時間：2022-05-14 15:37:02
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論文關(guān)鍵詞：關(guān),鍵,詞,農(nóng)村居民,消費結(jié)構(gòu),居民收入
重慶直轄以后經(jīng)濟得到了快速發(fā)展，居民生活水平不斷提高，但同時農(nóng)村居民消費增長緩慢導(dǎo)致城鄉(xiāng)消費差距不斷擴大，居民消費對經(jīng)濟增長的拉動力明顯減弱。由于農(nóng)村人口占全市較大比重，挖掘農(nóng)村居民消費潛力，開拓農(nóng)村市場，促進農(nóng)村居民消費和結(jié)構(gòu)升級，將極大地帶動重慶經(jīng)濟增長。
一、重慶農(nóng)村居民消費現(xiàn)狀及特點
西部大開發(fā)和鼓勵農(nóng)業(yè)政策促進了重慶農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，生產(chǎn)規(guī)模和生產(chǎn)效率有了明顯提高，農(nóng)村居民收入不斷增長，消費水平也逐漸上升。1998-2008年農(nóng)村居民消費總額從333.41億元增至581.91億元，提高74.53%；人均生活消費從1417.08元上升至2008年的2884.92元，年平均增長7.37%，剔除物價上漲因素實際增長5.8%。但與重慶城鎮(zhèn)居民相比，農(nóng)村消費水平明顯滯后，在消費層次上相差兩個等級。2008年重慶農(nóng)村人口占全市總?cè)丝诘?3.8%，而消費總額卻只占居民總消費的20.9%，農(nóng)村消費明顯乏力。
（一）農(nóng)村居民消費水平偏低，增長緩慢
重慶農(nóng)村居民人均消費支出不僅遠遠低于重慶城鎮(zhèn)居民，也低于全國農(nóng)村人均水平（見表1）。重慶農(nóng)村與全國農(nóng)村人均之比從1997年的1.26:1下降至2008年的0.79:1（全國人均為1）；與重慶城鎮(zhèn)人均之比從1997年的0.29:1進一步下降為2008年的0.24:1（城鎮(zhèn)人均為1），農(nóng)村人均消費還不及城鎮(zhèn)的1/4，而這種顯著落后的差距還有逐漸擴大的趨勢。就是與西部省份相比，2008年重慶農(nóng)村居民人均消費居四川、云南、陜西、青海和寧夏五省之后，也處于較落后水平。
表1居民人均消費支出單位：元
年份
全國農(nóng)村居民
重慶城鎮(zhèn)居民
重慶農(nóng)村居民
1998
1128.16
4894.54
1417.08
1999
1144.61
5352.44
1388.64
2000
1284.74
5475.17
1395.53
2001
1364.08
5765.07
1475.16
2002
1541.83
6360.2
1497.72
2003
1656.32
7118.06
1583.31
2004
1842.75
7973.05
1853.94
2005
2231.14
8623.29
2142.12
2006
2533.91
9398.69
2205.21
2007
2970.65
9890.31
2526.7
2008
3660.68
論文關(guān)鍵詞：二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，收入差距，消費需求
我國目前所呈現(xiàn)出的消費需求相對不足的總體態(tài)勢，根源在于長期存在的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)矛盾所造成的居民消費能力的制約，即在二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下，我國農(nóng)村居民的消費需求明顯低于城市居民的消費需求。按照經(jīng)濟學(xué)的理論，在正常條件下，消費需求數(shù)量變化首要的受制因素是收入水平。我國居民總體消費水平之所以偏低，主要是由于二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)導(dǎo)致居民收入差距過大以及由此而帶來的整體收入水平低下造成的。
一、改革開放以來我國城鄉(xiāng)居民收入差距
改革開放以來，我國城鄉(xiāng)居民的收入水平都有了較大的提高，與此同時，城鄉(xiāng)居民之間的收入差距水平在不斷擴大（詳見圖1、圖2）。
資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒（2010年）》。
圖1 全國城鄉(xiāng)居民收入差距狀況圖(1978—2009年)
資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒（2010年）》。
圖2 全國城鄉(xiāng)居民收入差距比【1】圖(1978—2009年)
可見，改革開放初期我國城鄉(xiāng)居民的收入差距就已經(jīng)存在。隨著時間的推移，城鄉(xiāng)收入曲線都在迅速上升，但城鎮(zhèn)居民收入曲線上升的速度明顯快于農(nóng)村居民收入曲線上升的速度。城鄉(xiāng)居民之間的收入差距大致經(jīng)歷了一個縮小-擴大-縮小-擴大的演變過程，呈現(xiàn)出階段性的態(tài)勢。
改革開放初期的1978年到1984年，城鄉(xiāng)差距逐步縮小。這時期，隨著的推行和農(nóng)產(chǎn)品收購價格幾次調(diào)整提高，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有了較快的恢復(fù)和發(fā)展，農(nóng)民收入有了較快較大的增加，其增長速度高于城鎮(zhèn)居民收入增長速度經(jīng)濟論文，城鄉(xiāng)差距在逐步縮小。1978年改革開放初期城鄉(xiāng)居民收入差距比高達2.57，即城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是農(nóng)村居民人均純收入的2.57倍。1978年以后，城鄉(xiāng)居民收入差距逐步縮小，到1983年，城鄉(xiāng)居民收入差距比為1.82，是1978-1984年期間最小的一年。
20世紀80年代中期以后，城鄉(xiāng)收入差距擴大。這時期，我國改革的重點開始從農(nóng)村轉(zhuǎn)向城市，城市居民收入增長速度較快。而在農(nóng)村，由于聯(lián)產(chǎn)承包制提高勞動生產(chǎn)率的能量釋放完畢，再加之因農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格上升幅度大于農(nóng)產(chǎn)品帶來的農(nóng)業(yè)貿(mào)易條件惡化、農(nóng)業(yè)比較利益下降等因素的影響，農(nóng)民收入增長緩慢。導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民收入增長速度很快越過農(nóng)村居民收入增長速度，1985-1994年城鄉(xiāng)居民收入差距趨于擴大，到1994年達到最高點，城鄉(xiāng)居民收入差距比為2.86。
1995-1997年，城鄉(xiāng)收入差距短期內(nèi)縮小。縮小的原因主要是因為城鎮(zhèn)中下崗職工增加，他們的收入減少所致。1985年城鄉(xiāng)居民收入差距比為2.86，到1997年縮小到2.47。1995-1997年期間，雖然城鄉(xiāng)居民收入差距有所縮小，但差距仍然偏大，且沒有形成一個長期穩(wěn)定縮小的趨勢。
1998年至今，城鄉(xiāng)收入差距繼續(xù)擴大。1998年的自然災(zāi)害和1999年城鎮(zhèn)職工的普遍加薪是城鄉(xiāng)居民收入差距呈繼續(xù)擴大趨勢的主要原因，且在這一時期由于教育、醫(yī)療、保障等各種福利方面的差距顯露出來，進一步拉大了城鄉(xiāng)間的收入差距。自1998年以來除了個別年份略有起伏外，城鄉(xiāng)居民收入差距的比例一路攀升，由1998年的2.51擴大到2001年的2.90，2007年更是上升到了3.33，為歷年之最，2009年仍保持在3.33。
二、二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下城鄉(xiāng)居民的消費差異比較
城鄉(xiāng)收入差距的擴大，逐漸形成了不同的收入階層，也因此形成了城鄉(xiāng)兩種不同的消費階層和消費市場，從而造成城鄉(xiāng)居民在消費水平、消費結(jié)構(gòu)、人均消費性支出等方面均存在著很大的差異。
1、城鄉(xiāng)居民消費水平比較
與城鄉(xiāng)居民的收入差距相似，改革開放以來，我國城鄉(xiāng)居民的消費水平差距也經(jīng)過了縮小、擴大，短暫的縮小后進一步擴大的過程。圖3表明，1978年，城鄉(xiāng)消費水平比【2】是2.9，1983、1984、1985年縮小到2.2經(jīng)濟論文，1995年擴大到3.8，短暫的縮小后，1999年以來，我國城鄉(xiāng)居民消費水平之比一直維持在3.6以上，2003年和2004年更是高達3.8。2009年，農(nóng)村居民的消費水平為4021元，城鎮(zhèn)居民的消費水平為15025元，1個城鎮(zhèn)居民的消費水平相當于3.7個農(nóng)民的消費水平。目前農(nóng)村居民的消費水平相當于20世紀90年代初城市居民的水平，農(nóng)村居民的消費水平比城市居民的消費水平大約落后15年左右。
資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒（2010年）》。
圖3 全國城鄉(xiāng)居民消費水平差距比率圖(1978—2009年)
2、城鄉(xiāng)居民人均消費性支出比較
統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，改革開放以來，無論是城鎮(zhèn)居民的人均消費性支出還是農(nóng)村居民的人均消費性支出，都呈現(xiàn)出逐步增加的趨勢。1990年農(nóng)村居民的人均消費性支出為585元，2008年增加到3661元，2008年比1990年農(nóng)村居民的人均消費性支出增加了3076元；1990年城鎮(zhèn)居民的人均消費性支出為1279元，2008年增加到11243元，2008年比1990年城鎮(zhèn)居民的人均消費性支出增加了9964元。與此同時，我國城鄉(xiāng)居民之間的消費支出差距在擴大。1985年城鎮(zhèn)消費支出是農(nóng)村消費支出的2.3倍，是改革開放以來的最低點。此后，城鄉(xiāng)之間的消費支出差距逐漸加大，到2008年城鄉(xiāng)之間的支出比高達3.6，即目前我國1個城鎮(zhèn)居民的消費支出相當于3.6個農(nóng)民的消費支出。“三個農(nóng)民抵一個市民”是當前農(nóng)村低消費的真實寫照。
3、城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)比較
城鄉(xiāng)居民的消費結(jié)構(gòu)差異較大。首先，城鎮(zhèn)居民用于食品的支出比農(nóng)村居民相對比例小，并隨收入增加呈下降趨勢，即恩格爾系數(shù)下降，表明城鎮(zhèn)居民的消費已從以食品類消費為主的生存性消費加速向質(zhì)量型消費過渡。其次，衣著、家庭設(shè)備用品等的支出，在城市基本趨于飽和，但因為農(nóng)村居民收入增長緩慢，而未形成新的消費熱點，當城鎮(zhèn)居民消費向空調(diào)、攝像機、家用電腦等新一代高檔耐用消費品轉(zhuǎn)移的時候，農(nóng)村居民的消費仍停留在以生存為主的消費水準上。再次，城鎮(zhèn)居民用于交通通訊、文化、娛樂教育等的支出有增長趨勢，城鎮(zhèn)居民將來的消費熱點將是住房、汽車、現(xiàn)代化的通訊設(shè)備及教育，但城市新消費熱點產(chǎn)品在農(nóng)村的消費量還相當少，農(nóng)村居民耐用消費品的擁用量僅相當于城鎮(zhèn)居民20世紀90年代初期的水平(見表1)。
表1 20世紀90年代以來我國城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)對比 單位：%
指標
1990年
1995年
2000年
2007年
2009年
農(nóng)村
城鎮(zhèn)
農(nóng)村
城鎮(zhèn)
農(nóng)村
城鎮(zhèn)
農(nóng)村
城鎮(zhèn)
農(nóng)村
城鎮(zhèn)
食品
58.80
54.25
58.62
50.09
49.13
39.44
43.08
36.29
41.0
36.5
衣著
7.77
13.36
6.85
13.55
5.75
10.01
6.00
10.42
5.8
10.5
居住
17.34
6.98
13.91
8.02
15.47
11.31
17.80
9.83
20.2
10.0
家庭設(shè)備用品及服務(wù)
5.29
10.14
5.23
7.44
4.52
7.49
4.63
6.02
5.1
6.4
醫(yī)療保健
3.25
2.01
3.24
3.11
5.24
6.36
6.52
6.99
7.2
7.0
交通通信
1.44
1.20
2.58
5.18
5.58
8.54
10.19
13.58
10.1
13.7
教育文化
娛樂服務(wù)
5.37
11.12
7.81
9.36
11.18
13.40
9.48
13.29
8.5
12.0
其他商品
及服務(wù)
0.74
0.94
1.76
3.25
3.14
3.44
2.30
3.58
論文關(guān)鍵詞：SPSS，應(yīng)用軟件因子分析方法，聚類分析方法居民消費水平，地區(qū)消費結(jié)構(gòu)
隨著我國經(jīng)濟的快速發(fā)展，城鎮(zhèn)居民的收入不斷增加，我國各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費支出強勁增長，消費結(jié)構(gòu)發(fā)生了巨大的變化。但是，由于各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展不平衡及原有經(jīng)濟基礎(chǔ)的差異，各地區(qū)的消費結(jié)構(gòu)仍存在著明顯差別。為了進一步改善消費結(jié)構(gòu)，正確引導(dǎo)消費，提高我國城市居民的消費水平和生活質(zhì)量，有必要對各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費結(jié)構(gòu)之間的異同進行考察與比較，以期發(fā)現(xiàn)特點和規(guī)律，從宏觀上把握各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費現(xiàn)狀和不同地區(qū)消費水平的差異，為提高我國各地區(qū)消費水平提供決策依據(jù)。
一、對地區(qū)消費水平的差異的分析方法
1 因子分析模型的建立
因子分析模型是根據(jù)變量間的相關(guān)性大小，把變量分組畢業(yè)論文怎么寫，利用同組內(nèi)的變量之間相關(guān)性較高而不同組的變量之間相關(guān)性較低，每組變量代表一個基本結(jié)構(gòu)，這個基本結(jié)構(gòu)稱為公共因子。因子分析的出發(fā)點是用較少的相互獨立的因子變量來代替原來變量的大部分信息，可以由下面的數(shù)學(xué)模型來表示[[1]]：
其中：，，，…，為p個原有變量，是均值為0、標準差為1 的標準化變量；，，，…，為m個因子變量，m 小于p，表示成矩陣形式為
，
其中：F因子變量或公共因子，可以將它們理解為在高維空間中互相垂直的m個坐標軸；為特殊因子；F 與均為不可觀測的隨機變量。 A為因子載荷矩陣，稱為因子載荷，是第i個原有變量對第j個因子上的載荷系數(shù)。在模型中，特殊因子表示了原有變量不能被因子變量所解釋的部分，相當于多元回歸分析中的殘差，被定義為彼此不相關(guān)且與公因子也不相關(guān)。
2 實證分析
居民消費水平是指居民在物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)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。它主要通過消費的物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量來反映。
在各種消費指標中，消費結(jié)構(gòu)指標最能夠體現(xiàn)出各地區(qū)間的消費水平差異，本文引用我國常用的消費資料支出分類方法，將各地區(qū)城市居民人均生活費支出分為8個部分，相應(yīng)的指標分別用X1～X8表示 。其中X1（食品）、X2（衣著）、X3（居住）、X4（家庭設(shè)備用品和服務(wù)）、X5（醫(yī)療保健）、X6（交通和通訊）、X7（娛樂教育文化服務(wù)）、X8（其他商品與服務(wù)），單位：元
2.1 因子分析
2. 1.1 數(shù)據(jù)來源
本文數(shù)據(jù)取自各地區(qū)域城鎮(zhèn)居民家庭平均每人全年消費性支出(2009年)，來自2010年中國統(tǒng)計年鑒[[2]]。具體表格略論文開題報告范文。
2.1.2因子分析的過程
由于多個變量使用的量綱可能各不相同或者變量間的數(shù)值大小相差很大，因此， 首先將初始變量標準化，把原變量數(shù)列化為均值為0，方差為1的數(shù)列。標準化后全國31個省市作為樣本，將上述X1～X8八項支出指標作為變量，得到原始數(shù)據(jù)陣。首先判斷數(shù)據(jù)變量是否適合進行因子分析，算出樣本相關(guān)系數(shù)陣為：
表1：樣本相關(guān)系數(shù)陣
由上述矩陣發(fā)現(xiàn)8個消費要素間的相關(guān)系數(shù)大部分均大于0.3，適合做因子分析。
再進行KMO統(tǒng)計檢驗，作為比較變量間簡單相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)的指標，數(shù)學(xué)定義為，其中是變量與其他變量的簡單相關(guān)系數(shù)，是變量與變量在控制了剩余變量下的偏相關(guān)系數(shù)。
Kaiser給出了常用的KMO度量標準： 0.9以上表示非常適合；0.8表示適合；0.7表示一般；0.6表示不太適合；0.5以下表示極不適合。
計算結(jié)果如下：
表2
并且通過巴特利特球體檢驗(P=0.000＜0.05)，表明說明原有的8個變量具有很強的相關(guān)性，它們反映的消費要素有很大重疊畢業(yè)論文怎么寫，可以做因子分析。
利用SPSS計算后得到主成分的碎石圖，分析發(fā)現(xiàn)提取2個主因子比較合適。
利用主因子分析法提取2個主因子，用最大方差旋轉(zhuǎn)進行簡化，得到因子載荷矩陣（見下表），它代表變量和公因子的相關(guān)系數(shù)：
表3
由表1 載荷矩陣可得出以下結(jié)論：
（1）第1 主成分，為主要消費因子，在食品、居住、交通和通訊、家庭設(shè)備用品、服務(wù)娛樂教育文化服務(wù)和其他商品與服務(wù)6個方面有較大的載荷，即該因子綜合反映了這6個方面的變動趨勢。 因此第1 主因子可以視為代表各地區(qū)城市居民在這6個方面的消費指標，可命名為生活必需型因素。
（2）第2 主成分，為次要消費因子，在衣著、醫(yī)療保健有較大的載荷，所以第2 主因子可視為各地區(qū)城市居民在這2方面的消費指標，可命名為生存型因素。如受此影響的地區(qū)多為北方省市，可分析為氣候因素的影響。
從二維的旋轉(zhuǎn)空間的成分圖可以明顯的看到各個消費要素間的類屬關(guān)系，可以看到主消費因子和次消費因子非常靠近兩個因子的坐標軸，表明用兩個因子刻畫消費要素效果非常好，信息丟失較少，達到了我們綜合消費要素，減少解釋變量的目的，使得提前的因子含義清晰，有利于我們對消費要素進行歸類進行分析解釋：
表4
2個因子能解釋的方差分別為5.640（70.494 ％），1.155（14.440 ％），因此這2個主因子能說明總情況的84.935％。8個變量標準化后（不受各變量的不同量綱的影響），最后各變量X1～X8相對應(yīng)的共性值之和分別為0.916，0.854，0.744，0.783，0.843，0.892，0.926，0.835，除居住外均大于0.75，所以這些變量對各地區(qū)城市居民消費結(jié)構(gòu)的分析具有很強的說服力。
根據(jù)標準化數(shù)據(jù)，分別計算各地區(qū)城市主要、次要消費因子得分，以各因子方差貢獻率作權(quán)重進行加權(quán)匯總，得出各地區(qū)居民消費水平綜合評價得分并排名，表中因子得分情況及其正負僅表示該省市與平均水平的相對位置，并不說明該省市的居民消費發(fā)展水平為負。
綜合評價排名V=0.704 * F1+0.144 * F2
2.1.2.1我國區(qū)域居民消費水平排序及解釋（由于篇幅限制，在這里只列取前10位）
表5：全國各省市居民消費因子得分及排名表
地區(qū)
F得分
F1排名
F2得分
F2排名
綜合得分
綜合排名
上海
3.34231
1
0.44751
7
2.42
1
廣東
2.23941
2
-0.75061
9
1.47
2
北京
1.32859
4
2.06475
1
1.23
3
浙江
1.35439
3
0.58846
6
1.04
4
福建
1.13345
5
-0.98121
10
0.66
5
天津
0.69190
6
1.05934
2
0.64
6
江蘇
0.59168
7
-0.05948
8
0.41
7
遼寧
-0.02806
8
0.61654
5
0.07
8
山東
-0.17779
9
0.84007
4
0.00
9
重慶
-0.19444
10
0.88520
3
-0.01
關(guān)鍵詞：金融發(fā)展；消費；相關(guān)關(guān)系
如何推動金融體系和消費協(xié)調(diào)發(fā)展，是經(jīng)濟發(fā)展中的重要課題。根據(jù)消費經(jīng)濟學(xué)理論，研究居民消費問題，必須重點關(guān)注的無疑是居民收入增長，但金融發(fā)展滯后對居民消費的抑制也不可忽視。中國人民銀行貨幣政策司曾報告指出，1元消費信貸能夠帶動a1.5元的商品消費。資料顯示，1990-2008年間中國金融發(fā)展指數(shù)與全國社會商品零售總額兩者的相關(guān)系數(shù)為0. 87，即高度正相關(guān)。換言之，金融發(fā)展有可能促進中國居民消費增長。為此，筆者搜集了大量經(jīng)濟數(shù)據(jù)，以期以山東省為例，通過居民消費水平與金融發(fā)展水平關(guān)系的剖析，探尋居民消費水平與金融發(fā)展之間的關(guān)系與傳導(dǎo)機制，為提升居民消費水平提供參考。
一、金融發(fā)展與消費的關(guān)系
金融發(fā)展與人們的生活密切相關(guān)，金融產(chǎn)品作為一種風(fēng)險規(guī)避的途徑和取得收益的方式，已經(jīng)深入到了每一個人的生活；金融工具的創(chuàng)新和金融設(shè)施的不斷完善為居民提供了多種支付手段，使生活更加便捷。總的來說，可以從以下三個方面總結(jié)金融發(fā)展對消費的影響：
首先金融市場具有風(fēng)險分攤功能。根據(jù)生命周期持久收入假說，居民為了實現(xiàn)一生效用水平的最大化，會通過跨期消費來規(guī)避風(fēng)險。所謂跨期消費，就是指將財富平均地分配于各期消費。在金融市場比較完備的狀況下，居民除了跨期消費選擇，還可以縱向上借助金融工具實現(xiàn)風(fēng)險分擔的目的，化解外部沖擊，從而保持家庭的編輯效用水平不變。因而金融市場具有風(fēng)險分擔功能，發(fā)達的金融市場上金融機構(gòu)和金融工具能夠滿足居民的多渠道投資需求，將風(fēng)險化整為零，從而影響居民消費水平。
其次金融業(yè)能夠促進經(jīng)濟發(fā)展。完備的金融體系有利于增加儲蓄、促進資本積累，提高儲蓄-投資轉(zhuǎn)化率，進一步作用于社會生產(chǎn)的發(fā)展，最終帶動社會經(jīng)濟發(fā)展，提升居民收人水平，增加居民消費。
再次，金融支付手段對消費有拉動作用。金融設(shè)施的不斷完善為居民多種支付手段的實現(xiàn)提供可能，各種金融工具的使用對現(xiàn)金有替代作用，能夠增加貨幣的流動性，刺激居民的消費需求。此外，金融設(shè)施的普及能夠營造良好的商業(yè)發(fā)展環(huán)境，通過促進商業(yè)發(fā)展進一步豐富消費元素。
二、指標選擇與數(shù)據(jù)來源1
為了進一步探究金融與消費之間的具體關(guān)系與作用機理，下面采用計量經(jīng)濟學(xué)的方法進行分析，以期計算出金融與消費之間的定量關(guān)系。
（一）金融發(fā)展指標分析
金融發(fā)展表現(xiàn)為多個方面，包括總量上的增加、結(jié)構(gòu)上的優(yōu)化與效率的提升。對于金融發(fā)展水平的衡量目前沒有統(tǒng)一的指標。本文參考《山東省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長相關(guān)性的實證研究（1978-2004）》一文使用的指標，選取了以下3項代表金融發(fā)展水平的指標，并結(jié)合實際情況進行了相應(yīng)調(diào)整。2
1.金融相關(guān)率指標（FIR）：由美國經(jīng)濟學(xué)家雷蒙德.W.戈德史密斯（Raymond W Goldsmith）提出，是指某一時期一國全部金融資產(chǎn)價值與該國經(jīng)濟活動總量的比值，常用金融相關(guān)率（FIR）去說明經(jīng)濟貨幣化的程度，計算公式為M2/GDP。在本文中，金融資產(chǎn)的范圍包括廣義貨幣（M2）、股票市價總值和債券余額；債券余額為金融債券、國家債券和企業(yè)債券發(fā)行余額的合計值。
2.金融深化指標（DEPTH）。該指標表示金融中介相對于國民經(jīng)濟的規(guī)模，麥金農(nóng)將其稱作金融深化指標，代表了一國經(jīng)濟貨幣化與金融深化的程度。但是，許多經(jīng)濟學(xué)家認為，這一比率與經(jīng)濟增長之間沒有理論聯(lián)系，銀行信用才是衡量金融發(fā)展的有用指標。由于受到可獲得數(shù)據(jù)的限制，本文以全部銀行信貸余額占GDP的比重作為度量金融深化的指標。
3.金融結(jié)構(gòu)比率（FS）。該指標為債券和股票金融資產(chǎn)總量中的占的比重，用于衡量金融發(fā)展程度。本文通過金融結(jié)構(gòu)指標進行間接考察，沒有單獨檢驗股票市場與經(jīng)濟增長的相關(guān)性，因為我國股市發(fā)展時間較短，年度時間序列樣本數(shù)太小，難以得出有意義的檢驗結(jié)果，且山東省的數(shù)據(jù)也難以獲取。
為了避免數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性和異方差，在下面的OLS分析中使用的指標是將上述指標的水平數(shù)據(jù)和比率指標轉(zhuǎn)化后的環(huán)比增長率指標，分別使用IFIR、IDEPTH和IFS。
（二）居民消費水平分析
居民消費水平是本文研究的重要變量，其衡量指標選取的是城鎮(zhèn)居民全年人均消費性支出。通過散點圖不難發(fā)現(xiàn)在這一時期內(nèi)山東省居民的消費性支出有大幅提升并且保持了較高的增長率。這說明山東省居民的消費水平有明顯增長，生活水平有較大改善。
（三）控制變量指標分析
本研究選擇兩個經(jīng)濟變量為控制變量：經(jīng)濟總量（Z）和人均可支配收入（N）。其中，經(jīng)濟總量（Z）的指標取值為GDP，人均可支配收入指標取值選為城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入。
山東省歷年GDP統(tǒng)計圖如下，從表中看到在這一時期內(nèi)山東省的GDP有大幅提升且增速越來越快，這說明近年來山東省的經(jīng)濟飛速發(fā)展。
山東省歷年城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入的絕對數(shù)和指數(shù)（相對于1978年）如下圖所示，這一時期居民家庭人均可支配收入有較大幅度的增加，但是2000年以后出現(xiàn)了波動。
三、計量經(jīng)濟檢驗
設(shè)消費水平為變量Y，金融發(fā)展水平為變量X，其中金融總量、金融深化、金融結(jié)構(gòu)的指標分別為X1、X2、X3；兩個控制變量經(jīng)濟發(fā)展水平和人均可支配收入分別為Z和N。 建立模型：lnY=α+βlnXt+γ1lnZ+γ2lnN +εt
依據(jù)上式，為進行逐一計量檢驗，擬定12個回歸方程：
方程（1）：lnY =α+βlnX1+εt
方程（2）：lnY =α+βlnX1+γ1lnZ+εt
方程（3）：lnY =α+βlnX1+γ2lnN+εt
方程（4）：lnY =α+βlnX2+εt
方程（5）：lnY =α+βlnX2+γ1lnZ+εt
方程（6）：lnY =α+βlnX2+γ2lnN+εt
方程（7）：lnY =α+βlnX3+εt
方程（8）：lnY =α+βlnX3+γ1lnZ+εt
方程（9）：lnY =α+βlnX3 +γ2lnN+εt
使用山東省1980-2004年的數(shù)據(jù)，在Eview6上進行計量分析，進行OLS回歸的結(jié)果見下表：
通過上表可以看到，除了方程（4）3所有回歸結(jié)果都通過了擬合優(yōu)度檢驗，且F值都很大，擬合度高，回歸模型整體上是顯著的。
四、結(jié)論與建議
分析上文計算結(jié)果，有幾下幾點實證結(jié)論：
1、三個金融發(fā)展指標中的金融深化指標（DEPTH）沒有通過顯著性檢驗，說明山東省居民的消費水平與金融深化之間線性相關(guān)關(guān)系較弱；但不能排除兩者之間存在其他相關(guān)關(guān)系。
2、金融發(fā)展指標中的金融總量和金融結(jié)構(gòu)指標通過了顯著性檢驗，且擬合度較高，系數(shù)為正，說明山東省居民的消費水平與金融總量和金融結(jié)構(gòu)之間有較強的線性正相關(guān)關(guān)系 。
3、加入控制變量經(jīng)濟發(fā)展水平和居民人均可支配收入后，模型擬合度及參數(shù)顯著性得到明顯改善，說明經(jīng)濟發(fā)展水平和人均可支配收入是金融發(fā)展水平與居民消費水平線性傳到機制中的重要中間變量。
針對以上研究的結(jié)論，山東省應(yīng)從提升金融發(fā)展水平入手促進居民消費水平的提高，在擴大金融總量的同時，注重證券市場、保險市場等金融市場的建設(shè)、銀行信貸結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和效率的提高，從而使金融發(fā)展在擴大我國居民消費中發(fā)揮更重要的作用。另外，經(jīng)濟發(fā)展水平和居民人均可支配收入作為重要的傳導(dǎo)因素，對線性相關(guān)關(guān)系的建立有不可忽視的作用，要重視提高居民可支配收入。
第一，要抓住導(dǎo)致分配不公平的關(guān)鍵因素，逐個擊破。首先完善轉(zhuǎn)移支付，使財政支出有方向性地傾斜；其次，完善各項立法，加大執(zhí)法力度，調(diào)節(jié)過高收入，取締非法收入，漂白各種“灰色收入”、“黃色收入”、“黑色收入”。
第二，調(diào)整稅收制度，提高居民收入比重。以促進居民收入普遍增長為目標，建立合理的稅收制度，探索建立并逐步完善包含遺產(chǎn)稅制度、資本增值稅制度、房地產(chǎn)增值稅制度等在內(nèi)的個人所得稅征收體系，促進代際公平，抑制過高的非勞動收入，防止收入分化。在稅費征收上綜合考量居民收入總量和居民收入分配結(jié)構(gòu)，合理計征，提高居民收入在國民收入分配中所占比重。
最后，建立以公平為目標的收入分配調(diào)節(jié)體系，從初次分配到再分配都注重公平，從增加居民可支配收入入手，增強居民的消費信心，促進居民消費水平的提高。■
參考文獻
[1]注：本文的有關(guān)數(shù)據(jù)分別從各年《山東統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》、《中國人民銀行濟南分行金融年鑒》以及網(wǎng)絡(luò)搜索整理得出，時間跨度為1980-2004年， 采用Eview6進行統(tǒng)計處理。
【關(guān)鍵詞】湖南省 國民生產(chǎn)總值 計量經(jīng)濟分析 OLS參數(shù)估計
一、引言
國民生產(chǎn)總值（GDP，Gross Domestic Product），作為國民經(jīng)濟核算的核心指標，是指在一定時間內(nèi)一個國家（或地區(qū)）所生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和勞務(wù)的市場價值。它由什么所影響呢？國內(nèi)很多論文都對此做過相應(yīng)研究，對象為中國國民生產(chǎn)總值，也有的為部分省的國民生產(chǎn)總值，但湖南省的情況存在空缺，尚未進行研究。本文就以湖南省為研究對象，探究其國民生產(chǎn)總值的影響因素，并進行計量分析，得出結(jié)論。
二、預(yù)處理
（一）變量選擇
選擇湖南省生產(chǎn)總值Y作為被解釋變量。其影響因素很多，本文不能全面地給予說明分析，參考相似論文選取的變量，再根據(jù)模型本身的需要、數(shù)據(jù)獲取難易等，本文選擇了五個指標作為模型的解釋變量：居民消費水平X1、固定資產(chǎn)投資X2、進出口總額X3、財政支出X4，稅收收入X5。其中，居民消費水映了居民總體經(jīng)濟水平；固定資產(chǎn)投資的增長是GDP增長的主要保障；進出口總額和前兩項一起構(gòu)成經(jīng)濟發(fā)展的三駕馬車；財政支出在中國處于經(jīng)濟建設(shè)時期的背景下對GDP有快速促進作用；而稅收的多少直接影響市場中的消費投資情況，因而也會對GDP有所作用。因此，上述解釋變量的選取符合經(jīng)濟發(fā)展的實際情況。
（二）數(shù)據(jù)收集
最后是計量經(jīng)濟檢驗中的異方差檢驗，通過Eviews進行異方差檢驗，得出P值均遠大于5%（取95%為置信區(qū)間），可見基本不存在異方差性，不需進行異方差修正。
四、結(jié)論
最終確立湖南省生產(chǎn)總值影響因素模型如下：
Y=199.4517+（0.755417）X1+（0.000109）X3+3.815589X4+（-4.486782）X5
可以看出，根據(jù)近30年的數(shù)據(jù)，對于湖南省GDP，固定資產(chǎn)基本不產(chǎn)生作用，這也與湖南的低房價和房產(chǎn)過剩情況相符；進出口總額的影響較弱，因湖南不是主要的進出口貿(mào)易城市；起較大影響作用的是居民消費水平和政府的財政支出，且財政支出的效果更為突出。具體量化可以估計，當居民消費增加l%，湖南GDP增加0.755417%；進出口總額增加l%，湖南GDP增加0.000109%；財政支出增加1%，湖南GDP增加3.815589%。比較特別的是稅收，影響同樣極大，但對湖南省GDP起負向作用，具體為稅收增加l%，湖南GDP約降低4.486782%。這可能是因為政府一旦提高稅收，居民將可能降低消費和投資，這將導(dǎo)致GDP的降低。
這也可給提高湖南省生產(chǎn)總值以一定啟示：要重視居民消費、財政支出的作用，調(diào)整房地產(chǎn)結(jié)構(gòu)，同時控制向居民的征稅額度。
參考文獻
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[4]張金玲.GDP影響因素的計量分析[J].當代經(jīng)理人，2006（11）.
第一,食品消費支出比重隨收入增加呈現(xiàn)出明顯的下降趨勢,這與恩格爾定律的表述一致。但最低收入戶與最高收入恩格爾系數(shù)相差太過懸殊,分別為47.43%和28.02%,相差將近20個百分點。城鎮(zhèn)最低收入戶剛剛解決了溫飽問題,而最高收入戶的生活水平按照恩格爾系數(shù)的評價標準早已達到了富裕型,甚至接近最富裕型。第二,衣著消費支出比重隨收入增加緩慢上升,到高收入戶又有所下降,但各收入組支出比重相差不大,支出比重最大的中等收入戶與最小的最低收入戶只差2.91個百分點。衣著支出比重沒有更多的遞增且最高收入戶的支出比重有所下降,這些都符合恩格爾定律關(guān)于衣著消費的引申。隨著收入的增加,衣著支出比重呈現(xiàn)先上升后下降的走勢。事實上,在當前的價格水平和服裝業(yè)的發(fā)展水平下,城鎮(zhèn)居民的穿著是有一定限度的,而且居民對衣著的需求也不是無限膨脹的,即使收入水平繼續(xù)提高,也不需要將更大的比例用于購買服飾用品了。第三,家庭設(shè)備用品及服務(wù)、交通通訊、娛樂教育文化服務(wù)和雜項商品與服務(wù)的支出比重呈逐組上升趨勢,說明居民的生活水平隨收入的增加而不斷提高和改善。第四,醫(yī)療保健支出比重隨收入水平提高呈現(xiàn)一種兩端高、中間低的走勢,支出比重最低的是最高收入戶,為6.72%;最高的是高收入戶,為8.24%,兩者僅差1.52個百分點。這是因為醫(yī)療保健支出作為生活必須支出,不論居民生活水平高低,都要將一定比例的收入用于維持自身健康,而且由于醫(yī)療制度改革,加重了個人負擔的同時,也減小了舊制度可能造成的不同行業(yè)、不同體制下居民醫(yī)療保健支出的差別,因而不同收入等級的居民在醫(yī)療保健支出比重上差別不大。第五,居住支出比重基本上呈逐組下降的趨勢,由最低收入戶的12.34%下降到中等偏上戶的9.79%,但最高收入戶的居住比重達到9.91%,這與我國居民消費能級不斷提升,住宅商品正在越來越成為城鎮(zhèn)居民關(guān)注的熱點是相吻合的,同時與恩格爾定律的引申也是一致的。可以看出,城鎮(zhèn)居民的消費狀況雖然受價格水平、消費習(xí)慣、消費環(huán)境、消費心理預(yù)期等諸多因素的影響,但歸根結(jié)底仍取決于居民的收入水平,要提高城鎮(zhèn)居民的消費支出,必須增加居民收入。因此,采取切實有效的措施增加城鎮(zhèn)居民的可支配收入,不僅可以提高全國城鎮(zhèn)居民的總體消費水平,促進消費結(jié)構(gòu)向著更加健康、合理的方向發(fā)展,而且在啟動內(nèi)需,促進我國的經(jīng)濟發(fā)展方面有著重大的現(xiàn)實意義。
2我國居民消費結(jié)構(gòu)的縱向分析
進入21世紀以來,隨著經(jīng)濟體制改革的深入,國民經(jīng)濟的迅速發(fā)展,我國城鄉(xiāng)居民的消費水平顯著提高,居民的各項支出顯著增加。隨著消費水平的提高,我國城鄉(xiāng)居民消費從注重量的滿足到追求質(zhì)的提高,從以衣食消費為主的生存型到追求生活質(zhì)量的享受型、發(fā)展型,消費質(zhì)量和消費結(jié)構(gòu)都發(fā)生了明顯的變化。城鎮(zhèn)居民在食品、衣著、家庭設(shè)備用品三項支出在消費支出中的比重呈現(xiàn)明顯的下降趨勢,其中食品類支出比重降幅最大,達15個百分點;衣著類下降4個百分點;家庭設(shè)備用品類下降幅度不是很大。與此同時,醫(yī)療保健、交通通訊、文化娛樂教育服務(wù)、居住及雜項商品支出在消費支出中的比例均有上升,富裕階段的消費特征開始顯現(xiàn)。3我國居民消費變化的趨勢特點
(1)居民收入迅速增長,消費水平大幅度提高,消費結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)明顯的富裕型特征消費是收入的函數(shù),收入的增加是消費水平提高和消費結(jié)構(gòu)變化的前提。隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展,我國居民的收入水平不斷提高,特別是21世紀以來,我國居民的收入水平迅速提高。伴隨著收入水平的提高,城鄉(xiāng)居民各項支出全面增加,消費性支出大幅度增長。2005年,我國城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民人均消費性支出分別為6510.94元和1943.30元,是1994年的3.9倍和2.5倍。今后5—10年以至更長時間,我國經(jīng)濟保持一個較高的增長速度是完全可能的,城鄉(xiāng)居民的消費水平將大幅度提高。
(2)消費能級不斷提高,消費內(nèi)容日益豐富,住房與轎車消費同時升溫,可望提前成為消費熱點在消費水平提高和消費結(jié)構(gòu)改善的同時,城鄉(xiāng)居民的消費能級不斷提高。
(3)以教育為龍頭的娛樂教育文化服務(wù)類消費繼續(xù)攀升隨著人們對知識認知程度的提高和自我完善意識的增強,對教育的投入仍會保持增長。目前從子女教育在人們儲蓄目的位居前列的情況看,對教育及教育產(chǎn)品的投入仍是今后一個時期的消費熱點。大力發(fā)展教育事業(yè),特別是高等教育、成人教育、職業(yè)教育應(yīng)是政府長期堅持和倡導(dǎo)的。
4我國大部分地區(qū)居民消費水平偏低的原因及解決方法與策略
(1)居民消費率分析:居民消費率是指在一定時期內(nèi)一國(或地區(qū))居民消費部分占GDP的比重。改革開放以來的30年中我國居民消費率的變化大體上可以分為五個階段:第一個階段是1978-1981年,這一階段居民消費率直線上升,并在1981年達到了改革開放以來的最高點(53.1%)。第二個階段是1982-1989年,這8年中居民消費率出現(xiàn)過幾次小幅波動,但基本上比較穩(wěn)定。第三個階段是1990-1994年,居民消費率持續(xù)下降。第四個階段是1995-2000年,在此期間,除了1997年居民消費率出現(xiàn)了小幅下降以外,其余年份均保持上升趨勢,但是上升幅度相當小,只有1.9個百分點。第五個階段是2001-2005年,居民消費率直線下降,并且在2005年達到了歷史最低點(38.2%)。
(2)居民消費占最終消費的比重:改革開放以來的1978年到2005年期間,我國最終消費中居民消費所占的比重雖然出現(xiàn)過波動,但是整體上保持穩(wěn)定。值得注意的是2004年居民消費的比重直線下降。改革開放以來,我國居民消費占最終消費的比重最高只有81.5%,而且大多數(shù)年份不到80%,尤其是2004和2005兩年居民消費的比重更是降到了73.3%。國外經(jīng)驗表明,居民消費占最終消費的比重一般不低于80%。這也從另一個方面反映出我國居民消費率偏低的事實。
(3)最終消費率分析:最終消費率是指在一定時期內(nèi)(通常為一年或一個季度)一國(或地區(qū))最終消費占GDP的比重。改革開放以來的28年中我國最終消費率的變化大致上可以分為四個階段:第一個階段是1978-2005年,居民消費率直線上升,并在1981年達到了改革開放以來的最高點(67.5%)。第二個階段是1982-1994年,除了在1985、1988和1989這三年有小幅回升外,其余年份均在下降。第三個階段是1995-2000年,除了1997年最終消費率出現(xiàn)了小幅下降以外,其余年份均保持上升趨勢,但是在整個階段中,最終居民消費率上升的幅度并不是很大,只有3.6個百分點。第四個階段是2001-2005年,居民消費率直線下降,并且在2005年達到了歷史最低點(52.1%)。與我國處在相同發(fā)展階段的一些國家的最終消費率一般均在80%以上,但是我國的最終消費率在2003年卻只有55.4%。
以上分析顯示,1978年以來的任何一個時期,我國的居民消費率和最終消費率都明顯偏低,尤其是2001年以來尤甚,這表明我國當前消費不足明顯存在。
論文關(guān)鍵詞:消費結(jié)構(gòu);消費趨勢;因子分析;聚類分析
論文摘要:近年來,我國宏觀經(jīng)濟形勢發(fā)生了重大變化,經(jīng)濟發(fā)展速度加快,居民收入穩(wěn)定增加,在國家連續(xù)出臺住房、教育、醫(yī)療等各項改革措施和實施“刺激消費、擴大內(nèi)需、拉動經(jīng)濟增長”經(jīng)濟政策的影響下,全國居民的消費支出也強勁增長,消費結(jié)構(gòu)發(fā)生了顯著變化,消費結(jié)構(gòu)不合理現(xiàn)象得到了一定程度的改善。為了進一步改善我國居民的消費結(jié)構(gòu),正確引導(dǎo)消費,提高我國居民的消費水平和生活質(zhì)量,有必要對我國各省市居民的消費結(jié)構(gòu)進行考察和研究,以期發(fā)現(xiàn)特點和規(guī)律。采用“雙對數(shù)模型”對我國居民的消費結(jié)構(gòu)進行了趨勢分析,通過“聚類分析”對我國各地區(qū)居民消費結(jié)構(gòu)之間的異同進行考察并作比較研究,總結(jié)出了我國居民消費呈現(xiàn)富裕型、娛樂教育文化服務(wù)類消費攀升的趨勢特點。
放松金融抑制
中央財經(jīng)大學(xué) 李濤等
“金融抑制與中國城鎮(zhèn)居民消費”
《經(jīng)濟研究》工作論文WP394號
中國居民消費率遠低于其他國家，而金融抑制是中國居民消費水平低下、消費率持續(xù)下滑的重要影響因素。
理論上，金融抑制會導(dǎo)致消費增長率和未來消費水平下降，而對當期消費水平的影響則取決于財富效應(yīng)和替代效應(yīng)的相對大小。基于對微觀家庭數(shù)據(jù)的分析，真實利率壓低1%，消費增長率將下降0.287%，這解釋了2000年以來中國消費增長率和GDP增長率差異的62.4%。
金融抑制降低了未來消費水平，也降低了當期消費水平，其財富效應(yīng)大于替代效應(yīng)。金融抑制導(dǎo)致居民財產(chǎn)性收入和預(yù)期可支配收入下降，進而降低居民消費水平，提高居民儲蓄率。
金融系統(tǒng)改革是刺激居民消費、改善收入分配、實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的重要手段。在經(jīng)濟發(fā)展早期，金融抑制政策可能在一定程度上促進經(jīng)濟增長，但在經(jīng)濟發(fā)展后期將嚴重阻礙經(jīng)濟增長。
同時，金融抑制將導(dǎo)致國民收入分配結(jié)構(gòu)不斷從居民向企業(yè)和政府傾斜、居民內(nèi)部收入分配不斷惡化。而金融抑制也是中國經(jīng)濟周期的重要決定因素，是中國經(jīng)濟波動幅度較大的重要原因。
鑒于金融抑制是中國居民消費需求不足、消費增長相對緩慢的重要決定因素。所以，逐步放棄金融抑制政策、實現(xiàn)利率市場化不僅是刺激經(jīng)濟增長、降低波動、實現(xiàn)資源有效配置的手段，也是調(diào)整收入分配結(jié)構(gòu)、刺激內(nèi)需的重要方式。
目前，利率市場化的條件可能還未完全成熟，那么以利率市場化為市場準入基本前提，在加強金融監(jiān)管的同時，放松中小金融機構(gòu)準入、提高金融機構(gòu)間的競爭程度，以市場競爭方式逐步實現(xiàn)利率市場化，或許是中國金融體系改革的現(xiàn)實選擇。
制度
輸入型制度變遷
麻省理工學(xué)院 Dorn Acemoglu等
“激進改革的后果：法國革命”
《美國經(jīng)濟評論》第101卷第7期
對制度改革而言，普遍存在兩種情況：一種是國家內(nèi)部進行制度設(shè)計，也就是由于國內(nèi)矛盾而產(chǎn)生的改革；另一種是外部沖擊，例如被殖民，由殖民者帶來制度上的改革，這種改革往往通過強制實施殖民者自己的制度而無視被占領(lǐng)區(qū)的傳統(tǒng)而顯得非常激進。
激進改革通常意味著舊體制有巨大的負面后果。例如18世紀末19世紀初，歐洲的貴族寡頭政治、對貿(mào)易和勞務(wù)設(shè)置的進入壁壘，以及其他要素市場的壁壘，阻礙了歐洲經(jīng)濟的發(fā)展。那么通過殖民形式而導(dǎo)致的激進改革，對經(jīng)濟又有何種影響呢？
通過對法國革命的研究，發(fā)現(xiàn)法國在入侵德國后，在其占領(lǐng)區(qū)強制實行了一系列激進的改革，例如實施法國的民法，終結(jié)封建制和貴族特權(quán)，使法律面前人人平等。
考察這些制度對城市化和經(jīng)濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)并沒有造成負面后果，相反這些制度帶來的長期經(jīng)濟效應(yīng)非常明顯，極大促進了被占領(lǐng)區(qū)在19世紀后半期的城市化和經(jīng)濟增長。
觀點
環(huán)境因素影響長壽
中國科學(xué)院院士曾毅
“中國老年人中家族長壽對健康的影響”
北大國家發(fā)展研究院簡報第1017期
以往研究并沒有從多個維度研究身體和心里健康的影響機制，但精神健康（例如負面情緒）和主觀的幸福感（例如生活的滿足感）對于評價健康與否同樣重要。比如，相比年輕人，老年人出現(xiàn)焦慮或孤獨的可能性更大，這種負面情緒會影響老年人的身體健康，并降低其生活的質(zhì)量。
關(guān)鍵詞：國民生產(chǎn)總值;固定資產(chǎn)投資;財政收入;居民消費;顯著性檢驗
一、引言
改革開放以來，我國經(jīng)濟取得了巨大的跨越式發(fā)展，居民消費水平得到了極大的提高。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，我國居民消費額由1990年的833億元增加到2012年的14098.21億元;城市恩格爾系數(shù)由0.54降低到2012年的0.36，農(nóng)村恩格爾系數(shù)由1990年的0.55降低到2012年的0.39。這說明我國經(jīng)濟發(fā)展取得了巨大的進步，居民消費水平得到了顯著提高。
關(guān)于居民消費，國內(nèi)外學(xué)者做了很多研究。按區(qū)域劃分，有全國性的，也有區(qū)域性的;按內(nèi)容劃分，主要研究消費的影響因素，消費結(jié)構(gòu)的變化及演變趨勢等等。本文建立居民消費額與國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資與財政收入之間的多元線性回歸模型，通過多元回歸分析探討國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資與財政收入與居民消費的關(guān)系。
二、數(shù)據(jù)來源與處理
本文選取我國1990～2012年居民消費額、國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資與財政收入的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。搜集數(shù)據(jù)之后，先對數(shù)據(jù)進行歸納整理，接著對數(shù)據(jù)進行取自然對數(shù)處理。本文中，居民消費額、國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資和財政收入分別用C、G、K和I來表示。最終數(shù)據(jù)處理結(jié)果如表1所示：
三、模型構(gòu)建與求解
（一）構(gòu)建多元線性回歸模型
本文構(gòu)建多元線性回歸分析模型，以居民消費額（C）為因變量，國民生產(chǎn)總值（G）、固定資產(chǎn)投資（K）和財政收入（I）為自變量，構(gòu)建的模型如下：
ln（C）=α?ln（G）+β?ln（K）+γ?ln（I）+ln（μ）
對模型進行變形可得：
C=Gα?Kβ?Iγ?μ
其中，α，β，γ分別表示國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資和財政收入對居民消費額的彈性系數(shù)。
（二）模型參數(shù)估計
將處理好的數(shù)據(jù)輸入到eviews軟件中，運用多元線性回歸方法對數(shù)據(jù)進行多元線性回歸分析。Eviews分析結(jié)果如圖1所示：
通過圖1各變量的散點圖可以看出ln（C）與ln（G）、ln（K）與ln（I）之間具有很明顯的線性相關(guān)關(guān)系，這說明原模型的選取是可靠的。
1. 模型參數(shù)估計
運用eviews軟件對多元線性回歸模型進行回歸分析，可以很直觀地得出結(jié)果。本文運用eviews軟件進行參數(shù)估計，結(jié)果顯示見表2：
由表2得出，本文的模型參數(shù)方程為：ln（C）=1.27ln（G）-0.22ln（K）-0.12ln（I）-2.89。同時，擬合優(yōu)度為0.999，調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.998，這表明方程擬合效果非常好。
2. 模型估計評價
由上述結(jié)果可得，模型估計的方程為ln（C）=1.27ln（G）-0.22ln（K）-0.12ln（I）
-2.89，在這個模型中，α=1.27，β=-0.22，γ=-0.12，這表明國民生產(chǎn)總值與居民消費是正相關(guān)，固定資產(chǎn)投資和財政收入與居民消費是負相關(guān)關(guān)系，這個符合預(yù)期。同時α，β，γ表示的是彈性系數(shù)，不考慮數(shù)據(jù)的正負，可以看出國民生產(chǎn)總值對居民消費的影響最大，其次是固定資產(chǎn)投資對居民消費的影響，最低的是財政收入的影響。
3. 對變量進行t檢驗
由于本文要對三個變量進行檢驗，故應(yīng)該設(shè)立三個假設(shè)：
①H0：α=0 H1：α≠0
②H0：β=0 H1：β≠0
③H0：γ=0 H1：γ≠0
由eviews結(jié)果可知，ln（G）、ln（K）和ln（I）的t統(tǒng)計量分別為15.17、-3.35和-2.63。查表可得在5%的顯著性水平下，t0.05（23）=2.069，由于三個變量的t統(tǒng)計量均大于2.069，即表明在很小的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，這意味著三個變量都是顯著的。
4. 對變量進行聯(lián)合檢驗
依據(jù)上述結(jié)論，三個變量都是統(tǒng)計顯著，但是這并不意味著多個變量聯(lián)合顯著。本文接著檢驗三個變量的聯(lián)合顯著性。假設(shè)：
H0：α=β=γ=0
H1：α≠β≠γ=0
三個變量的檢驗結(jié)果要服從F分布，臨界值為F（2，19）=3.52。
本文運用eviews軟件進行F統(tǒng)計量的分析，分析結(jié)果如表3所示：
由表3的分析結(jié)果可知，三個變量的F統(tǒng)計量為86.29，這遠遠大于F（2，19）=3.52，表明拒絕原假設(shè)，也即三個變量是聯(lián)合顯著的。
四、結(jié)論
本文運用多元線性回歸模型，將居民消費額作為因變量，國民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資和財政收入作為自變量，并對各個變量進行t檢驗，同時將三個變量聯(lián)合起來進行聯(lián)合檢驗。通過計量分析，可以得到以下結(jié)論國民生產(chǎn)總值對居民消費是正向影響，固定資產(chǎn)投資和財政收入對居民消費是負向影響。結(jié)果顯示，國民生產(chǎn)總值越多，居民消費額越高;反之，固定資產(chǎn)投資和財政收入越多，居民消費額越少，這符合人們的預(yù)期。當固定資產(chǎn)投資增多時，人們用于消費的收入減少，消費減少;當財政收入增加時，意味著從居民手中“拿”的越多，居民用于消費的越少。
國民生產(chǎn)總值對居民消費的影響最大，財政收入對居民消費的影響最小。分析結(jié)果表明，國民生產(chǎn)總值對居民消費影響彈性系數(shù)最大，這表明一單位國民生產(chǎn)總值的變化會影響比較大的居民消費;財政收入由于對居民消費的彈性系數(shù)較小，一單位的財政收入變動對居民消費的變動不是很大。
各個變量不僅單獨顯著，還聯(lián)合顯著。通過對各個變量進行t檢驗，檢驗結(jié)果表明各個變量都是顯著影響的;不僅如此，本文通過構(gòu)建聯(lián)合檢驗，檢驗結(jié)果表明三個變量聯(lián)合顯著，表明這三個變量都是影響居民消費的要素。
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