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序論：在您撰寫居民消費水平分析時，參考他人的優(yōu)秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發(fā)您的創(chuàng)作熱情，引導您走向新的創(chuàng)作高度。
國家“十二五”規(guī)劃綱要提出，“構建擴大內需長效機制，促進經(jīng)濟增長向依靠消費、投資、出口協(xié)調拉動轉變”。這一提法同以往強調的“投資、消費和出口”的三駕馬車有了新的變化，更加強調了消費的重要性。洛陽作為河南省第二大城市，是華中區(qū)域性中心城市的代表，是中原經(jīng)濟區(qū)的副中心城市。2011年，洛陽市地區(qū)生產總值達2702.76億元，其中居民消費675.65億元，占比不到25%，消費率比河南省平均水平低7個百分點，可見洛陽市居民整體消費不足。同時，由于城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟體制的存在和區(qū)域非均衡發(fā)展，致使城鄉(xiāng)居民消費水平差異比一直徘徊于接近3：1的高位水平，城鄉(xiāng)居民消費差距較大。因此，洛陽市必須采取有效措施，縮小城鄉(xiāng)居民消費差距，才能有效啟動居民消費、增強消費能力，最終改善民生、促進經(jīng)濟發(fā)展和實現(xiàn)和諧社會。
1 洛陽市城鄉(xiāng)居民消費水平分析
1.1 消費率差異
2 收入差距對洛陽市城鄉(xiāng)居民消費水平差異的影響分析
作為消費的基礎，收入水平的高低決定著消費能力的高低，并直接影響居民消費的信心、消費欲望和消費潛能。無論凱恩斯的絕對收入理論、杜森貝利的相對收入理論還是莫迪利安尼的生命周期理論以及弗里德曼的永久收入理論都一致認為收入是決定居民消費最重要的因素。
調整的可決系數(shù)值接近1顯示回歸模型對樣本數(shù)據(jù)的擬合程度很高。回歸方程的 F 檢驗也表明居民消費與其收入之間存在明顯的線性關系，同時也說明城鄉(xiāng)居民人均收入水平對人均消費水平有十分顯著的正向影響。通過回歸分析的結果可以看出，洛陽市城鎮(zhèn)居民的“自生消費”水平明顯低于農村居民，這是由于城鎮(zhèn)居民收入水平明顯高于農村居民所致。通過消費函數(shù)中b的取值即邊際消費傾向可知，在同等條件下，收入變動一個單位，洛陽市城鎮(zhèn)居民消費平均變動0.668個單位，而農村居民消費平均變動0.779個單位，可知農村居民的邊際消費傾向高于城鎮(zhèn)居民。
3 提升洛陽市居民消費水平，縮小城鄉(xiāng)居民消費差距的對策建議
3.1 提高洛陽市居民收入水平尤其是農村居民收入增長速度
消費是收入的函數(shù)，消費要想增長快速，收入首先要快速增長。但是長期以來在傳統(tǒng)的粗放型經(jīng)濟增長方式下，洛陽市經(jīng)濟增長主要靠投資拉動，無效投資擠占了本可用于消費的部分，居民收入增長慢于經(jīng)濟增長的速度，影響了居民消費能力的增長。2000-2011年12年間，洛陽市GDP年均增長18.48%，而農村居民家庭人均純收入年均增長僅12.29%，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入年均增長13.11%，比經(jīng)濟增長速度分別低6.19和5.73個百分點，其中，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長速度稍微高于農村，根據(jù)邊際消費傾向遞減規(guī)律，這一現(xiàn)象也映證了前一部分收入差距對洛陽市城鄉(xiāng)居民消費水平差異的影響分析。洛陽市農村居民的收入水平及收入增長速度嚴重偏低，而農村居民的邊際消費傾向高于城鎮(zhèn)居民，因此，農村居民的消費需求在國民經(jīng)濟和社會發(fā)展中起著舉足輕重的作用。所以，增加農村居民收入，提高農村居民收入增長速度是促進農村居民消費需求、縮小城鄉(xiāng)居民消費差距的根本途徑。
3.2 改變居民消費觀念
中國人有著節(jié)儉的傳統(tǒng)美德，2000年洛陽市城鄉(xiāng)居民儲蓄存款余額302億元，2011年這一數(shù)值增加到了1233.1億元，年均增長速度達13.6%，均高于同期城鄉(xiāng)居民人均收入增長速度，居高不下的儲蓄率嚴重限制了城鄉(xiāng)居民的消費水平。除了受節(jié)儉傳統(tǒng)影響外，主要還在于社會保障體系不健全，教育、醫(yī)療支出在消費結構中明顯偏高。房改、教改、醫(yī)改嚴重影響居民消費預期?？s小城鄉(xiāng)之間公共服務水平的差距，是扭轉城鄉(xiāng)發(fā)展差距擴大趨勢的基礎。近年來，隨著中央一系列支農惠農政策的貫徹實施，農村社會事業(yè)有了較快發(fā)展，公共服務水平有了明顯提高。但由于長期以來農村公共服務方面欠賬太多，目前城鄉(xiāng)公共服務水平仍然有較大差距，特別是教育、醫(yī)療衛(wèi)生、文化、社會保障等方面差距更為明顯。為了促進農村城鎮(zhèn)化發(fā)展，必須按照有利于逐步實現(xiàn)基本公共服務均等化的要求，加快完善公共財政體制，加大公共財政向農村教育和公共衛(wèi)生等方面的轉移支付，尤其要加大中央和省級政府的投入力度。在大力提高農村公共服務水平的同時，注意從體制機制上推進城鄉(xiāng)公共服務一體化。
3.3 優(yōu)化消費環(huán)境
居民消費環(huán)境差容易限制居民的購買選擇和購買意愿，抑制居民消費傾向的提高。良好的消費環(huán)境，能使居民大膽放心的消費，有更多的選擇產品的機會，有利于消費傾向的提高和消費結構的優(yōu)化。而洛陽市商貿流通企業(yè)“散、小、弱”的問題依然突出，2011年全市限額以上貿易企業(yè)實現(xiàn)的零售額只占社會消費品零售總額的35.7%，比全省平均水平仍然低1.9個百分點，這表明洛陽市限額以上商貿流通企業(yè)還比較弱小。因此，需要進一步完善消費環(huán)境尤其是農村消費環(huán)境的打造，包括消費市場的基礎設施建設、物流改造、擴大消費信貸等。
參考文獻：
[1] 陳瑾瑜.城鄉(xiāng)居民消費水平的影響因素分析.工作研究，2012（2）：296-298.
[2] 張書杰.促進河南城鄉(xiāng)居民消費需求增長研究.河南財政稅務高等?？茖W校學報，2010（8）：53-55.
在新型城鎮(zhèn)化的大背景下，基于我國多個省份的面板數(shù)據(jù)，對我國居民消費水平與其影響因素之間的量化關系進行研究。結果表明，居民消費水平不僅與經(jīng)濟發(fā)展水平存在著正相關關系，同時還與城鎮(zhèn)化程度存在正相關關系，它們都對人民生活水平的提高起到促進作用，所以，我國城鎮(zhèn)化程度的進一步提高必然會有利于人們生活水平的提高。
關鍵詞：
居民消費水平；經(jīng)濟發(fā)展水平；城鎮(zhèn)化程度；量化關系
一、引言與文獻綜述
城鎮(zhèn)化是我國經(jīng)濟發(fā)展的主要動力，新型城鎮(zhèn)化對我國的發(fā)展方式提出了更為嚴格的要求。城鎮(zhèn)化歸根到底是人的城鎮(zhèn)化，人的城鎮(zhèn)化必然與人民的生活質量存在密切關系，否則推薦城鎮(zhèn)化進程就失去意義。長期以來，很多學者研究了居民消費水平與其影響因素之間的關系。徐鳳等運用協(xié)整理論,對改革開放以來中國經(jīng)濟增長與國內居民消費之間的關系進行研究，并指出兩者之間存在著長期穩(wěn)定的關系，消費對經(jīng)濟增長具有長期、穩(wěn)定的促進作用[1]。付波航等基于中國29個省份1989—2010年的面板數(shù)據(jù)，對城鎮(zhèn)化、人口年齡結構這些人口消費環(huán)境或制度變量與居民消費之間的關系進行了實證研究[2]。劉厚蓮指出，人口城鎮(zhèn)化率與居民消費率呈現(xiàn)正相關關系，城鄉(xiāng)實際收入差距與居民消費需求呈現(xiàn)倒U型關系[3]。田青等利用1999—2006年30個省、自治區(qū)、直轄市的相關數(shù)據(jù)分析消費習慣、收入、購房支出、醫(yī)療、教育支出、收入波動及利率等因素對消費的影響，實證結果表明，消費習慣、收入是影響消費的主要因素，而收入波動及利率對居民消費的影響不顯著[4]。以我國1978—2004年的年度數(shù)據(jù)為基礎，建立反映城/鎮(zhèn)化水平和消費增長動態(tài)關系的向量自回歸(VAR)模型，在模型的基礎上，運用脈沖響應函數(shù)和方差分解分析了城鎮(zhèn)化發(fā)展對城鎮(zhèn)居民和農村居民消費增長的動態(tài)影響，并指出城鎮(zhèn)化發(fā)展對居民消費增長有促進作用，特別是城鎮(zhèn)化發(fā)展對農村居民消費增長的累積效應大于對城鎮(zhèn)居民消費的累積效應，并且正向拉動效應的持續(xù)時問更長也更穩(wěn)定[5]。儲德銀等通過建立協(xié)整方程和誤差修正模型，從城鄉(xiāng)比較視角分析我國居民消費需求的影響因素，并研究得出收入水平對城鄉(xiāng)居民消費的影響程度最大，而收入分配和政府支出對城鄉(xiāng)居民消費影響的絕對程度基本相同[6]。潘明清等從勞動力流動視角分析城鎮(zhèn)化影響居民消費的內在機制，使用1996—2011年的省級面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)GMM估計方法，重點檢驗了勞動力流動、城鎮(zhèn)化進程以及它們的交互作用對居民消費的影響并證明了城鎮(zhèn)化的積聚效應大于外部成本效應，城鎮(zhèn)化促進了居民消費增長[7]。祁毓等在理論機理分析的基礎上，分別構建2002—2008年和1997—2008年全國30個省份的面板數(shù)據(jù),實證研究了不同來源的收入對城鄉(xiāng)居民消費的影響。
二、相關變量敘述城鄉(xiāng)居民消費的影響[8]。
（一）居民消費水平居民消費水平是指居民在勞務或者物質產品的消費過程中，對滿足發(fā)展、享受和生存需要達到的程度，可以用勞務和物質產品的質量和數(shù)量反映出來也可以通過消費過程中消耗的貨幣量反映出來。本文所采用的就是地區(qū)居民消費的貨幣金額數(shù)來反應這個地區(qū)的居民消費水平。
（二）城鎮(zhèn)化程度城鎮(zhèn)化程度在不同學科中的定義不同，比如，人口學是指城鎮(zhèn)人口占總人口的比重，地理學上是指城市景觀的比重。本文依據(jù)多數(shù)學者的研究方法，用一個地區(qū)城鎮(zhèn)人口占這個地區(qū)總人口的比重來表示該地區(qū)的城鎮(zhèn)化程度。
（三）經(jīng)濟發(fā)展水平經(jīng)濟發(fā)展水平是指一個國家經(jīng)濟發(fā)展的規(guī)模、速度和所達到的水準。反映一個國家經(jīng)濟發(fā)展水平的常用指標有國民生產總值、國民收入、人均國民收入、經(jīng)濟發(fā)展速度、經(jīng)濟增長速度。本文采用一個地區(qū)的人均生產總值來反映該地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平。
（四）變量數(shù)據(jù)來源本論文中所采用的數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，有些是直接采用網(wǎng)站的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，有些是根據(jù)需要對網(wǎng)站的數(shù)據(jù)進行了簡化計算，因此，可以保證數(shù)據(jù)的真實性和權威性。
三、建立模型與分析
（一）變量的平穩(wěn)性檢驗在對面板數(shù)據(jù)進行分析時，首先要對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗看其是否存在單位根，如果存在單位根則數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，不能直接進行分析，必須對其差分項進行平穩(wěn)性檢驗直至平穩(wěn)為止。為了論述方便。下文中居民消費水平、城鎮(zhèn)化程度和經(jīng)濟發(fā)展水平分別用JMXF、CZH和JJFZ表示。平穩(wěn)性檢驗的方法主要有ADF-Fisher卡方檢驗、PP-Fisher卡方檢驗、Im,PesaranandShinW-stat和Levin，Lin&Chu-t檢驗[6]，本文依據(jù)數(shù)據(jù)的特征選擇ADF-Fisher卡方檢驗與Im,Pe-saranandShinW-stat作為檢驗方法。檢驗結果如表1。由表1可知，JMXF、CZH和JJFZ都為二階單整序列，可以進行協(xié)整分析。協(xié)整檢驗方法主要有Kao檢驗、Pedroni檢驗和Johansen協(xié)整檢驗基礎上的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗。本文如表2所示，在5%顯著性水平下拒絕了原假設，說明JMXF、CZH和JJFZ三者之間存在協(xié)整關系。
（二）模型估計本文依據(jù)一般構建面板數(shù)據(jù)的模型形式，構建模型如下：由表3可知，JMXFit=-3625.236+12207.27×CZHit+0.261261×JJFZit。JJFZ與CZH都和JMXF之間存在著正相關的關系，由此可以推出，城鎮(zhèn)化程度與人均生產總值都對提升人結論民的消費水平、對于提高人民的生活水平有著促進作用。通過以上的研究可以看出，雖然我國經(jīng)歷了多年的城鎮(zhèn)化進程，城鎮(zhèn)化程度也達到了一定水平，但是在新型城鎮(zhèn)化的大背景下，人均消費水平依然與城鎮(zhèn)化水平密切相關，人民生活水平的提高仍然依賴于城鎮(zhèn)化的不斷推進。
參考文獻：
[1]徐鳳，金克琴.中國居民消費與經(jīng)濟增長關系的實證研究[J].北京工商大學學報，2009，24（2）：109-113.
[2]付波航，方齊云，宋德勇.城鎮(zhèn)化、人日年齡結構與居民消費———基于省際動態(tài)面板的實證研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2013，23（11）：108-114.
[3]劉厚蓮.人口城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)收入差距與居民消費需求-基于省際面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].人口與資源，2013，（6）：63-70.
[4]田青.我國城鎮(zhèn)居民消費影響因素的區(qū)域差異分析[J].管理世界，2008，（7）：27-33.
[5]胡日東，蘇桔芳.中國城鎮(zhèn)化發(fā)展與居民消費增長關系的動態(tài)分析[J].上海經(jīng)濟研究，2007，（5）：58-65.
[6]儲德銀，經(jīng)庭如.我國城鄉(xiāng)居民消費影響因素的比較分析[J].中國軟科學，2010，（4）：99-105.
[7]潘明清，高文亮.我國城鎮(zhèn)化對居民消費影響效應的檢臉與介析[J].宏觀經(jīng)濟研究，2014，（1）：118-125.
【關鍵詞】德陽市 城鎮(zhèn)居民 消費水平 消費結構
一、前言
消費是宏觀經(jīng)濟主要變量，是推動經(jīng)濟增長重要因素。正確把握居民消費水平和消費結構變化趨勢，對全面建成小康社會有重要意義。消費水平有狹義和廣義之分，通常所說的消費水平是狹義消費水平，它是指按人口平均的消費品（包括服務）的數(shù)量，反映人們物質文化需要實際滿足的程度。廣義的消費水平，不僅包括消費品的數(shù)量，而且包括消費品的質量。消費結構是指在消費過程中，對不同消費資料（包括勞務）的消費所形成的組合和比例關系。合理的消費結構是一定的需求結構和供給結構相互作用的產物。同時，一定的消費結構又轉過來給需求結構和供給結構以積極的影響，或促進供給的改善與需求的滿足，或延緩著供給的改善與需求的滿足。建立一個合理的消費結構模式是國民經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展、實現(xiàn)國家經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略的需要。
二、德陽市城鎮(zhèn)居民消費水平分析
（一）數(shù)據(jù)說明
本文所采用2001年至2013年年度可支配收入、消費支出數(shù)據(jù)均來自《德陽統(tǒng)計年鑒》。消費比例、可支配收入年增長比例及消費支出年增長比例均由此得出并進行整理。由于2001年是基期，故2001年可支配收入年增長比例和消費支出年增長比例數(shù)據(jù)空白。
表1 德陽市城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與消費支出情況統(tǒng)計表（單位：元）
（二）德陽市城鎮(zhèn)居民年均可支配收入與消費水平情況說明
根據(jù)《德陽統(tǒng)計年鑒》，整理得到2001-2013年德陽市城鎮(zhèn)居民年均可支配收入與消費支出統(tǒng)計表。從表1可以看出，隨著時間推移，德陽市城鎮(zhèn)居民人均消費絕對額隨著可支配收入的增加。從2001年到2013年，人均可支配收入從2001年7224元增加到2013年24701元，2013年消費絕對額比2001年增加2.41倍，除去2002年和2003年，年均增長率基本達到10%，最高年份增長率達到16.92%。消費支出從2001年5950元增加到2013年17506元，消費支出2013年比2001年實際增加1.94倍，消費支出年均增長率在統(tǒng)計年份中大部分低于10%，最高年份增長率為13.51%。從數(shù)據(jù)顯示得出，除2001年和2002年，消費支出年增長比例均低于可支配收入年增長比例，消費比例在可支配收入中呈現(xiàn)逐年遞減趨勢。
（三）收入-消費模型建立與檢驗
關于收入和消費的關系，不同學者從不同方面提供了很多理論。其中以凱恩斯提出的“絕對收入假定”有最廣泛影響。其基本思想是：消費隨收入的變化而絕對地變化。隨著收入的增加，消費也隨之增加，但消費的增加幅度小于收入的增加幅度，即邊際消費傾向遞減。根據(jù)這一理論假設，可建立如下消費函數(shù)模型：
consp=α0+α1*income+ε
其中，consp表示消費支出，α0為回歸系數(shù)。因變量為消費支出，自變量為可支配收入。income分別表示可支配收入， ε為殘差項。α0為一位于0和1之間的常數(shù)，反應了收入水平變化后，消費需求的增長幅度。根據(jù)表1數(shù)據(jù)和EVIEWS7.2軟件進行回歸分析：
通過以上的回歸分析可以發(fā)現(xiàn)，在置信水平為0.05下，自變量的系數(shù)通過統(tǒng)計學檢驗。上表顯示，模型的決定系數(shù)為0. 998059，修正的決定系數(shù)為0.997883， F值為5657.311，其顯著性概率值小于0.05，即拒絕總體回歸系數(shù)均為0的原假設，認為最終的回歸方程擬合效果較好。
INCOME的回歸系數(shù)為0.650905，T值為75.21510，對應的P值小于0.05，具有統(tǒng)計學意義，說明解釋變量INCOME會對被解釋變量CONSP有顯著影響，確切地說：可支配收入對消費支出產生正向影響作用。即可支配收入越高，消費支出也隨之越高。
最終建立的回歸方程為：
consp=1595.201+0.650905*income+ε （1）
t=（12.80316）（75.21510） （括號中的數(shù)據(jù)為該參數(shù)的檢驗值）
R2=0. 998059， F=5657.311， DW=0. 645001
從檢驗的結果來看，模型擬合效果較好，但是DW值為0. 645001，與2相差較大，說明方程可能存在序列自相關問題，以下進行修正。
通過以上的回歸分析可以發(fā)現(xiàn)，在置信水平為0.05下，自變量的系數(shù)通過統(tǒng)計學檢驗。上表顯示，模型的決定系數(shù)為0. 999376，修正的決定系數(shù)為0.999237， F值為7205. 369，其顯著性概率值小于0.05，即拒絕總體回歸系數(shù)均為0的原假設，認為最終的回歸方程擬合效果較好。
INCOME的回歸系數(shù)為0.629014，T值為39.04378，對應的P值小于0.05，具有統(tǒng)計學意義，說明INCOME會對CONSP產生正向影響作用，INCOME每增加1元，CONSP增加0. 629014元。即可支配收入越高，消費支出也隨之越高。
最終建立的回歸方程為：
consp=1996.448+0.629014*income+0.603598*AR+ε （2）
t=（6.339135） （39.04378） （2.889877）
上述的結果中，DW為1.409617，通過查表，在置信水平為0.05下，臨界值Dl=1.00973，Du=1.34040，而DW大于Du，說明不存在自相關問題。
利用 Glejser 檢驗法檢驗上述是否存在異方差進行檢驗，運用最小二乘法得到如下的回歸方程：
e=122.8478+0.000381*income+ε （3）
t=（1.604971） （0. 071644）
其中，調整后的R2=000466，F(xiàn)等于0.005133，DW=1.256737。從回歸方程可以看出變量的顯著性較低，總體顯著性和擬合度低，因此認為上述方程不存在明顯的線性關系，從而表明模型（2）不存在異性方差。
收入-消費模型（2）成立，說明德陽市城鎮(zhèn)居民可支配收入與消費支出存在顯著正相關，可支配收入每增加1元，消費支出增加0.629014元。即可支配收入越高，消費支出也隨之越高。
三、德陽市城鎮(zhèn)居民消費結構分析
（一）數(shù)據(jù)說明
我國城鎮(zhèn)居民消費性支出分為食品、衣著、設備用品、醫(yī)療保健、交通通訊、教育文化娛樂、居住、雜項商品及服務八個項目。根據(jù)《德陽統(tǒng)計年鑒》，對德陽市2001年至2013年消費支出項目進行整理得下表：
表2 德陽市城鎮(zhèn)居民人均消費支出項目統(tǒng)計表
從表2可以看出，德陽市城鎮(zhèn)居民在2001-2013年期間支出最大的項目是食品，其次是教育文化娛樂與交通通信。從整體恩格爾系數(shù)情況來看，德陽市城鎮(zhèn)居民生活已達到富裕水平。各項支出都隨著可支配收入的提高而提高。消費結構從傳統(tǒng)的衣、食、住、行向食、教育、交通通信、衣方面轉變。這種變化反映出由于產業(yè)結構變化對消費機構的影響，說明德陽市城鎮(zhèn)居民消費結構已經(jīng)在總體上完成了從生存型向發(fā)展型的過渡，進入大眾消費階段。
（二）目前消費結構存在的問題
食品類支出較高。德陽市經(jīng)濟發(fā)展水平2000年以來有了較大進步，但和四川成都、甚至中國東部很多城市相比有較大差距，食品支出在整個城鎮(zhèn)居民可支配收入中占較大比例。直接導致其他消費項目消費不足。
醫(yī)療支出偏低。受傳統(tǒng)消費觀念影響，德陽市很多城鎮(zhèn)居民仍然在醫(yī)療支出上采取“能省就省”，“平時不保養(yǎng)，小病就忍著，不行再大修”的觀點。觀念落后，加上現(xiàn)在醫(yī)療費用高居不下，各種因素形成醫(yī)療支出邊際消費傾向偏低的情況。
雜項商品及服務支出偏低。這和第三產業(yè)在國民經(jīng)濟中的產值、就業(yè)比重有緊密關系。隨著第三產業(yè)的發(fā)展，服務性消費支出所占比重將大幅上升。也就是說，當收入水平達到一定程度后，消費水平的提高將表現(xiàn)在服務性消費水平的提高以及服務性消費支出所占比重的上升。
四、提高消費水平和完善消費結構的建議
（1）大力提高城鎮(zhèn)居民收入，特別是加強城鎮(zhèn)低收入居民的消費能力。在目前整體經(jīng)濟環(huán)境不景氣情況下，只有切實依靠消費需求拉動，才能實現(xiàn)經(jīng)濟平穩(wěn)順利發(fā)展。建立并執(zhí)行好正常工資增長機制與最低工資標準制度，居民實際收入增加，消費水平才能得以提高。
（2）調整收入分配政策。我國的收入分配政策經(jīng)過10年改革，較之過去已有長足進步。如何增加居民收入在國民收入再分配中的比重，建立公共資源出讓收益的全民共享機制，建立完善的高收入者稅收調節(jié)機制切實讓居民從收入分配改革中獲得改革紅利，增強實際購買力。
（3）進一步完善社會保障體系，大力發(fā)展商業(yè)保險。目前，我國的社保體系處于廣覆蓋，低保障水平，適當增加商業(yè)保險，切實推進醫(yī)療、教育等各項民生工程改革，有利于居民消費結構趨于合理。社會保障體系是國家增進社會公平正義的重要制度體系，也是廣大人民群眾敢于消費的信心保障。進一步健全和完善我國社會保障體系， 減少居民預期風險和預期支出，增加居民即期消費，這是我國全面發(fā)展小康社會的必然要求。
（4）加強信貸消費。傳統(tǒng)的消費觀念制約著居民消費的傾向，也間接導致了消費結構不合理?？偟膩碚f，用一生的收入滿足一生的消費是消費的基本原則。信貸消費可以縮短消費者即期消費與預期消費的距離，有利于消費升級和消費結構合理化。
（5）培養(yǎng)新的消費熱點。培育消費熱點，有利于消費的可持續(xù)發(fā)展和消費結構升級。消費結構升級，是實現(xiàn)經(jīng)濟持續(xù)健康快速發(fā)展的必然要求?？梢钥紤]進一步普及和豐富信息消費，擴大教育消費，拓展旅游消費，扶持家政養(yǎng)老消費。
參考文獻：
[1]尹世杰.消費經(jīng)濟學[M].高等教育出版社，2012.
一、指標選取與數(shù)據(jù)來源
1.居民消費指標。居民消費水平是指居民在物質產品和勞務的消費過程中，對滿足人們生存、發(fā)展和享受需要方面所達到的程度。通過消費的物質產品和勞務的數(shù)量和質量反映出來。
居民消費水平，是按國內生產總值口徑，即包括勞務消費在內的總消費進行計算的。計算公式為：
居民消費水平(元/人)=報告期國內生產總值中的居民消費總額/報告期年平均人口
本文將天津市居民消費水平作為衡量天津市居民消費的指標。
2.經(jīng)濟發(fā)展指標。GDP是反映國民經(jīng)濟的綜合指標，它的權威性和可比性已被廣泛認可。鑒于此，本文采用天津市GDP指標作為衡量天津市經(jīng)濟發(fā)展指標。
為了減少異方差，本文對居民消費水平(X)和地方生產總值(GDP)進行了自然對數(shù)變換，分別記為LNXt和LNGDP。變換后原時間序列的協(xié)整關系并不會受到影響。此外，本文中的所有數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》(2015)。
二、實證分析
1.基于VAR模型的分析。確定VAR模型的結構，一般用赤池信息準則(AIC)，選擇最大滯后期k值。原則是在增加k值的過程中使AIC的值達到最小。適當加大k可以消除誤差項中存在的自相關。但k值過大會導致自由度減小，影響模型參數(shù)估計量的有效性，并比較不同滯后期所建立的VAR模型的穩(wěn)定性。經(jīng)過比較，本文最后選擇滯后2期，即k取2。經(jīng)檢驗，所建模型除LR和SC外，最終預測差(FPE)、赤池信息準則和漢南-奎因信息準則(Hannan-Quinn)最小，三個檢驗準則同時得到了滿足。在此基礎上，可以對和LNXt時間序列進行協(xié)整檢驗。本文采用Johansen檢驗方法。該檢驗能判定協(xié)整方程的個數(shù)，即協(xié)整秩。經(jīng)過反復檢驗，確定協(xié)整變量含截距項并有確定趨勢。Johansen協(xié)整結果表明，在5%的顯著水平下，和時間序列只存在一個協(xié)整關系。
2.格蘭杰(Granger)因果關系。雖然通過實證研究可以得出和LNXt的協(xié)整關系，但沒有表明這兩個序列之間是否存在因果關系。 Granger(1980)指出，如果變量之間是協(xié)整的，則至少存在一個方向的Granger原因;在非協(xié)整情況下，任何原因的推斷將都是無效的。從前面確立的天津市經(jīng)濟增長與居民消費水平的關系中，可以看出由于二者具有協(xié)整關系，所以他們之間至少存在一個方向上的因果關系。計量的檢驗結果表明(見下表)，在95%的置信度下，天津GDP增長是促進居民消費水平增加的Granger成因，但反向的影響關系則在統(tǒng)計意義不成立。
3.脈沖響應分析和方差分析。基于天津市GDP與居民消費水平的VAR模型的脈沖響應函數(shù)，可以描述二者的相互影響關系，基本思想是研究系統(tǒng)中個別方程中的新息(innovation，即隨機誤差項)產生變動時，由于變量間的相互影響而對系統(tǒng)中其他變量所產生的沖擊強度和影響時滯。由于研究沖擊響應時采用的是Cholesky分解技術，該方法的一個技巧是使誤差項正交化。所以Cholesky分解的結果依賴于系統(tǒng)內變量的排序。 Koop，Pesaran和Potter(1996)提出了廣義脈沖響應(Generalized ImpulseResponse)和廣義方差分解(GeneralizedVariance Decomposition)，以避免正交化對變量排序的依賴性。故本文采用廣義脈沖響應方法進行響應分析。
圖1的脈沖響應結果表明，當在本期給居民消費水平一個正沖擊后，天津GDP在第5期達到最低點，第5期以后呈現(xiàn)緩慢平穩(wěn)上升的趨勢，這說明居民消費水平受到外部沖擊以后，給本市經(jīng)濟增長能夠帶來反向的沖擊，但是這種沖擊并不大，并且對第5期以后緩慢回落有一定拉動作用，不具有顯著作用，這與上述格蘭杰因果檢驗中居民消費水平的增加不是促進GDP增長的Granger成因的結論相一致。
圖2中，LNXt的脈沖響應結果表明，當在本期給GDP一個正沖擊后，居民消費水平在第7期會達到最高點，從第7期開始保持平穩(wěn)下降，而且作用效果明顯。這表明GDP的某一沖擊會給居民消費水平帶來同向沖擊，且從第七年后對居民消費水平產生穩(wěn)定的拉動作用。同時，它也印證了上述格蘭杰因果檢驗結果。
與脈沖響應函數(shù)的分析視角相反，方差分解是把系統(tǒng)中每個內生變量的波動按其成因分解為各方程新息(innovation)相關聯(lián)的組成部分，從而可以判斷各新息對內生變量的相互重要性。方差分析圖說明，是LNXt的重要影響因素，經(jīng)過10期，其貢獻率從42.38%上升為 82.23%;LNXt對的影響較弱，其貢獻率最高僅為15.64%。
4.VAR模型預測?；赩AR(3)模型，可以對天津市經(jīng)濟增長和居民消費水平做出樣本內預測和樣本外短期動態(tài)預測。從樣本內預測序列圖可以看到，因為靜態(tài)預測是使用樣本實際觀測值進行預測，所以靜態(tài)預測的效果要好于動態(tài)預測，但是，樣本內動態(tài)預測可以預測出序列的變化趨勢。VAR模型的特點之一就是做樣本外近期預測非常準確。本文結果很好的證明了這一點。如據(jù)統(tǒng)計，2014年天津市GDP和居民消費水平分別為 15726.53億元和 28492元，取對數(shù)后分別為 9.6631億元和 10.2574元，而該VAR(3)模型對2007年天津市GDP和居民消費水平的預測值分別是9.7425億元和10.2547元，模型預測誤差分別為 0.008和-0.0003.
三、結論和建議
雖然社會經(jīng)濟系統(tǒng)的復雜性決定了我們不能依據(jù)任何實證工具進行簡單的決策，但本文的實證結果有助于我們對天津居民消費水平與經(jīng)濟發(fā)展的關系做出一個大致的判斷。
從計量分析結果看，天津居民消費水平和GDP構成一個相互有長期影響的動態(tài)線性系統(tǒng)，只是程度有所不同，即GDP增長是促進居民消費水平增加的Granger成因，但反向的影響不顯著。在受到經(jīng)濟波動的沖擊下，GDP會對居民消費水平產生同向顯著而持續(xù)的影響。這在一定程度上表明天津居民消費水平與母城經(jīng)濟發(fā)展水平息息相關，而居民消費水平對母城經(jīng)濟發(fā)展的帶動作用有限。
為此本文提出以下建議：國內生產總值對消費水平存在顯著影響，國內生產總值常被公認為衡量國家經(jīng)濟狀況的最佳指標。它不但可反映一個國家的經(jīng)濟表現(xiàn)，還可以反映一國的國力與財富，國民收入提高，其他因素不變的情況下，公眾購買力提高，消費水平增加。因此，政府應大力發(fā)展經(jīng)濟，促進經(jīng)濟發(fā)展，增加國內生產總值，提高國民收入，最終達到提高居民的消費水平。
關鍵詞：居民消費水平；經(jīng)濟發(fā)展水平；城鎮(zhèn)化程度；量化關系
中圖分類號：F126.1 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）14-0079-03
一、引言與文獻綜述
城鎮(zhèn)化是我國經(jīng)濟發(fā)展的主要動力，新型城鎮(zhèn)化對我國的發(fā)展方式提出了更為嚴格的要求。城鎮(zhèn)化歸根到底是人的城鎮(zhèn)化，人的城鎮(zhèn)化必然與人民的生活質量存在密切關系，否則推薦城鎮(zhèn)化進程就失去意義。長期以來，很多學者研究了居民消費水平與其影響因素之間的關系。徐鳳等運用協(xié)整理論，對改革開放以來中國經(jīng)濟增長與國內居民消費之間的關系進行研究，并指出兩者之間存在著長期穩(wěn)定的關系，消費對經(jīng)濟增長具有長期、穩(wěn)定的促進作用[1]。付波航等基于中國29個省份1989―2010年的面板數(shù)據(jù)，對城鎮(zhèn)化、人口年齡結構這些人口消費環(huán)境或制度變量與居民消費之間的關系進行了實證研究[2]。劉厚蓮指出，人口城鎮(zhèn)化率與居民消費率呈現(xiàn)正相關關系，城鄉(xiāng)實際收入差距與居民消費需求呈現(xiàn)倒U型關系[3]。田青等利用1999―2006年30個省、自治區(qū)、直轄市的相關數(shù)據(jù)分析消費習慣、收入、購房支出、醫(yī)療、教育支出、收入波動及利率等因素對消費的影響，實證結果表明，消費習慣、收入是影響消費的主要因素，而收入波動及利率對居民消費的影響不顯著[4]。以我國1978―2004年的年度數(shù)據(jù)為基礎，建立反映城/鎮(zhèn)化水平和消費增長動態(tài)關系的向量自回歸（VAR）模型，在模型的基礎上，運用脈沖響應函數(shù)和方差分解分析了城鎮(zhèn)化發(fā)展對城鎮(zhèn)居民和農村居民消費增長的動態(tài)影響，并指出城鎮(zhèn)化發(fā)展對居民消費增長有促進作用，特別是城鎮(zhèn)化發(fā)展對農村居民消費增長的累積效應大于對城鎮(zhèn)居民消費的累積效應，并且正向拉動效應的持續(xù)時問更長也更穩(wěn)定[5]。儲德銀等通過建立協(xié)整方程和誤差修正模型，從城鄉(xiāng)比較視角分析我國居民消費需求的影響因素，并研究得出收入水平對城鄉(xiāng)居民消費的影響程度最大，而收入分配和政府支出對城鄉(xiāng)居民消費影響的絕對程度基本相同[6]。潘明清等從勞動力流動視角分析城鎮(zhèn)化影響居民消費的內在機制，使用1996―2011年的省級面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)GMM估計方法，重點檢驗了勞動力流動、城鎮(zhèn)化進程以及它們的交互作用對居民消費的影響并證明了城鎮(zhèn)化的積聚效應大于外部成本效應，城鎮(zhèn)化促進了居民消費增長[7]。祁毓等在理論機理分析的基礎上，分別構建2002―2008年和1997―2008年全國30個省份的面板數(shù)據(jù)，實證研究了不同來源的收入對城鄉(xiāng)居民消費的影響[8]。
二、相關變量敘述
（一）居民消費水平
居民消費水平是指居民在勞務或者物質產品的消費過程中，對滿足發(fā)展、享受和生存需要達到的程度，可以用勞務和物質產品的質量和數(shù)量反映出來也可以通過消費過程中消耗的貨幣量反映出來。本文所采用的就是地區(qū)居民消費的貨幣金額數(shù)來反應這個地區(qū)的居民消費水平。
（二）城鎮(zhèn)化程度
城鎮(zhèn)化程度在不同學科中的定義不同，比如，人口學是指城鎮(zhèn)人口占總人口的比重，地理學上是指城市景觀的比重。本文依據(jù)多數(shù)學者的研究方法，用一個地區(qū)城鎮(zhèn)人口占這個地區(qū)總人口的比重來表示該地區(qū)的城鎮(zhèn)化程度。
（三）經(jīng)濟發(fā)展水平
經(jīng)濟發(fā)展水平是指一個國家經(jīng)濟發(fā)展的規(guī)模、速度和所達到的水準。反映一個國家經(jīng)濟發(fā)展水平的常用指標有國民生產總值、國民收入、人均國民收入、經(jīng)濟發(fā)展速度、經(jīng)濟增長速度。本文采用一個地區(qū)的人均生產總值來反映該地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平。
（四）變量數(shù)據(jù)來源
本論文中所采用的數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，有些是直接采用網(wǎng)站的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，有些是根據(jù)需要對網(wǎng)站的數(shù)據(jù)進行了簡化計算，因此，可以保證數(shù)據(jù)的真實性和權威性。
三、建立模型與分析
（一）變量的平穩(wěn)性檢驗
在對面板數(shù)據(jù)進行分析時，首先要對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗看其是否存在單位根，如果存在單位根則數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，不能直接進行分析，必須對其差分項進行平穩(wěn)性檢驗直至平穩(wěn)為止。為了論述方便。下文中居民消費水平、城鎮(zhèn)化程度和經(jīng)濟發(fā)展水平分別用JMXF、CZH和JJFZ表示。平穩(wěn)性檢驗的方法主要有ADF-Fisher 卡方檢驗、PP-Fisher 卡方檢驗、Im， Pesaran and Shin W-stat和Levin，Lin&Chu-t 檢驗[6]，本文依據(jù)數(shù)據(jù)的特征選擇ADF-Fisher 卡方檢驗與Im， Pesaran and Shin W-stat作為檢驗方法。檢驗結果如表1。
由表1可知，JMXF、CZH和JJFZ都為二階單整序列，可以進行協(xié)整分析。協(xié)整檢驗方法主要有Kao檢驗、Pedroni檢驗和Johansen協(xié)整檢驗基礎上的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗。本文采取Kao檢驗，結果如表2。
如表2所示，在5%顯著性水平下拒絕了原假設，說明JMXF、CZH和JJFZ三者之間存在協(xié)整關系。
（二）模型估計
本文依據(jù)一般構建面板數(shù)據(jù)的模型形式，構建模型如下：
通過Eviews7.0軟件對構建模型進行估計的結果如表3。
由表3可知，JMXFit=-3625.236 + 12207.27×CZHit+ 0.261261×JJFZit 。JJFZ與CZH都和JMXF之間存在著正相關的關系，由此可以推出，城鎮(zhèn)化程度與人均生產總值都對提升人民的消費水平、對于提高人民的生活水平有著促進作用。
結論
通過以上的研究可以看出，雖然我國經(jīng)歷了多年的城鎮(zhèn)化進程，城鎮(zhèn)化程度也達到了一定水平，但是在新型城鎮(zhèn)化的大背景下，人均消費水平依然與城鎮(zhèn)化水平密切相關，人民生活水平的提高仍然依賴于城鎮(zhèn)化的不斷推進。
參考文獻：
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[3] 劉厚蓮.人口城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)收入差距與居民消費需求-基于省際面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].人口與資源，2013，（6）：63-70.
[4] 田青.我國城鎮(zhèn)居民消費影響因素的區(qū)域差異分析[J].管理世界，2008，（7）：27-33.
[5] 胡日東，蘇桔芳.中國城鎮(zhèn)化發(fā)展與居民消費增長關系的動態(tài)分析[J].上海經(jīng)濟研究，2007，（5）：58-65.
[6] 儲德銀，經(jīng)庭如.我國城鄉(xiāng)居民消費影響因素的比較分析[J].中國軟科學，2010，（4）：99-105.
關鍵詞：居民消費水平；影響因素；計量分析
一、引言
居民消費水平是指一國居民在一定時期平均享用的生活消費的產品的數(shù)量與質量，或全體消費者按人均物質與文化需要獲得滿足的程度。也指某一消費者及其家庭在某一時期所獲得的消費對象的數(shù)量與質量，從效用的角度考慮也指某一消費者及其家庭某個時期的生活消費需要獲得滿足的程度。消費問題在微觀經(jīng)濟學的研究中是至關重要的。近幾年來隨著經(jīng)濟的快速發(fā)展，甘肅省的居民生活水平也有明顯的提高。但由于甘肅地處西北，經(jīng)濟發(fā)展相對滯后，自然環(huán)境惡劣，而且運輸成本過高，導致甘肅居民消費水平低于全國水平。同時，甘肅省出現(xiàn)了物價高而收入低的現(xiàn)象。
通過查閱資料可以看出，以往的許多研究都著重于收入與居民消費水平的關系，并且都是考察全國范圍內，少有地區(qū)性的研究。同時也沒有考慮到其他不確定因素的影響。雖然收入很重要，但收入因素不能完全決定消費水平。不同的區(qū)域結合其自身的產業(yè)和自然特征可能有不同的影響因素。本文從甘肅省自身的特點出發(fā)，進行包括收入在內的影響居民消費水平的因素分析。
二、消費水平影響因素選擇
現(xiàn)實生活中有許多因素會影響消費水平。例如收入水平、家庭年齡構成、消費者偏好、富人的示范效應等。結合甘肅省的實際情況與樣本數(shù)據(jù)的隨機性，選擇地區(qū)生產總值，人均可支配收入，居民儲蓄與居民消費價格指數(shù)作為影響居民消費水平的因素。
通過統(tǒng)計研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)生產總值是體現(xiàn)一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展情況的最佳指標。如果一省的地區(qū)生產總值高，說明該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展良好，綜合實力強。反之，如果一省的地區(qū)生產總值低，則說明該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較低，綜合實力較弱。甘肅省由于自然條件較為惡劣，工業(yè)發(fā)展緩慢，其地區(qū)生產總值從全國來看是較低的。眾所周知，影響消費水平較關鍵的一個因素就是收入水平。而分析甘肅省的人均可支配收入可以排除稅收等其他因素的干擾，更好地體現(xiàn)收入對消費水平的影響，擬合現(xiàn)實消費函數(shù)。另外，甘肅省作為中國西北欠發(fā)達省份，居民傾向于更多的的儲蓄而不是投資。甘肅省居民有較強的儲蓄意識。所以將居民儲蓄這一指標引入對消費水平的分析是很有必要的。最后，居民消費價格指數(shù)反映居民所購買的消費品價格和服務項目價格變動的相對數(shù)。居民消費價格指數(shù)可以觀察和分析消費品價格和服務項目價格變動對居民收入的影響，從而導致居民消費水平的差異化。
綜上所述，選擇地區(qū)生產總值，人均可支配收入，居民儲蓄與居民消費價格指數(shù)作為分析甘肅省居民消費水平的指標。
三、數(shù)據(jù)收集與模型建立
考慮到樣本的可收集性，下面選取甘肅省1998-2014年的指標數(shù)據(jù)作為樣本，數(shù)據(jù)來源為國家統(tǒng)計局。具體數(shù)據(jù)見表1。
根據(jù)實際情況分析和經(jīng)濟理論可以知道，甘肅省居民消費水平Y作為被解釋變量，與地區(qū)生產總值X1，人均可支配收入X2，居民儲蓄X3與居民消費價格指數(shù)X4有關。除此之外，被解釋變量還受一些其他變量與隨機因素影響，將其他變量與隨機因素的影響歸于隨機變量μ中。對模型進行回歸分析，使模型更具有可操作性。
應用Eviews軟件的OLS法估計模型參數(shù)，得到如圖1的分析結果：
得待估計的回歸方程為：
Y=-1683.74+0.7638X1+0.0112X2+0.6922X3+22.290X4
R2=0.998 F=1795.124 DW=1.0116
四、模型檢驗
（一）擬合優(yōu)度檢驗
由圖1可知樣本可決系數(shù)R2=0.998
修正后的樣本可決系數(shù)為R-2=0.997
結果說明樣本具有很好的擬合優(yōu)度，樣本回歸方程較好的擬合了樣本觀測值。
（二）F檢驗
原假設為H0：β1=β2=β3=β4=0
對立假設為H1：至少有一個β不為0
由圖1可知F=1795.124，設顯著性水平為α=0.05，查表得F0.05（4.15）=3.06，1795.124>3.06，所以拒絕原假設，回歸方程顯著。即甘肅省居民消費水平與地區(qū)生產總值，人均可支配收入，居民儲蓄與居民消費物價指數(shù)存在顯著線性相關。
（三）t檢驗
從t檢驗的結果可以看出，當顯著性水平設為0.05時，只有X1和X3存在較高的顯著性，而X2與X4則沒有。這說明X2與X4可能存在多重共線性。因此，地區(qū)生產總值與居民儲蓄對甘肅省居民消費水平存在顯著影響。
五、結束語
根據(jù)以上計量分析，可以看出影響甘肅省居民消費水平的主要因素是地區(qū)生產總值和居民儲蓄。所以，要提高甘肅省的居民消費水平，就要從這兩個因素入手。
地區(qū)生產總值是影響甘肅省居民消費總值的主要因素。甘肅省的經(jīng)濟發(fā)展相對落后，由于地理位置偏僻，自然條件惡劣，甘肅省可以發(fā)展的產業(yè)不多，農業(yè)與工業(yè)發(fā)展都無法趕超內陸地區(qū)。服務業(yè)就更加落后。要提高甘肅省的地區(qū)生產總值，就要發(fā)展與甘肅省的地理位置與自然環(huán)境相適應的產業(yè)，比如金川的鎳礦產業(yè)就是一個很好地例子。只有產業(yè)發(fā)展有較大的提高，才能提高甘肅的收入水平，進一步促進消費。地區(qū)生產總值的提高意味著地區(qū)經(jīng)濟實力的增強。只有提高了甘肅省的經(jīng)濟實力，增加居民收入，自然就會更好的促進消費，優(yōu)化居民消費結構，更好的提升居民消費水平。
中國自古以來就有勤儉節(jié)約，精打細算，量入為出的優(yōu)良傳統(tǒng)。在經(jīng)濟落后的地方尤其如此。甘肅省經(jīng)濟落后于全國平均水平，在經(jīng)濟欠發(fā)達的地區(qū)的居民這種觀念就更加根深蒂固。所以，在對甘肅省居民消費水平的分析中，居民儲蓄的影響是不能忽視的。這與甘肅省尤其是省內農村居民的消費觀念有很大關系。農村居民更加勤儉節(jié)約，更重視儲蓄的重要性，相應的用于消費的支出就非常有限。而對于城鎮(zhèn)居民，消費傾向不穩(wěn)定，投資通道狹窄是影響儲蓄的關鍵原因。對多數(shù)城鎮(zhèn)居民來說，儲蓄依然具有剛性。所以，要提高居民消費水平，關鍵在于轉變消費觀念，擴大投資通道。通過不同的手段擴大消費需求，才能進一步擴大消費規(guī)模，達到提高居民消費水平的目的。
最后，居民消費物價指數(shù)也是居民消費水平的影響因素之一。雖然不顯著，但物價穩(wěn)定，限制過度的通貨膨脹是提高居民消費水平的環(huán)境保證。物價的過快增長會對居民消費產生負面影響，并且對低收入家庭的影響較大，不利于擴大消費規(guī)模。當出現(xiàn)物價過快上漲對低收入群體影響較大時，需要政府適時采取措施，調整社會保障措施，發(fā)放補助等，確保低收入群體的生活水平不會降低。
（作者單位：蘭州大學）
參考文獻：
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[2] 郝卉.居民消費水平影響因素的計量分析[J].經(jīng)濟縱橫，2011（08）.
關鍵詞：江蘇??；城鎮(zhèn)居民；消費水平；聚類分析
中圖分類號: F292 文獻標識碼：A
一、引言
總體而言，江蘇省經(jīng)濟發(fā)展水平比較高，收入水平也隨之不斷增加，在國家連續(xù)制定的各項改革措施和刺激消費、拉動經(jīng)濟增長政策的影響下，江蘇省城鎮(zhèn)居民的消費性支出水平呈現(xiàn)不斷上升的趨勢，但江蘇省內部各地區(qū)城鎮(zhèn)間的消費性支水平還出存在著較大的差異。進行江蘇省各市城鎮(zhèn)居民人均家庭消費性支出水平分析可以進一步引導居民消費，平衡各市的消費水平，提高江蘇省城鎮(zhèn)居民的消費水平和生活質量。
二、江蘇省鎮(zhèn)居民消費水平現(xiàn)狀
2011年江蘇省城鎮(zhèn)居民家庭人均總支出為23190.67元，比上年增加3051.42元，其中消費性支出為16781.74元，比上年增加2424.25元。2011年，城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)為36.1（食品支出/消費性總支出=6060.91/16781.74*100%），比上年減少0.4，恩格爾系數(shù)表明，城鎮(zhèn)居民的收入比上年有所增加。利用SPASS19 軟件對數(shù)據(jù)進行描述統(tǒng)計，如表1所示：
表1：描述統(tǒng)計量表
N 極小值 極大值 均值 標準差
食品 X1 13 3955 7615 5617.92 1181.040
衣著 X2 13 1282 2234 1723.08 269.254
居住 X3 13 639 1833 1156.69 304.457
家庭設備用品及服務 X4 13 732 1502 1061.31 252.811
醫(yī)療保健 X5 13 492 1372 839.62 271.059
交通通訊 X6 13 1222 3729 2023.92 791.945
教育文化娛樂服務 X7 13 1617 3836 2585.38 660.882
雜項商品和服務 X8 13 362 880 578.77 157.722
有效的 N （列表狀態(tài)） 13
由上表可知，江蘇省城鎮(zhèn)居民人均家庭消費較高的三項主要是：食品（5617.92元）、教育文化娛樂服務（2585.38元）和交通通訊（2023.92元），較低的三項主要是：雜項商品和服務（578.77元）、醫(yī)療保健（839.62元）和家庭設備用品及服務（1061.31元）。
由此可見，江蘇省的城鎮(zhèn)居民消費水平呈現(xiàn)出2個特點：
（1）從總體消費水平來看，城鎮(zhèn)居民人均家庭消費水平為21598元高于全國平均水平18750元。從地區(qū)來看，經(jīng)濟水平較高的城市人均家庭消費水平較高，最高的蘇州市人均家庭總消費為31514元，其中消費性支出為22330元，而最低的宿遷市人均家庭總消費為13044元，其中消費性支出為10634元。南京、無錫、常州等地區(qū)的人均家庭消費水平也遠遠高于其他城市。
（2）從消費結構上來看，食品支出仍然占總支出的絕大部分，是居民最基本的生活需求，但是7市的恩格爾系數(shù)均低于全國平均水平（2011年全國恩格爾系數(shù)平均水平位36.3%），剩下6市的恩格爾系數(shù)稍高于全國水平，說明各市的城鎮(zhèn)居民生活水平均較高，人民生活比較富裕；教育文化娛樂服務的支出也占有相當比例，說明江蘇省城鎮(zhèn)居民比較重視對子女的教育以及自身的精神層面的享受。
[作者簡介]:郭戌穎（1990—），女，江蘇揚州人，湖北大學資源環(huán)境學院2012級碩士研究生
三、區(qū)域性差異分析
（一）選擇指標
由于不同的地級市影響消費水平的因素是不盡相同的，單純從地理和經(jīng)濟因素來評價消費水平是不全面的。因此本文選取構成居民消費支出的各項指標參與分析。參考《江蘇省統(tǒng)計年鑒（2012）》，選取一下8項指標作為對江蘇省城鎮(zhèn)居民人均家庭消費性支出水平進行聚類分析的基礎指標：X1：食品支出；X2：衣著支出；X3：居住支出；X4：家庭設備用品及服務支出；X5：醫(yī)療保健支出；X6：交通通訊支出；X7：教育文化娛樂服務支出；X8：雜項商品和服務支出。
（二） 選取數(shù)據(jù)
本文從《江蘇省統(tǒng)計年鑒（2012）》獲取江蘇省13個地級市的城市居民家庭人均消費性支出數(shù)據(jù)，見表2
表2：江蘇省2011年各市城鎮(zhèn)居民家庭人均消費性支出 單位：元
序號 地區(qū) 食品 衣著 居住 家用設備 醫(yī)療 交通 教育文化 雜項商品
及服務 保健 通訊 及娛樂及服務
X1 X2 X3 X4 X5 X6X7 X8
1南京 7133 1964 1286 15021202 2611 3680 720
2無錫 6979 1814 1833 13211230 2706 3018 880
3徐州 4338 1463 951901 7291286 2316 466
4常州 6591 1920 1244 12631372 3153 2953 631
5蘇州 7615 2234 1620 14579833729 3836 856
6南通 5651 1803 1052 11727671985 2675 507
7連云港 4321 1282 938851 6291222 1776 453
8淮安 4861 1470 1004 862 7091636 2294 451
9鹽城 4710 1610 1038 839 6061679 2210 496
10 揚州 5588 1758 1100 958 7591357 2708 528
11 鎮(zhèn)江 5936 1961 1111 989 7622012 2131 616
12 泰州 5355 1715 1221 950 6751543 2396 558
13 宿遷 3955 1406 639732 4921392 1617 362
數(shù)據(jù)來源：《江蘇省統(tǒng)計年鑒（2012）》
（三） 聚類分析結論
本文借助統(tǒng)計軟件SPASS 19中分類中系統(tǒng)聚類功能對2011年的數(shù)據(jù)進行分析得到一下結論：
樣本有效性
樣本有效性檢測如表3所示，此次樣本分析的總個數(shù)為13個，在分析過程中不存在無用樣本，樣本的有效率達100%，故總共有效樣本為13個。
聚類結果
本文采用組間連接的方法進行聚類，得到樹狀聚類圖，如圖1所示。
利用系統(tǒng)聚類法將江蘇省13個地級市初步分為2類,第一類包括：蘇州、無錫、常州、南京；第二類包括：鎮(zhèn)江、南通、泰州、揚州、宿遷、連云港、鹽城、淮安、徐州。其中第一類中又可以分為兩類，第一類包括：蘇州；第二類包括：無錫、常州、南京；第二大類中同樣可以分為兩類，第一類包括：鎮(zhèn)江、南通、泰州、揚州；第二類包括：宿遷、連云港、鹽城、淮安、徐州。由此可見，江蘇省城鎮(zhèn)家庭人均消費性支出水平大致可以分為4類，如表4：
表4：最終聚類結果
類屬 第一類 第二類 第三類 第四類
組間連接法 蘇州 無錫、常州、南京 鎮(zhèn)江、南通、泰州、揚州 宿遷、連云港、鹽城、淮安、徐州
結果分析
（1）江蘇省城鎮(zhèn)居民家庭人均消費性水平與其經(jīng)濟發(fā)達程度密切相關。第一類的蘇州市是江蘇省經(jīng)濟最發(fā)達的城市，是江蘇的電子工業(yè)和旅游市；第二類中的南京市是江蘇省的省會城市，是江蘇的政治、經(jīng)濟、文化中心，是華東地區(qū)第二大城市。第三類中的4個市經(jīng)濟處于中間過渡地帶，第四類中的5個城市經(jīng)濟與前兩類相比比較落后，其中以宿遷為甚。
（2）江蘇省各個市的消費結構相似性較高，但各地區(qū)之間仍然存在著差異。第一類的蘇州市食品、衣著、交通通訊、教育文化娛樂服務4項支出高于其他各市。第二類中無錫市雜項商品和服務支出消費最高，南京市比較傾向家庭設備用品及服務消費，常州市的居民在醫(yī)療保健方面的支出高于其他各市。第三類中的4個市城鎮(zhèn)居民的消費水平基本持平，第四類的5個市中，宿遷市除衣著和交通通訊支出外，其他各項支出均低于其他城市。
（3）城鎮(zhèn)居民家庭人均消費性支出水平除與經(jīng)濟發(fā)展狀況相關外還與地理、歷史、文化、政治等其他因素相關。如圖2所示：一類和二類地區(qū)均處于長江以南，江南和江北的經(jīng)濟出現(xiàn)差距，但地理因素又不是城鎮(zhèn)居民消費水平的決定性的因素，第三類中的鎮(zhèn)江亦處于長江以南。受歷史文化的影響，蘇州、南京、揚州、徐州3市城鎮(zhèn)居民用于教育文化娛樂服務的消費支出均高于同類城市。受政治因素影響，江蘇省重點發(fā)展一、二類的城市，這兩類城市經(jīng)濟發(fā)展起步較早，人民的生活水平提高較快，更加注重生活質量，所以一、二類城市的各項消費支出均高于三、四類城市。近年來，由于政治原因，揚州、泰州的經(jīng)濟發(fā)展較快，居民消費水平呈現(xiàn)上升趨勢。
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