些基本消費需求的提高。當前我國社會問題集中表現在財富差距、收入差距和消費差距的拉大，富人太富、窮人太多，行業之間和地區之前和城鄉之間的差距在加速，社會階層固化，社會分化在加速。消費差距的拉大導致社會公平的缺失。只有消費逐步均等化，讓普通老百姓老有所養、學有所教、病有所醫、住有其居，生活水平和生活質量不斷提高才能構建和諧社會。

（三）當前我國消費領域存在的主要問題

消費是指最終消費，包括公共消費和私人消費。公共消費包括政府自身消費（行政成本）和社會性消費（政府用于教育、醫療、社保等方面的支出）；私人消費是指居民消費，是社會居民用于衣食住行等方面的生存支出和發展支出。改革開放以來，我國GDP年均增速9.8%，財政收入年均增速接近20%，按支出法核算的GDP最終消費支出年均增長9.65%，低于財政收入和GDP的增長速度。2000—2010年10年間的消費率（消費占GDP的比重）分別為62.3、61.4、59.6、56.8、54.3、51.9、50.0、49.548.4、48.2、47.4，呈逐年下降趨勢；而政府消費占GDP的比重卻穩中有升，1988年為20%，2008年至2010年分別為：27.4、27.4、28.7。可見，居民消費率下降是我國消費率下降的主要原因。

二、稅收促進居民消費的機理分析

（一）居民的收入水平和公共消費水平決定了居民的消費能力

消費受到收入水平的約束，居民消費能力會隨居民可支配收入的提高而提高。在收入水平一定的情況下，理性的消費者會依據現期收入的多少來決定將收入的多少份額用于消費。用于消費份額的大小受到政府社會性公共消費水平的影響。政府社會性公共消費（社會保障）水平提高，將減少居民由于教育、醫療、社保、廉租房等方面的支出；否則，社會居民將會減少現期消費、增加儲蓄以備生活不測之需。

（二）收入分配狀況影響居民整體的消費水平

收入水平決定消費需求結構。貧者會把大部分的收入用于維持基本生活消費，富者只需用收入的很小一部分就可以維持基本生活消費了。因而，貧者的邊際消費傾向較高，富者的邊際消費傾向較低。因此，增加貧者的收入將會極大地提高社會消費。縮小收入分配差距將會極大地釋放社會消費力，這樣有助于提高社會居民整體的消費率。

（三）強化稅收的公平分配職能，減緩收入分配差距

稅收主要在再分配領域發揮作用。在初次分配格局的基礎上，通過稅收制度的設計，如超額累進稅率、稅收的減免和加成等實現對高收入者課以重稅，對低收入者少征稅、免稅，甚至負稅（轉移支付）從而實現公平分配。提高對所得和財產征稅的份額，能夠弱化財富的積累效應、緩解收入分配差距、促進當前消費。

（四）間接稅稅率影響物價水平

間接稅往往作為商品和勞務價格的組成部分而嵌入商品和勞務的銷售價格之中。社會公眾消費任何商品和勞務，都在負擔國家的稅款。由于我國稅收收入過分依賴間接稅，使得政府的稅收收入很大部分是通過公眾消費了含有較高的間接稅的商品和勞務實現的。我國以間接稅為主體的稅制結構推高了物價，在居民可支配收入一定的條件下，降低了居民的消費能力，尤其是抑制了中低收入者的消費能力。

三、我國現行稅制中存在的不利于公平分配的問題

（一）以間接稅為主體的稅制結構不利于公平分配

我國現行稅收制度是1994年基于分稅制改革施行的，雖然確定了流轉稅和所得稅為主體的雙主體稅制結構，但實際運行的結果是以流轉稅為主體。流轉稅屬間接稅。從1994年稅改以來，間接稅占稅收總收入的比重雖略有下降但一直在70%以上，1994年為79%，1998年降為77%，2000年降為74%，從2002年開始一直保持在73%左右。直接稅占稅收收入的比重從1994年的16.2%到1998年的16.9%，再到2002年的25%，雖然上升了近10個百分點，但總的來說還是以間接稅為主體的稅制結構。

間接稅是可以轉嫁的，稅負轉嫁是稅收負擔的再分配。政府征收間接稅雖是從企業征收的，但最終還是由作為消費者的社會居民來負擔。稅負轉嫁與商品的供需彈性直接相關。一般來說，生活必需品的需求彈性較小，納稅人很容易把稅負轉嫁給消費者，而非生活必需品、奢侈品的需求彈性較大，稅負則不易轉嫁。由于低收入階層的收入用于生活必需品的份額較大，其恩格爾系數比較高；而富裕階層用于生活必需品的收入份額則較小，其恩格爾系數比較低，因而，貧者的負擔率高，富者的負擔率反而低，體現了間接稅的累退性。

（二）個人所得稅存在弊病

個人所得稅通過超額累進稅率的制度設計，使高收入者多繳稅，低收入者少繳稅或不交稅，達到結果的相對公平，具有較強的收入再分配功能。但我國現行個稅調節功能有限，甚至存在某種程度上的逆向調節而被社會詬病。原因有三：一是我國的分類征收模式沒能體現量能原則；二是費用扣除沒考慮家庭贍養負擔；三是我國沒有建立起收入、財產數據庫和沒有實行現金交易報告制度，無法確定納稅人的收入，導致稅收流失嚴重，富人少繳稅，“納稅人收入無法確定”被稱為中國稅收第一難。

（三）財產稅不完善

財產稅的分配功能比較強，對財產征稅，不利于儲蓄和財產積累，而有利于現期消費。比如，對遺產與贈與征稅將改變我國國民過度節儉和遺留遺產的習慣，將國民潛在的購買力轉化為現實的購買力，尤其有利于提高高收入者的即期消費。開征社會保障稅使社保資金有了穩定的來源，會提高社會居民的消費預期，降低儲蓄率，有利于現期消費。我國現行財產稅征收范圍小、征收面過窄，財產稅占我國稅收收入的比重僅為6%左右，調節力度非常有限。

（四）征稅環節惡化了收入分配狀況

我國稅收一般遵循屬地主義原則，納稅地點為機構所在地。我國的增值稅和消費稅在生產環節征收的比例很高。生產環節征稅意味著有生產就有稅收。一般來說，發達地區是產品的輸出地，欠發達地區、落后地區是產品的輸入地，生產環節征稅意味著消費地得不到稅收收入。同樣，城市地區因擁有人才、信息及較完備的公共產品和公共服務而成為工商企業的坐落地，廣大的農村地區僅為消費地。稅收利益由農村流入城市，落后地區流入發達地區，加劇了地區之間、城鄉之間的收入差距。同樣，造就了我國高投資、高污染和地方政府異化的怪圈。

四、建立促進居民消費的稅收政策

（一）降低間接稅稅率

當前我國70%以上稅收來自間接稅。大幅度降低間接稅的稅率，尤其是降低生活必需品的稅率，對某些生活必需品實行零稅率。這樣，不但能降低物價、提高居民尤其是中低收入者的消費能力，還有助于保障弱勢群體的基本生活水平。間接稅的累退性使收入越高稅負越低，降低間接稅的比重，改變過分依賴間接稅的稅制結構，實現稅收的公平。

（二）完善個人所得稅，加快向綜合征稅的轉變

在我國現行的稅制中，個人所得稅擔負著主要的調節收入分配差距的重任。2008年以來我國通過了三次稅改：提高了免征額、減少了級距、降低了低級稅率，加強了對高收入群體的征管，對年收入12萬元以上的納稅人需自行綜合申報，個稅的公平分配職能得以加強。但是稅務系統的征稅數據表明，我國富人納稅額與其資產占有份額還是不相稱，富人階層存在少繳稅的現實。

我國的分類所得稅制對不同類別的所得，費用扣除標準、適用稅率不同，存在各類所得之間稅負不均衡，存在稅收籌劃空間。費用扣除沒有體現納稅人的家庭供養負擔及生活成本，沒有體現量能原則。因此我國個稅改革方向應是綜合征稅模式，只有綜合征稅才能給個人所得稅一個“殺富濟貧”的美名，公平分配職能才能真正實現。當然，這些改革的推進需要與我國的征管水平相適應。

（三）健全財產稅制度，弱化財富的積累效應

在我國，通常意義的財產稅包括車船稅、房產稅、城鎮土地使用稅、契稅等。對財產稅的改革思路應是擴大征收范圍、強化對貧富差距的調節。一是擴大房產稅的征收范圍，對房產保有環節征稅、對超生活需求的房產征稅，而不只對商業用房征稅，對居住用房簡單地按套免稅；二是開征社會保障稅，夯實我國社會保障資金，提高居民的消費信心；三是車輛購置稅也應體現汽車的價值和檔次，統一10%的購置稅，調節作用有限；四是著手遺產與贈與稅的調研，做好相關的法律、財產信息的申報登記等配套制度。

（四）改變征稅環節

國際稅收經驗表明，對生產環節多征稅、對最終消費環節少征稅甚至不征稅的稅制不利于社會經濟健康發展。如果改在消費環節征稅，則欠發達地區、農村地區在消費產品時可以獲得稅收收入。稅收利益將驅使地方政府將主要的行政目標放在如何創造良好的消費環境和人居環境以吸引更多的人到此居住。國家對重復建設、資源浪費、環境污染將無為而治，在消費環節征稅對消費的引導和帶動作用將很快顯現出來。

（五）做好稅制改革的配套基礎設施

稅務機關征稅的依據是對納稅人的交易、收入或財產的確認，掌控納稅人的信息資料成為一切稅收征管的基礎。我國每年有大量的稅款流失是不爭的事實。無法確定納稅人的收入、財產和交易成為“中國稅收第一難”，所得稅、財產稅的征收對我國的征管信息提出了很高的要求。推進結合戶籍管理的收入申報、財產登記等社會征信系統建設成為我國稅制改革的必要外部條件。推行非現金結算和現金交易報告制度，注重與銀行、海關、房管局、證券交易所、雇主及主要的消費場所的信息庫聯網，以實現稅務部門對收入、交易、財產的有效監控。

【參考文獻】

［1］ 高培勇.稅制結構差異惹的禍？［N］.中國財經報，2011-02-22.

［2］ 鄭幼鋒.促進居民消費的稅收政策研究［J］.稅務與經濟，2009（5）.

篇10

關鍵詞：農村基礎設施；投資；農村居民消費

中圖分類號：F303.1；F014.5 文獻標識碼：A DOI：10.3963/j.issn.16716477.2013.02.010武漢理工大學學報（社會科學版） 2013年 第26卷 第2期 孫春燕：農村基礎設施投資對農村居民消費影響的定量研究

一、引 言

《1994年世界銀行發展報告：為發展提供基礎設施》把基礎設施中的“經濟性基礎設施”界定為“永久性的工程構筑、設備、設施和它們所提供的為居民所用和用于經濟生產的服務。這些基礎設施包括公用事業、公共工程以及交通設施”。該報告將“經濟基礎設施”之外的基礎設施定義為“社會基礎設施”，通常包括文教、醫療保健等方面＼[1＼]。本文中的基礎設施包含經濟性基礎設施和社會基礎設施。

在定量分析基礎設施投資對消費影響的文章中，計量模型的變量較為單一，通常為基礎設施投資流量或存量水平＼[23＼]。本文在變量的選取上更為全面，除了考慮到影響消費的最主要變量收入外，還引入了反映產業結構、社會保障投入及人口結構的控制變量。再者，大多數的文獻僅局限于測度基礎設施投資對總體消費水平的影響，而未進一步分析基礎設施總體或其結構對消費結構所造成的細微影響，且目前研究基礎設施或其他變量對農村各類消費的影響時，都將農村居民的各項消費看成是獨立的，這會導致偏離實際的結論。各項消費支出決策都是以家庭為單位作出的，因而各項消費之間并非獨立。本文充分考慮到各項消費之間的聯系，采用似無相關（SUR）回歸模型來研究農村各類基礎設施投資對農村居民各類消費支出的影響，各消費方程的干擾項包含了影響家庭作出決策的共同因素，例如消費習慣和觀念等等，這樣得出的結論更具說服力。

二、農村基礎設施投資對農村居民消費的定量影響

（一）研究方法簡述

似無關回歸（seemingly unrelated regression，SUR）也叫Zeller方法，它是Zeller于1962年提出的一種系統估計方法＼[4＼]。SUR的含義是每個方程的回歸參數可以不一樣，單個方程的回歸看起來彼此不相關，但實際上它們通過隨機項的相關而彼此聯系，這些不同方程的隨機項同期相關，不同期不相關，即：E（μi，t1，μj，t2）=σij（t1=t2）

0（t1≠t2） （i≠j）

σ2i （i=j） 此外，對于每個方程而言，其隨機誤差項滿足經典回歸模型的所有基本假定，即零均值、等方差、無自相關，且與解釋變量不相關。滿足以上條件的模型稱為SUR模型，即單個方程滿足經典回歸模型的基本假設，但不同方程通過隨機項聯系在一起。對于似無相關估計，有如下兩個結論：當隨機項之間的相關性越強，則SUR方法帶來的功效提高越大；X矩陣之間的相關性越小，使用SUR方法帶來的功效提高就越大＼[5＼]。

（二）模型的建立及變量的解釋

消費結構反映了居民在各個消費項目上的支出水平和比例，《中國統計年鑒》將居民消費支出分為類：食品支出、衣著支出、居住支出、家庭設備用品及服務支出、交通和通訊支出、文教娛樂用品及服務支出、醫療保健支出和其他支出。近些年農村衣著支出占居民總體支出的比重穩定在5%左右，且呈不斷下降的趨勢，而其他支出包括的內容較為模糊，因而這兩類消費支出將不作為本文考察對象。

各類統計年鑒并未直接統計農村基礎設施投資數據，本文選用與基礎設施相關行業的農村固定資產投資加總額來近似地反映農村基礎設施投資額，根據《中國農村統計年鑒》，這些行業包括：電力、燃氣及水的生產和供應業，交通運輸，倉儲和郵政業，信息傳輸、計算機服務和軟件業，水利、環境和公共設施管理業，教育、科學研究、技術服務和地質勘查業，衛生、社會保障和社會福利業，文化、體育和娛樂業。2000年、2001年、2002年的行業分類口徑與2003年-2010年不同，2000年基礎設施投資額為電力煤氣及水的生產和供應業、交通運輸業、郵電通訊業、文化教育事業及衛生體育社會福利事業固定資產投資加總額，2001年和2002年基礎設施投資額為電力煤氣及水的生產與供應業、地質勘探水利管理業、交通運輸倉儲及郵電通信業、衛生體育社會福利業、教育文化藝術及廣播電影電視業及科學研究綜合技術服務業固定資產投資加總額。信息傳輸、計算機服務和軟件業以及科學研究、技術服務和地質勘查業的固定資產投資額所占比重非常小，幾乎可以忽略不計，在構建SUR模型時將其舍棄。

為了準確測量農村基礎設施投資對農村居民消費的影響，有必要構建合理的控制變量組。收入是影響消費的最關鍵變量，首先將其作為控制變量。生命周期假說指出，邊際消費傾向受社會中人口結構的影響，以下模型中以鄉村人口總撫養比指標來控制農村地區的人口結構。產業結構對一個地區的居民消費水平有著重要影響，本文使用鄉鎮企業第二產業增加值占總增加值的比重來控制農村地區產業結構水平。理論界已經就社會保障的消費效應達成共識，因此將社會保障投入也納入計量回歸模型中。農村人均社會保障指標為農村社會救濟費、自然災害救濟費及農村醫療救助三個部分的加和數值再除以鄉村人口數。以上各變量數據來源于《中國統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》、《中國人口年鑒》、《中國人口和就業統計年鑒》、《中國鄉鎮企業年鑒》、《中國鄉鎮企業及農產品加工業年鑒》及《中國民政統計年鑒》等。

最后，為了分析各變量尤其是基礎設施投資額對消費的實際影響，有必要剔除物價波動所造成的影響，本文根據生產資料價格指數以2000年為基期，對農村居民生活消費支出、農村人均基礎設施投資額、農村居民人均純收入、農村人均社會保障投入指標進行了價格平減。由于數據缺失嚴重及四大直轄市農村問題不具備典型的代表性，本文剔除了、北京、天津、上海和重慶五個地區，僅采用26個省份2000年-2010年的面板數據進行相關實證分析。

（三）估計結果與分析

分別以食品支出、居住支出、家庭設備用品及服務支出、交通和通信支出、文教娛樂用品及服務支出和醫療保健支出作為被解釋變量，將以上分析的各變量全部加入SUR模型中的每個回歸方程，運用Stata12.0軟件并將回歸結果中不顯著的解釋變量剔除，得到如下的聯系方程模型：

Spcit=a1+b1Srit+c1Dlssit+d1Slssit+

e1Wyssit+f1Cyjgit+g1Shbzit+i1Fybit+εit1

Jzcit=a2+b2Srit+c2Jtssit+d2Slssit+

e2Wyssit+f2Cyjgit+g2Shbzit+i2Fybit+εit2

Jtcit=a3+b3Srit+c3Jtssit+d3Slssit+

e3Wsssit+f3Cyjgit+g3Shbzit+i3Fybit+εit3

Wjylcit=a4+b4Srit+c4Slssit+d4Jyssit+

e4Cyjgit+f4Fybit+εit4

Ylcit=a5+b5Srit+c5Jtssit+d5Slssit+

e5Wsssit+f5Cyjgit+g5Shbzit+i5Fybit+εit5

Jtsbcit=a6+b6Srit+c6Dlssit+d6Jtssit+

e6Slssit+f6Wsssit+g6Cyjgit+i6Fybit+εit6

式中：Srit為農村居民人均純收入；Dlssit為農村地區電力、燃氣及水的生產和供應業的固定資產投資額；Jtssit為交通運輸、倉儲和郵政業的固定資產投資額；Slssit為水利、環境和公共設施管理業的固定資產投資額；Jyssit為教育的固定資產投資額；Wsssit為衛生、社會保障和社會福利業的固定資產投資額；Wyssit為文化、體育和娛樂業的固定資產投資額；Cyjgit為農村產業結構；Shbzit為農村人均社會保障投入；Fybit為農村地區的總撫養比。

顯示除了醫療消費支出方程的R2未達到50%外，其他五個方程的擬合度都在80%左右，這表明以上方程中各變量相對較好地解釋了農村居民各類消費支出的變化情況。

2003年-2010年Wyssit包括農村文化、體育和娛樂業的固定資產投資額。2000年與文化、體育和娛樂業相關的行業包括文化教育事業、衛生體育社會福利事業，文化教育事業投資中教育所占比重更大，因此將文化教育事業的固定資產投資額歸入教育固定資產投資額，而衛生體育社會福利事業中衛生社會福利事業所占份額較大，因而將衛生體育社會福利事業的固定資產投資額作為Wsssit的變量值。2001年及2002年與文化、體育和娛樂業相關的行業包括衛生體育社會福利業、教育文化藝術及廣播電影電視業，同樣因為兩個行業中衛生福利業和教育的投資額占主體地位，因而其投資額分別被歸到Wsssit和Jyssit變量中。正是由于這種統計口徑的變化，使Wyssit的變量的樣本值可能出現一定的偏差，因而其在回歸方程（1）、（2）和（5）中的符號為負，且在回歸方程（3）、（4）、（6）中并不顯著。以下對單個方程的分析將不再討論Wyssit變量的影響。

在回歸方程（1）中，電力和水利基礎設施對食品消費支出具有正向影響，且電力基礎設施在5%的水平上顯著。投資農村電力基礎設施將使農民的用電問題得到更好解決，與食品相關的電冰箱、微波爐、豆漿機等家用電器消費量將會上漲，從而帶動食品的消費。水利基礎設施變量前的符號除了在回歸方程（4）、（5）中為負外，在方程（1）、（2）、（3）、（6）中的回歸符號均為正。水利基礎設施的供給水平和質量直接關系到農業的抗災能力及農業綜合生產能力的提高，因而對農村居民的收入有著重要的影響。水利基礎設施投資額的增加，將促進農業產量的增加，從而有利于增加農民的收入，進而提高農村居民在食品、居住、交通等方面的支出水平。

在回歸方程（2）中，交通和水利基礎設施的投資建設會促進農村居民居住支出的增加。交通基礎設施和水利基礎設施投入每增加一單位，農民居住支出將分別增加0.123 922 8元和0.335 180 7元。

在回歸方程（3）中，交通和通訊基礎設施的完善將會明顯促進農村居民在交通通信方面的支出，交通和通訊基礎設施投資每增加一單位，農村居民交通和通訊消費支出將增加0.197 181 6元。

在回歸方程（4）中，教育基礎設施投資抑制農村居民在文教娛樂方面的支出，這可能與教育的公共投入與私人投入之間的替代關系有關。教育支出是農村居民較為重要的一類支出，教育基礎設施投資增加反映了社會對教育的投入力度加大，從而替代了農民部分教育支出。例如，免除小學生義務教育階段的學雜費將極大地減輕農村家庭的負擔。

在回歸方程（5）中，交通和衛生基礎設施的投資建設將促進農民醫療保健方面的支出。便利發達的交通網絡將促進農村地區信息的傳播，信息不對稱的程度將下降。道路里程的增加和道路狀況的改善將方便農民外出打工，但農民工在城市容易感染各種疾病，在農民工醫療保障尚不健全的背景下，醫療保健支出也會隨之上漲。

通過以上研究，可以得出：農村除少量基礎設施投資對消費具有抑制作用外，大部分基礎設施對于消費仍具有較明顯的拉動作用，且對消費具有抑制作用的基礎設施大多為社會基礎設施。出現基礎設施投資擠出消費的原因可能在于社會基礎設施的投入與農村居民的投入，尤其是農村居民發展型消費中的文教娛樂用品及服務支出，醫療保健支出，等等，具有某種程度上的替代性。

收入在各個方程中的顯著性水平均很高，且對消費均具有正向影響。社會保障變量在所有回歸方程中的符號均為正，這說明農村社會保障投入仍不足，加快農村社會保障體系構建意義重大。雖然農村人均社會保障變量在各個方程中的顯著性水平并不高，但因其為控制變量而非關鍵變量，并不會對整個模型的回歸估計效果造成太大的影響。撫養比對農村消費的影響方向尚不確定，這與之前的研究相符。不同學者得出了不同的結論：撫養比越高，對農村居民的消費具有較顯著的負向影響＼[6＼]；與大部分的研究不同，宮旭等得出農村撫養比與消費呈同向變化＼[7＼]。

三、政策建議

要促進農村地區的經濟增長，擴大內需，不能僅僅局限于對于農業的直接補貼，還要加大農村的基礎設施建設的投資和補助。

（一）發展農村基礎設施的多中心治理模式

公共品的經濟邊界在一定程度上決定著其政治邊界＼[8＼]，這就意味著基礎設施的“空間范圍”或者是“受益范圍”應該與其供給主體相匹配。對于受益范圍特別大且不局限在地方的基礎設施，如教育等，可主要由中央政府供給，而對于受益范圍僅局限于某一地域的基礎設施，例如水利設施等，則可以由村集體和個人共同承擔，尤其可以利用現在農村“一事一議”的方式，來實現相關基礎設施的有效供給。

（二）建立農村基礎設施投資戰略

農村基礎設施投資不可搞“一刀切”，要分層次分地區逐步合理進行。要首先建設對農村居民生活有重大影響的基礎設施，例如，農村的道路交通基礎設施、供水和供電能基礎設施，這些基礎設施往往存在較大的供求缺口，因此資金要重點投向這些領域。這些基礎設施的投資建設直接關乎農村的消費水平，從而對整個農村地區乃至國家的經濟具有不可忽略的意義。農村基礎設施往往與一個地域的經濟發展水平高度相關，經濟發展水平高的地方基礎設施的建設也相對完善。我國東部與中西部的基礎設施發展水平存在巨大的差異，因此為了體現公平，政府有必要加大對于中西部的財政補貼。

＼[參考文獻＼]

＼[1＼] 世界銀行.1994年世界銀行發展報告：為發展提供基礎設施＼[M＼].北京：中國財政經濟出版社，1994：13.

＼[2＼] 孫虹喬.農村基礎設施建設與消費需求的增長：基于1978-2009年經驗數據的實證＼[J＼].消費經濟，2011（5）：3336.

＼[3＼] 劉倫武. 農村基礎設施發展與農村消費增長的相互關系：一個省際面板數據的實證分析＼[J＼].江西財經大學學報，2010（1）：7781.

＼[4＼] Zeller Z.An Efficient Method of Estimating Seeming Unrelated Regressions and Tests for Aggregation Bias＼[J＼].Journal of the American Statistical Association，1962，57：348368.

＼[5＼] 胡再勇.計量經濟學原理及應用＼[M＼].北京：經濟管理出版社，2010.

＼[6＼] 陳 沖.人口結構變動與農村居民消費：基于生命周期假說理論＼[J＼].農業技術經濟，2011（4）：2532.