居民消费影响因素论文范文

居民消费影响因素论文篇1

【关键词】消费 泰尔指数 收入差距 不确定性 社会保障

一、引言

居民消费是国民经济的最终目的和归宿，也是促进一个国家经济持续健康发展的持久性动力。2015年，浙江省生产总值GDP达到42886.5亿，居民人均GDP为77862.2元，高于全国居民平均水平。本文从动态分析的视角，基于浙江省各项经济发展数据分析，综合城乡收入差距与不确定性因素考虑，运用约翰森（Johansen）协整检验和误差修正模型对居民消费影响因素进行长短期动态分析，同时在衡量地区收入差距指标的选取上，本文选取泰尔指数来度量，以达到检验精准性。首先，研究从理论上探寻分析地区城乡收入差距扩大及不确定性因素对居民消费可能产生的影响；其次，通过协整分析和误差修正模型来实证分析两大综合因素对居民消费影响的动态效应。最后，基于实证分析得出的结论，为政府如何做出缩小城乡收入差距、降低不确定性来促进消费提出相应的政策建议。浙江省作为我国经济最发达、人均收入水平最高的省份之一，以浙江省城乡收入差距、不确定性为研究对象进行研究分析，可以丰富现阶段收入差距理论，有利于构建符合我国居民消费现状的消费函数。对地区性城乡收入差距对居民消费影响的问题进行全面的系统的研究，可以进一步丰富收入分配理论，对于及时控制城乡收入差距、缩小城乡收入差距、刺激消费等问题提供理论支撑具有重大的理论及现实意义；另一方面，对不确定性对居民消费的分析间接影响政府对社会保障支出做出的决策，从减少不确定性开辟新方向刺激消费，拉动国内需求，促进经济发展。

五、结语

在长期收入差距和房价波动对居民消费具有较强的抑制作用，教育医疗费用和就业波动对居民消费的影响表现为相对较弱的抑制作用。短期内，上期消费、收入波动、教育医疗费用支出波动和就业波动是影响居民消费变动的主要因素，城乡收入差距对居民消费的影响相对较弱。本文通过数据挖掘和模型构建，突出影响居民消费的两大因素，有利于明确浙江省城乡收入差距的状况和未来发展趋势，为政府部门制定收入分配政策和刺激消费的政策做一些贡献。同时为其他省份以及全国的城乡收入差距和刺激消费的问题提供一定的借鉴，这对于增加农民收入、实现城乡经济协调发展乃至经济的可持续发展都有着十分重要的现实意义。

参考文献

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[4]纪江明，张乐天，蒋青云.我国城乡社会保障差异对居民消费影响的实证研究[J].上海经济研究，2011（01）.

[5]金贤锋，汪浩瀚.中国城乡居民消费的二元特征与跨期不确定性分析[J].经济地理，2006（04）.

居民消费影响因素论文篇2

【关键词】人均消费支出；人均可支配收入；前期消费水平

上海市作为我国的经济、金融、贸易和航运中心，其经济发展状况对于整个国家的宏观经济来说十分重要。本文基于1990年—2010年上海市居民消费的有关情况，运用计量经济学分析影响上海市居民消费需求各因素的作用，并依此制订促进需求的政策，引导和培育消费热点，以促进上海经济持续、快速的发展。

一、消费理论简介

（一）绝对收入理论

凯恩斯的绝对收入假说认为在短时间内，消费者的消费目标取决于其收入的多少，其收入的增加会导致其消费的增加，但消费者的消费增长会低于其收入的增长，边际消费会逐步呈现递减的形式。

（二）相对收入理论

该假说认为，消费支出不仅受当前收入的影响，而且也受过去收入和消费水平的影响；消费者的消费支出不仅受到其相关收入的影响，也会受到其身边人的消费行为的影响，就是消费的示范性。

（三）生命周期理论

莫迪利安尼认为，人们的现期以及将来计划的消费是现期收入加上预期收入和积累的财产的函数，消费者按其一生中可动用的总资源，在各个时期进行大体均匀的消费支出。

（四）持久收入理论

持久收入假说把消费者的收入分为暂时性收入及持久性收入两部分，认为居民的消费支出是由它们的持久性收入来决定的，而不是由不稳定的暂时性收入来决定。

二、影响上海市居民消费因素的定性分析

（一）居民人均可支配收入

收入决定消费，当前可支配收入水平是决定消费的核心因素，因此选择人均可支配收入。但总体而言，城镇人均可支配收入的增加还是会拉动消费性支出的增加。

（二）前一期的居民人均消费支出

由于消费行为具有连续性，根据杜森贝里的相对收入理论，消费者在当期的消费决策中会受自己过去的消费习惯影响。因而将上一期的消费量引入模型中， 它与当期消费量呈正相关关系。

三、影响上海市居民消费因素的计量分析

（一）模型建立与样本选择

基于以上分析，本文建立模型所选用的因变量是上海市居民人均消费支出水平（C1），自变量分别是：居民人均可支配收入(Y)，前一期的居民人均消费支出（C0）。各指标原始数据来源是相关年份的《上海市统计年鉴》。将上海市居民人均消费性支出理论函数模型概括为：

C1 = f ( Y ，C0 ，C ，u )

（二）参数估计

用EVIEWS软件对数据进行OLS估计， 得到结果如下：

C1 = 0.633016 Y + 0.476862 C0–0.648481

t = (3.975711) (3.170815) (-0.526542)

（三）检验

1.经济意义检验

模型估计结果说明，居民人均可支配收入和前一期人均消费支出都与当期居民人均消费支出正相关，这与理论分析和经验判断一致。所以，该模型通过了经济意义上的检验，系数符号均符合经济意义。

2.相关统计检验

（1）拟合优度检验

由于，说明总离差平方和的99. 6392%被样本回归直线解释，仅有不足1%未被解释，表明模型对样本数据的拟合优度很高。

（2）显著性检验

当n＝21，＝0.05时，t检验值为2.831，由回归模型知，Y和C0的t检验值的绝对值均大于2.831，所以通过t检验，即Y和C0均显著。

F＝2485.331，符合F检验，因而，居民人均可支配收入、居民前一期的人均消费支出两个解释变量对上海市居民人均消费支出的99.9%的离差做出解释，即解释变量联合起来对被解释变量有显著影响。

即该模型通过了统计意义上的检验。

3.异方差检验

用EVIEWS软件对以上回归做white检验，得出结果如下：

n = 8.814253 < (5)=11.07

所以，模型不存在异方差性。

四、经济学意义及相关政策建议

上海市居民人均消费水平的增长主要源于收入水平的增加。因此，政府的收入分配政策将直接影响居民的消费能力。政府在收入政策上应更多关注中低收入群体的权益，稳定、提高中低收入群体的可支配收入水平和消费能力。

前一期的消费行为一定程度上影响着当期的消费决策。基于这一点，为增加居民消费水平，应稳定居民收入的预期，建立居民收入稳定增长机制。特别是在当前全球性金融危机的大环境下，要改善就业结构，不断提高居民的持久性收入。价格上涨因素刺激了上海市居民的消费水平的提高。货币收入不变时，物价的提高，消费者要维护原来的生活水平，将扩大消费性支出。政府应适当动用货币和财政政策将通货膨胀率保持在一个适宜、稳定的幅度内，一定程度上可以刺激消费性支出的增加。

五、结束语

通过对影响上海市居民消费支出的因素进行研究和分析，发现收入是影响居民消费最直接的因素。从长远来看，促进上海市居民消费水平的健康提升，需要打造一个有利于促进消费的消费环境，上海市进入“十二五”之后，要想真正提高居民消费，需要一个全局性的政策组合。

参考文献：

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[6]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),2007.

作者简介：

张琳，硕士研究生，现就读于上海对外贸易学院。

居民消费影响因素论文篇3

关键词：幸福；居民；消费行为；家电

0引言

幸福是什么？

美国经济学家保罗·萨缪尔森（Paul A. Samuelson）在《经济学》一书中从经济学角度给出幸福方程式：幸福=效用/欲望。该公式说明，幸福程度与效用成正比，与欲望成反比。效用一定，欲望越小，或欲望一定，效用越大，人们感到越幸福。因此，幸福取决于效用与欲望的相对大小，获取幸福的途径有两条:增加效用或减少欲望。经济学利用实证数据分析收入对幸福的影响。美国经济学家伊斯特林（Easterlin）在1974年发表的《经济增长可以在多大程度上提高人们的快乐》中提出“伊斯特林悖论”，即经济增长不一定导致快乐增加。在收入水平非常低的时候，收入与快乐之间关联度较高，但是当收入超过一定水平后，这种相关性就会弱化甚至消失。除此之外，经济学还试图研究其他影响幸福的因素，如结婚与否、是否是独生子女、学生干部等。

近年来，我国政府越来越关注民生，注重提升人民幸福感受。十七届五中全会指出：“要坚持扩大内需战略，着力保障和改善民生。”那么，从消费角度来看，什么样的消费才是幸福的消费？立足于幸福的消费初衷，居民消费时会受哪些因素的影响？本研究以家电为例，从幸福的视角分析安徽省居民的消费情况，以期更深入了解居民的真实需求，完善居民消费模式，提高居民的幸福水平。

1实证分析

1.1研究对象及过程

1.1.1 调查对象

在安徽合肥、六安、滁州等地区随机抽取了479户城乡居民进行调查，并对典型个人进行了深入访谈，完成有效问卷343份、访谈记录15份。本次调查中，男性占总样本的56.3%，女性占43.7%。年龄在20岁以下的有26人，占7.6%；20至30岁的有111人，占32.4%，所占比重最大；30至40岁的有62人，占18.1%；40至50岁的有92人，占26.8%；50岁以上的有52人，占15.2%。受教育程度为小学及其以下的占17.6%，初中及高中的占49.4%，大专及其以上占33.3%。家庭人口为有3～6人占到85%以上；家庭年收入为10000元以下的占总样本12.4%，10，000至50，000元的占71.2%，50，000至80，000元的占9.4%，80，000元以上的占7.0%。

1.1.2 调查过程

根据幸福经济学理论和居民消费理论设计了“安徽居民消费行为研究”的调查问卷，其内容包括家庭信息、消费现状、消费心理及消费预测等多个方面。经过培训，2010年安徽师范大学历史与社会学院“安徽居民消费行为研究”调查团队深入安徽合肥、六安、滁州等地选取343名居民进行实证调查。调查过程中，对初中及以上文化程度的居民当场发放问卷由居民自己填答并及时回收，对于初中以下文化程度的居民由调查人员逐一口述每个项目及选项，被试做出口头选择后，再由调查人员帮助填写答案，最后利用SPSS11.0对343份有效问卷的数据进行统计分析。

1.2研究结果

1.2.1 幸福消费理念分析

根据幸福方程式，当效用和欲望的比例达到最优时，个人幸福感达到最大。对众多居民来说，适度消费是适当、合理的消费，其消费数量和质量通常能达到个人欲望和实际购买力的平衡，消费行为带来的效用和个人被满足的欲望形成的比例在此平衡上容易达到最优。因此在通常情况下，适度消费能给居民带来最大化的效用，即最大化的幸福感。在对消费理念的调查中，选择适度消费、保守消费、超前消费的被试分别占78.1%、19.3%、2.6%。大多数居民的消费偏好受传统理念和客观经济水平的影响，无法接受超前消费，但随着收入水平的提高也反对滞后消费。居民在长期的消费实践中形成了适度消费的偏好，认为其最符合自己家庭消费的实际，也最能满足自身消费欲望，达到了客观实际情况下的最大效用。

1.2.2 幸福消费动机分析

1）内部诱导因素分析

（1）物质基础动机

对于不同收入水平的居民来说，相同消费所带来的效用是不同的，因而消费产生的幸福感也会不同。以购买促销产品为例，居民对待促销产品的态度不一。图1所示，居民对促销产品需求量上，中等收入水平的较大，高收入和低收入的较小，其中高收入的需求量最小，基本无需求。一般而言，促销产品能使居民在收入水平有限的情况下获得性价比较高的产品，实现效用最大化，获得较强幸福感，因此中等收入水平的居民愿意购买促销产品，且需求量较大。而对于低收入的居民来说，促销产品不一定是必需品，由于收入水平的限制可能无力购买；对高收入的居民来说，购买促销产品所带来的幸福感边际递减，这部分居民对产品的外观、档次等方面有更高的要求，为追求消费效用最大化，可能会放弃对促销产品的购买。

（2）情感需要动机

消费行为由居民的物质基础动机和情感需要动机共同促成。居民的情感需要因人而异，产品能否满足差异化的个人情感需要，是影响居民消费决策的重要因素。如图2所示，在购置家电的幸福感来源的问题上，认为幸福感来源于使用需要满足的居民占67.8%，家电质量、服务好的占16.7%，和谐家庭氛围的占13.7%，获得同事友人赞扬羡慕的占1.8%。数据表明，只有满足居民差异化的情感需要才能使其产生最满意的幸福感。

（3）特殊需要动机

居民消费过程中除了考虑物质基础与情感需要外，有时还追求某些特殊的需要。攀比和炫耀消费动机作为较为常见的特殊需要动机，通常是为了保持相较于外界的优越感。对少部分居民而言，能满足其攀比和炫耀的心理会使他们获得较大的心理满足。

攀比和炫耀心理对居民消费的影响程度到底有多大？图3所示，选择较小和非常小的分别占34.7%和20.7%，而选择非常大和较大的仅占2.9%和11.7%。这说明绝大多数居民是理性人，宁愿退而求其次也不愿消费超出自己能力承受范围的产品。但对于少部分居民来说，奢侈品在某种程度上已经异化为一种地位象征。由于职业需要、工作环境影响或其他原因，他们认为必须消费一部分高端或奢侈品来维护自己的外在形象，对他们来说消费奢侈品会产生更大效用，别人的赞誉比实用品更能带来幸福感。

2）外部刺激因素分析

（1）产品本身的影响

消费行为决策主要根据产品自身的特征。家电等耐用品具有单位价值高、购买频率低、使用时间长等特点，因此居民消费时会衡量产品能否最大化满足自身需求。表1数据显示，居民消费受价格、品牌、质量等多种因素共同影响。从影响程度来看，选择价格、品牌、质量、售后服务影响大的居民所占比例都超过50%，其中认为质量影响大的占85.9%，而广告和促销的影响则相对较小。这说明了居民最看重产品的质量，其次品牌、售后服务、价格等也是重要的影响因素。居民的消费观念、消费行为是受产品整体影响的结果，不局限于产品的某一特征，综合满意才能最大限度的影响居民的消费行为。

（2）相关群体分析

人们通常会根据心理距离远近将周围的群体从影响最大到最小依次分类，然后选取影响最大群体的意见，结合与自己相似或期望达到的人为参照点去评估一个结果。表2数据显示，在影响居民消费的相关群体中，家人占73.6%，亲戚占8.7%，朋友、同事、同学分别占7.8%、3.6%、1.5%，另外有钱人、明星、专家等相关群体共占2.1%。可见人们消费时通常参照与自己心理距离最近的家人亲友的意见，结合与自己相似或接近的群体习惯做出决策，此类消费评估的结果多为积极的幸福体验，有利于消费幸福感的增加。 转贴于

（3）优惠政策影响

当居民产生消费欲望时，如有相应的优惠政策作为外部刺激，居民通常容易迅速做出消费决定并因此获得最大限度的满足。目前国家为刺激消费，特别是农村市场的消费，实施了“家电下乡”、“以旧换新”等优惠政策。研究发现虽然这些政策会影响消费，但是居民普遍认为其具体实施效果一般。在对“家电下乡”政策的态度上，34.2%的居民认为影响一般，49.7%的居民认为影响较小；在对“以旧换新”政策的态度上，31.2%的居民认为影响一般，51.0%的居民认为影响较小。由此可见，居民希望政策能给自己的消费带来优惠，从而获得额外的幸福附加值。但实际上政策带来的满足度较低，政府需要更贴近实际地为居民考虑，从多方面权衡政策对居民消费的影响，切实满足居民的消费欲望。

1.2.3 追求幸福消费的顾虑

由于客观环境和条件的限制，当幸福消费的目标不能最大限度满足自身欲望时，居民通常会退而求其次来规避可能遇到的问题。这些问题使居民产生顾虑，从而在消费过程中限制或降低了居民的消费幸福感。表2数据说明，居民在购买家电产品中的确存在一些顾虑因素，而最为主要的是家电产品的自身问题，其比例占总比重的38.9%。担心市场价格降低和家电政策变化为第二和第三大影响因素。同时调查也发现仍有部分居民存在社会保障和基础设施等方面的顾虑。因此政府应积极采取措施帮助居民消除这些顾虑，创造良好的消费环境让居民放心消费。

2结论及建议

通过对安徽省343份有效问卷的分析，本研究得出如下结论及相应建议：

2.1适度消费为主，适当鼓励超前消费。

适度消费是中国目前的主流消费理念，它倡导过一种理性的、合宜的物质生活，人们在这种消费方式下能获得欲望的满足与消费的平衡。但由于经济危机影响，中国需要通过消费拉动经济。在这种情况下，政府应适当鼓励超前消费，制定相应政策来刺激消费、扩大内需，从而使中国尽快摆脱经济危机的影响，促进经济进一步发展。

2.2消费需求多样，多层次开发产品才能满足居民幸福消费的不同需要。

幸福感受内部诱导因素与外部刺激因素的影响。由于物质基础、情感需要、相关群体等方面的差异，居民对幸福消费的目标定位不同，因而产生了不同层次的需要，只有针对居民不同需要开发不同层次的产品，才能满足人们日益多样化的需求。

2.3政府应改善客观消费环境，深入贯彻并适时调整优惠政策，增加居民消费的幸福附加值。

社会保障不健全、基础设施不健全等大环境问题会遏制居民消费欲望，影响居民的幸福程度，政府应采取改善基础设施建设、完善社会保障、加强对产品的监督等措施，从多方面对其进行调整从而造福于民。对于优惠于民的政策要贴近实际、适时调整，以适应人们时刻变化的需要。

参考文献

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居民消费影响因素论文篇4

关键词：文化差异；消费；空间杜宾模型

0引言

消费作为实现经济增长的核心影响因素，对于我国经济增长和社会发展始终发挥重要作用。消费除了受到诸多市场因素的影响，还会受到非市场因素的影响，其中文化差异无疑是一个不容忽视的因素。文化作为一个包含民族特征、价值观念、思维模式、风俗习惯、、教育水平等要素的集合，与居民消费之间有着天然的内在联系，也使得具有不同文化背景的消费者有着不同的消费选择。厘清文化差异对居民消费的影响，特别是探求文化差异在空间层面的影响对于进一步促进中国居民消费、调整消费结构乃至于更有针对性的实施供给侧结构性改革具有重要意义。国内外学者对于居民消费的影响因素进行了诸多研究，主要集中在经济增长[1]、利率水平[2]、物价水平、收入分配结构[3]，政府公共服务[4]等方面。而关于文化差异对居民消费影响的研究则相对较少，已有研究主要集中在文化对消费者行为的影响等方面，如黄静（2014）[5]和张晶（2013）[6]等认为文化是影响影响消费者的行为意愿的至关重要的因素。王梦蝶、吴东来（2013）[7]认为不同文化维度下的消费者行为受文化营销的影响程度不同。汪秀英（2010）[8]的研究表明在体验经济的运行中,消费者的文化背景对消费者的体验行为产生着不容忽视的影响。石华灵（2016）[9]提出消费者的购买行为往往不纯粹是一次经济交易，而是一种社会关系的交往和互动。以上研究的主要结论是从文化差异对消费者的评判标准和购买意愿方面进行论述，但是将文化差异从类别上进行细化，研究其对消费影响的文献较少，尚未有结合我国现实进行实证方面的验证特别是结合文化的跨区域空间特征进行的相关研究。本文在结合我国文化发展现实的基础上，将文化差异从人文文化、城乡文化和行政管理文化三个角度加以分类和量化，利用空间杜宾面板模型，实证检验了29省文化差异对居民消费水平的影响，为有针对性的进行全国性文化政策制定以及跨地区消费行为引导提供决策依据。

1模型构建与数据说明

1.1指标选取与数据描述

本文主要探求文化差异对居民消费的影响，实证变量的选取如下：

1.1.1被解释变量

居民人均消费水平（CONSUME），通过地区居民人均消费水平来衡量不同地区消费状况的差异。由于现有统计年鉴对于居民消费数据是以城市人口和农村人口分类统计，为了更为客观地反映地区整体居民消费水平，本文对宏观统计数据进行了以地区居民为单位的平均化处理，具体公式为；居民人均消费水平=（城市人均消费水平*城市常住人口+农村人均消费水平*农村常住人口）/（城市常住人口+农村常住人口）。

1.1.2解释变量

对于核心解释变量文化差异变量选取，本文从人文文化、城乡文化和行政管理文化三个方面加以设置，通过这三类文化变量的选取，基本可以涵盖我国居民现有的文化差异。（1）人文文化（HUMANITY）。广义的人文文化是指以居民个体为基本单元的，涉及个人基本文化修养、受教育程度、年龄、宗教、生活习惯等方面的特有文化信息。居民的人文文化程度，是其行为的主导因素，不仅会影响劳动就业收入的水平，也会影响其日常生活主要的消费行为的水平。而居民人文文化水平主要源于其受教育程度，一个地区中受过高等教育的人口比重越高，该地区的居民对生活水平要求较高，从而消费水平会更高。除了受教育程度，为了兼顾人文文化的其他方面，伴随着年龄的增长，居民自身的非受教育所体现的人文文化水平也会相应增加，本文通过人口年龄比重衡量这部分非受教育所体现的人文文化，基于此构建包含受教育程度和人口年龄分布的人文文化综合指数，其权重各取50%。人文文化指数=大专及大专以上人口占地区总人口比重*50%+65岁及以上人口占总人口的比重*50%。（2）城乡文化（TOWNSHIP）。伴随着我国城镇化水平的不断提高，地区居民中城市和农村人口比重不断变化，而城市居民和农村居民在消费水平上存在明显差异，这种差异源于其所处的生活环境、生产方式、价值观念以及长期的历史文化传承。故对于城乡文化的指标设置采用城镇化水平指标，即城镇年末常住人口占总人口比重来衡量城乡文化水平。（3）行政管理文化（ADMINISTRATION）。地方政府在行政管理上的特征和行为模式存在差异，而这种差异有制度上的安排、有地区特有历史文化演变的特征也有官员自身行政管理倾向，其对居民消费会产生潜移默化的影响。如一个地区在公共产品供给上，更倾向于提供促进居民消费的相关服务，如社会保障服务，则居民用于自身消费的意愿可能更强烈。本文将这种由于文化差异导致的政府行政管理差异总结为行政管理文化，指标使用变量各地区社会保障支出占财政支出比重来衡量。

1.1.3控制变量

除了上述不同类别文化差异对居民消费水平产生影响外，居民收入水平、地区开放程度等因素也与消费相联系，本文将其作为控制变量纳入实证模型。地区开放程度（OPEN），采用各地区进出口总额占当年GDP比重来衡量地区开放程度。居民收入水平（INCOME），采用地方人均居民收入水平并剔除了通货膨胀的影响。

1.2数据来源

基于文化差异与消费水平的区域性考虑，选取了全国29个省市进行实证分析，其中由于数据缺失和社会制度体系不同，没有包括和港澳台地区，将重庆合并进四川省；基于数据可得性和数据的统一性，选取2007—2015年数据。文化差异、对外开放程度和财政社保支出数据来源于各年度中国统计年鉴，由于区域间物价水平不同，涉及的地区人均GDP、收入水平、消费水平等指标均采用地区当年消费物价指数剔除通胀因素。计算软件为STATA13.0。

2指标变量的探索性

空间数据分析文化具有区域性和传播性。对于文化相关变量的计量，在考虑传统计量经济学关注的时间维度联系的基础上，更应该注重其空间维度的特征。若变量存在空间相关性，传统计量方法的估计是有偏差甚至是无效的。本文采用空间计量前置的探索性空间数据分析，以预先考察实证数据是否具有空间相关性，若存在明显的空间相关性，则需要采用针对空间变量的空间计量方法进行实证估计。本文使用对空间相关性检验使用较为广泛的莫兰指数进行验证。

3实证分析

3.1模型的识别与诊断

空间计量实证模型，是为克服实证变量存在的空间相关性从传统经济理论发展而来的实证计量模型，先后发展出空间滞后模型和空间自相关等模型，但是早期的空间计量模型多数只考虑了被解释变量的空间相关性，忽视了解释变量的空间相关性处理，伴随着空间计量方法的不断扩展，本文采用其扩展模型面板空间杜宾模型（SDPM）进行回归估计，重点考察以文化差异为核心的诸多解释变量的空间滞后项与居民消费的联系，分析不同类别文化差异对消费水平可能具有的空间效应。模型（1）至模型（4）为添加人文文化、城乡文化和行政管理文化后的空间滞后项的实证模型。

3.2实证结果

通过实证测算，所得包含各类文化差异空间滞后项的空间杜宾面板模型实证结果见表3所示。

3.3实证结论分析

3.3.1模型整体性结果

从模型HAUSMAN检验和固定效应检验值来看，空间杜宾模型面板采用固定效应形式更为有效，且模型整体似然比值较高。在分别添加人文文化、城乡文化和行政管理文化空间滞后项的空间杜宾面板模型（1）至模型（4）的结果来看，各模型整体显著性一致，特别是同时存在三类空间滞后项的模型（4）模型各变量的解释力均显著提高，基于此，后文中分类变量解释主要基于模型（4）的实证结论进行。

3.3.2本地文化差异对于居民消费的影响

由模型（1）至模型（4）的地区文化差异对本地区消费影响的结果来看，在控制其他变量不变的前提下，人文文化、城乡文化在省级层面对消费产生显著影响，其中通过模型（4）可知，本地区人文文化对居民消费在5%的显著性水平下存在正向作用，可以理解为伴随着地区人文文化的提高，有利于居民进一步提升其消费水平；而城乡文化无论是分模型（2）还是综合模型（4）均在1%的显著性水平下对居民消费水平具有负向作用，此结论与传统观点不一致，伴随着城镇化的发展，以城市常住人口的增多为主要体现的城镇文化的提升，地区居民的消费水平不升反降，其原因，可能是由于城市生活成本高，压力大导致城市居民不敢过度消费，相反农村居民由于不存在诸如购房、子女教育等成本压力，反而消费增长倾向更高。地区行政管理文化对居民消费的影响并不显著。

3.3.3跨区域文化差异对消费影响的空间溢出效应

分别对模型（1）至模型（4）的人文文化、城乡文化和行政管理文化的空间滞后项W*dep.var的估计可知，与地区内文化差异变量的显著性相似，城乡文化和人文文化具有显著的空间溢出效应，特别是在综合考虑多种文化差异空间效应的模型（4）中，城乡文化差异在1%的显著性水平下存在空间溢出效应，即伴随着周边地区城乡文化每提升1单位，会促进本地区居民消费水平增加0.12单位。与地区内文化差异对消费水平的影响方向相反，周边地区的人文文化和城乡文化对地区内的消费水平的影响与地区内人文文化和城乡文化的影响形成此消彼长的态势，体现为跨区域文化差异对消费的影响呈反向溢出效应。

3.3.4其他控制变量的影响

从模型控制变量来看，无论是单独添加空间滞后变量还是同时存在三类空间滞后变量，居民消费水平与其收入水平均存在1%水平的显著相关性，即传统经济理论一致，收入水平是其消费水平的核心影响要素，居民收入每增加1单位，消费者倾向于增加自身消费水平0.319单位。

4政策启示

（1）进行文化的跨区域交流与融合鉴于各类文化差异所存在的空间溢出效应对居民消费的影响，故文化交流与融合不应仅局限性在本地区内部，而应该积极促进跨区域的文化交流与融合。相关管理部门应建立跨区域文化政策的组织协调和信息共享机制，通过大范围的地区联动实现居民文化的整体提升，以促进消费的持续增长。

（2）提升居民人文文化水平鉴于人文文化对居民消费的积极促进作用，应进一步加大以提升居民基本人文素养的相关公共文化服务的供给，做好基础教育、文化环境的建设，同时，采取多种手段针对性进行公共文化服务的供给侧结构性调整，如通过促进文化类产品的市场培育，增加消费者提升人文素养的渠道，加强消费者提升文化素养相关服务的消费服务和管理。

（3）结合城镇化做好消费升级与保障工作伴随着城镇化的不断推进，所产生的居民城乡文化差异短期来看并没有有效的促进消费增长，相反，还带来了空间上的消费外溢效应。这一状况虽不能否定城镇化所产生的有益作用，但宏观管理部门也应进行针对性调整，特别是经济步入新常态，地区经济对居民消费的依赖更为强烈，对于城乡文化差异所显示出的负向作用，应针对性做好促进居民消费的升级和保障工作，进一步完善社会保障机制、降低城镇居民消费成本和远期顾虑，令城镇居民有能力消费、有保障消费，在实现我国城镇化规划的同时，发挥居民消费的积极作用。

参考文献：

[1]于俊秋,何辛锐.内蒙古居民消费与经济增长关系的实证研究[J].经济论坛,2009,(22).

[2]赵鑫铖,李娅.经济动态效率与我国最有消费率:1992—2013[J].云南财大学报,2016,(5).

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[5]黄静,王诚,熊小明,林青蓝.人际冲突中文化信念对消费者行为意向的影响[J].中国软科学,2014,(7).

[6]张晶,RamuGovindasamy,张利庠.“文化适应”对消费者购买行为的影响[J].经济理论与经济管理,2013,(12).

[7]王梦蝶,吴东来,吴炎玲,赵娜.基于文化差异的文化营销对消费者行为的影响研究[J].科技和产业,2013,(1).

[8]汪秀英.区域亚文化对消费者体验行为影响的实证研究——对北京、上海、广州三地消费者体验行为的对比分析[J].北京工商大学学报：社会科学版,2010,(2).

[9]石华灵.中国传统文化对消费者行为的影响[J].北方经贸,2016,(8).

居民消费影响因素论文篇5

关键词：居民收入 城乡居民消费 城乡居民基尼系数 动态GMM

消费、投资、出口作为促进我国经济发展的“三驾马车”，只有三者协调增长才能使经济稳定均衡增长。扩大内需以提升消费是增强抵御国际经济风险能力的迫切需要，也是促进经济社会协调发展的内在要求。如何进一步扩大消费成为我国社会关注的焦点和经济发展过程中所需要解决的重大问题。

近年来各级政府不断加大扩大内需、促进消费的力度，但消费依然乏力。直接表现为最终消费率（最终消费需求占国内生产总值的比重）出现逐年下降。1979-2010年我国最终消费率与城乡居民最终消费率趋势如图1所示，我国最终消费率一直处于低位水平并有持续走低态势，最终消费率从1979年的62.10%下降到2010年的47.4%，2010年之后一直处于下降趋势，而发达国家和中等收入国家最终消费率约为80%。农村居民最终消费率从1979年的30.3%下降到2010年的7.84%，总体上一直处于下降趋势，2006-2010年平均农村居民最终消费率为8.71%。1979-2010年城镇居民最终消费率变动趋势表现为微型倒“U”，并且城乡居民消费水平差距也越来越大。

文献回顾和评述

国内学者的研究类型大体分为三类：第一类是从我国城镇居民消费角度来分析居民消费问题。臧旭恒（2007）分析结果表明，相对于农村居民，城镇居民更多受流动性约束影响，而农村居民对不确定性以及实际利率变动的反应更加敏感。方福前（2009）论证结果表明，医疗、教育和住房体制改革对城乡居民消费有不同影响；我国居民消费低迷的原因之一：在国民收入分配和再分配过程中，居民占有的份额不断下降。邹红、喻开志（2011）论证了劳动收入份额和城乡收入差距是居民消费增长缓慢最根本的原因；提高劳动要素份额具有缩小城乡收入差距的效应。

第二类是从不同角度来分析城镇居民消费问题。田青、马健（2008）分析结果表明，消费习惯、收入是影响城镇消费的主要因素，医疗保健、教育文娱等支出是居民消费支出增长的重要因素。韩松、杨春雷（2009）实证分析结果表明，我国城镇居民预期可支配收入的增长对实际消费的贡献，远大于非预期可支配收入的增长对实际消费的影响。娄峰、李雪松（2009）认为城镇居民消费的“棘轮效应”显著；城镇居民收入差距对城镇居民消费具有显著负向影响。

农村居民消费问题越来越重要，因此作为第三种类，不少专家越来越关注农村居民消费问题。苏良军、何一峰（2005）实证分析结果表明，暂时收入对农村居民消费的影响非常显著，经济发展状况和消费习惯是影响暂时收入消费份额的重要因素。马树才、刘兆博（2006）研究表明，自然、市场和制度在内的不确定性、对当期收入的过度敏感性，以及农民消费行为所表现出的生命周期特征，这三个方面是影响农民消费行为的主要因素。蔡跃洲（2009）分析结果表明，农村居民经营性收入、工资性收入及国家财政农村救济费支出对农村居民消费具有显著影响。县域经济是启动农村消费的关键。张秋惠、刘金星（2010）认为非基本收入对农村居民消费需求具有较强拉动作用。

我国长久以来都存来着城乡二元结构，不同因素将会对城乡居民消费行为产生不同影响。另外，统计年鉴数据显示，我国居民消费支出逐年增加，但居民消费增长率低于GDP增长率是导致消费贡献率低、消费率低的直接原因。因此，本文认为一个更好的度量方法应该是：将影响城乡居民消费的因素进行对比分析；相对于分析居民消费量、居民消费增长率，应该注重分析消费增长率。

模型构建与数据描述

（一）模型构建

这里假定凯恩斯的消费函数为线性，因此居民消费行为表达式为：

Ct=α+βYt （1）

其中，Ct 表示居民在第t时期消费支出，Yt 表示居民在第t时期收入，截距α表示自主性消费，α>0，β为收入的边际消费倾向，0

根据弗里德曼的持久收入假说，消费者的消费支出不是由现期收入决定的，而是由持久收入决定的。苏良军（2005）利用我国农村面板数据验证暂时性收入也会对消费产生显著影响，为此本文也将收入分为持久性收入（PI）与暂时性收入（TI）。根据弗里德曼提出的持久性收入与暂时性收入方法，建立方程如下：

PIt=Yt+Yt-1+Yt-2/3 （2）

TIt=Y-PIt （3）

其中，Yt为当期实际收入，Yt-1为前一期实际收入，Yt-2为前两期实际收入。将上述（2）、（3）式代入（1）式，得到居民消费行为新的表达式：

Ct=α+β1PIt+β2TIt （4）

其中，Ct同上，PIt与TIt分别持久性收入与暂时性收入，0

Rrct=c+β1pit+β2tit （5）

其中，Rrct表示第t时期居民最终消费率，pit、tit分别表示居民持久性收入与暂时性收入与GDPt比值。

我国居民消费除了与居民持久性收入、暂时性收入有关外，还与城乡居民收入差距、城镇居民之间收入差距、农村居民之间收入差距有关。教育、住房、医疗作为居民生活面临的“三座大山”，教育、住房、医疗支出必定会挤占其他项目的消费支出。基尼系数作为考察居民内部收入分配差异状况的重要指标，其数值大小对居民消费也应有一定影响。另外，由于样本容量限制，按照传统将我国分为中、东、西三部分，在回归中会产生共线性，因此本文以中西部为基准区位，设置东部一个特征虚拟变量。

根据上述定义，原模型进一步展开为面板数据模型，得到表达式：

（6）

其中，it中的i代表各地区里的省份，t代表时期；c为常数项；μit为随机扰动项，ηit所度量的是各个横截面单元的个体，即不同区域的差异；Rrc、pi、ti如（5）式所述；urGiniit为各地区不同省份各年城乡居民收入基尼系数；uuGiniit为各地区不同省份各年城镇居民收入基尼系数；rrGiniit为各地区不同省份各年农村居民收入基尼系数；edueit代表教育对居民消费影响，用各地区教育支出总额与当年该地区生产总值比表示；houseit代表住房支出对居民消费影响，用各地区住房支出总额与当年该地区生产总值比表示；medeit代表医疗支出对居民消费影响，用各地区医疗支出总额与当年该地区生产总值比表示（见表1）。

此外，考虑到当期消费水平的增加可能会依赖于过去水平，为了防止模型设定误差，本文在（6）式基础上，加入被解释变量与部分解释变量滞后水平。最终将原始模型扩展为如下动态模型：

（7）

（二）数据选取与描述

本文时间序列数据中各地区年度生产总额、人均生产总值、城镇与农村居民最终消费额、城镇居民可支配收入、农村居民纯收入、城镇人口占总人口比、城镇与农村人均住房、人均医疗保障、人均教育支出来自于历年各地区统计年鉴和《我国农村统计年鉴》，考察样本区间是1995-2010年。

居民持久性收入与暂时性收入利用城镇居民可支配收入、农村居民纯收入通过（2）、（3）式计算得出，城镇居民edue、house与mede通过人均教育支出、人均住房支出、人均医疗保障支出分别与城镇人口占总人口比相乘，再分别除以人均生产总值得出。同理得到农村居民edue、house与mede值，由于部分农村人均教育支出数值缺失，根据往年经验，用人均文教娱乐用品及服务的百分之五十近似替代。

由于各地区统计年鉴统计对居民收入分组不同，因此计算居民收入基尼系数、居民收入五分组是用胡光祖（2004）基尼系数简单公式（g=P5-P1）方法得出，七分组是借鉴陈昌兵（2007）非等分组的基尼系数计算公式，然后使用“分层加权法”计算出各地区城乡基尼系数。只有21个省、市以及自治区可以计算出基尼系数，因此本文也只选取了全国21个省、市以及自治区样本进行实证分析。

实证结果

动态面板模型的被解释变量滞后项放置方程的右边，会出现内生性与误差项移动平均问题，而传统的模型估计方法会造成系数估计有偏差。为避免这些问题产生，本文采用两步差分广义矩法（DIF GMM）与两步系统广义矩法（SYS GMM）。在工具变量设置上，本文采取如下处理：引入了地区虚拟变量，在国内造成收入分配差异的原因有城乡二元结构、分配体制、经济体制等，因此笔者有理由将虚拟变量、城乡基尼系数、城镇居民基尼系数、农村居民基尼系数设成外生变量，其他变量作为弱外生变量处理，用弱外生变量的滞后期作为它们本身的工具变量。GMM估计是否能获得一致的估计系数，在于工具变量的选取是否有效以及扰动项不存在二阶自相关。因此在GMM估计中，采用Sargan检验来判断工具变量的有效性，采用AR（2）统计值检验原模型的一阶差分的扰动项是否存在二阶自相关。模型整体是否显著是通过Wald检验p值验证。回归结果如表2所示，表2将居民消费率分为城镇居民消费率和农村居民消费率进行分析。

从表2可以得出：第一，城镇与农村居民消费率滞后项（Rrcit-1）对前期消费有显著正相关影响。前期居民消费率每上升1个单位，城镇与农村居民当期消费率分别增长多于0.7个百分点，说明居民消费在某种程度上受自身消费习惯影响。

第二，当期持久性收入（piit）对城镇与农村居民消费率存在正向影响，但持久性收入滞后期（piit-1）对城乡居民消费存在差异，对城镇居民消费积极影响，对农村居民消费影响并不显著。

第三，当期暂时性收入（tiit）对城镇与农村居民消费有显著影响，但对城镇居民消费影响大于对农村居民消费影响，滞后期（tiit-1）对城乡居民都没有产生影响。这是因为暂时性收入是一种短期、临时收入，前期暂时性收入并不会对当期消费造成影响，在当期总收入增加时，居民消费也会增长。

第四，教育的当期支出（edueit）对农村居民消费有正向积极影响，当期教育支出增加1个单位，农村居民消费率上升2.8个百分点，滞后项（edueit-1）对农村居民消费存在一定挤出效应，滞后期教育支出增加1个单位，当期农村居民消费下降1.86个百分点，但当期、滞后期教育支出对城镇居民影响并不显著。这是因为，当期教育支出增加相当于服务性消费增加，与居民消费率存在正相关关系，而前期教育支出对农村居民来说是一种负担。假定在短时间内农村居民收入并不会发生较大变化，当前期教育费用增加为前期教育水平，作为相对理性人，会减少当期其他项目支出。

第五，当期住房支出（houseit）对农村居民消费有显著挤出效应，滞后期住房支出（houseit-1）对城镇居民消费有显著挤出效应。

第六，滞后期医疗保障支出（medeit-1）对农村居民消费有显著挤出效应，前期医疗保障支出增加1个单位，当期农村居民消费下降1.293个百分点，说明前期医疗保障支出对于农村居民是一种负担，前期支出增加会减少当期其他项目支出。滞后期医疗保障支出对城镇居民消费影响并不显著，是因为相对于农村居民，城镇居民有一定的医疗保障，医疗资源更多倾向于城镇。

第七，城镇居民基尼系数（uuGini）对城镇居民消费率没有显著影响，农村居民基尼系数对农村居民消费率没有显著影响。这说明城镇内部的收入分配与农村内部收入分配仍在合理水平。

第八，城乡居民基尼系数（urGini）对城镇居民消费有积极正向影响，对农村居民消费有一定挤出影响。

结论及政策建议

（一）结论

本文研究表明，持久性收入与暂时性收入增长对城乡居民消费提高从总体上有明显促进作用，说明收入水平的高低和不确定性对城乡居民消费都有较大影响。住房支出对城镇居民和农村居民消费产生挤出效应。教育、医疗保障服务性支出对当期农村居民消费具有有效拉动作用，但较高的教育、医疗保障性支出会对农村居民其他消费项目产生挤出效应，扭曲消费结构。城乡收入分配差距越大，对农村居民消费的挤出效应就越大。尽管可以在一定程度上促进城镇居民消费，但过高的城乡基尼系数，会引发一系列社会问题，进而造成社会动荡，不利于社会和谐发展。

（二）政策建议

为了促进城乡居民消费率提高，保证国民经济持续稳定发展，基于上述分析结果，给出如下的政策建议：第一，控制房价过快增长，政府在加大廉租房、经济适用房等保障性住房向中低收入阶层供给时，制订严格的事前审核、事后监管措施，防止不法分子利用保障性住房套利，为低收入阶层提供低息或无息优惠性住房贷款。第二，提高中低收入阶层收入，依法规范各种收入分配，保护合理、合法收入，取缔非法收入，对高收入者加大所得税征收力度，建立重点行业工资收入监控制度，减轻农村居民税负。第三，加强农村基础设施建设，改善农村消费环境，提高农村消费水平，改善农村消费结构。第四，健全与完善农村医疗保障制度，着力改善农村医疗卫生状况，增加农村医疗设备投入，有效解决农村居民看病难问题，调整支出资金内部结构，提高农村救济费支出比重。第五，加大对农村教育扶持力度、财政转移支付制度，继续加大对农村义务教育的投入比例，改善农村教育条件，提高农村教育质量，优化农村教育资源配置。

参考文献：

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6.苏良军，何一峰，金赛男.暂时收入真正影响消费吗？—来自我国农村居民面板数据的证据[J].管理世界，2005（7）

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10.张秋惠，刘金星.中国农村居民收入结构对其消费支出行为的影响—基于1997-2007年的面板数据分析[J].中国农村经济，2010（4）

11.陈昌兵.各地区居民收入基尼系数计算及其非参数计量模型分析[J].数量经济技术经济研究，2007（1）

12.胡光祖.基尼系数理论最佳值及其简易计算公式研究[J].经济研究，2004（9）

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居民消费影响因素论文篇6

关键词：储蓄存款波动；因素；政策建议

中图分类号：F830.48 文献标识码：A 文章编号:1003－9031(2010)12－0012－04DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2010.12.03

一、引言

经济学理论中，储蓄是投资的源泉，在经济增长中居于重要地位。改革开放以来，随着经济发展水平和居民收入水平的不断提高，我国城乡居民存款始终保持高速增长态势。据中国人民银行统计数据显示，截至2009年末，全国储蓄存款余额260772亿元，同比增长19.68%①。高储蓄率既是支撑我国高投资和高增长的重要因素，同时储蓄偏高导致消费相对不足，也成为影响我国内需增长的突出问题。具体到淄博市，截至2009年末，淄博市储蓄存款余额1210.12亿元，比1978年末增加1183.98亿元②。从年度增长情况，增速呈现前高后低态势，1978―1995年增速较快，1995―2009年增速放缓。影响淄博市储蓄存款波动的因素有哪些，这些因素又怎样具体量化影响，针对此问题，本文选取淄博市1978―2009年32年的数据对储蓄存款波动影响因素进行实证分析。

二、理论与实证分析

（一）相关文献回顾

西方经济学界关于消费和储蓄决定的理论很多，古典经济学家大多认为储蓄与投资一样取决于利息率，而凯恩斯（1933）则认为决定储蓄的基本力量是人们的可支配收入而不是利率，利率在影响储蓄方面的作用不大[1]。杜森贝瑞（1949）认为储蓄取决于现期收入以及现期收入与以前所达到的高峰收入之比；长期因素对储蓄率的影响不大，储蓄率仅取决于经济周期中的短期因素[2]。莫迪利亚尼（1949）与弗里德曼（1957）提出生命周期假说和持久收入假说，认为消费和储蓄不只取决于短期收入，还取决于长期收入，消费者会根据效用最大化原则来安排和使用一生的收入[2]。Masson（1995）等人在研究国际私人储蓄的影响因素时认为影响居民个人储蓄的因素有政府储蓄、经济增长、个人收入水平、利率、年龄结构、贸易条件等[2]。

近年来我国学者也开始对居民储蓄行为进行研究，大多数学者认为影响居民储蓄的主要因素包括可支配收入、利率、通货膨胀率、未能投资于其他金融资产的机会成本等[3]。谢平（1993）认为1978年以来中国居民储蓄以银行存款形式快速增长的原因是个人收入的增加和金融机构网点的增多[4]。还有一些学者展开了预防性储蓄的研究，徐绪松和陈彦武建立了一个模型，将导致预防性储蓄的总不确定性分解为利率波动的不确定性和消费增长的不确定性，分别用其条件方差来表示[5]。樊潇彦、高红霞的研究表明未来收入的不确定是1985―1997年间中国居民储蓄的主要原因[6]。陈学彬、杨凌、方松则发现1994年以后，随着改革的进一步深化，居民收入和支出的不确定性上升，收益增长的替代效应增大，远期收益的正向变动将降低即期消费，并增加预防性储蓄[7]。本文是在前人研究的基础上探讨影响淄博市居民储蓄存款的因素。

（二）影响居民储蓄解释变量的选择

受社会环境的影响，目前我国居民的储蓄动机主要为预防性储蓄动机，这种宏观因素短期内不会发生根本改变，居民储蓄的长期增长趋势不变。同时我国资本市场还不够健全，居民的投资方式也很有限，居民投资对居民储蓄的分流程度有限。在以上两个条件的基础上，可以认为当前环境下，居民收入是居民储蓄的直接影响因素，两者在理论上存在相关性。

1.城镇居民的可支配收入水平。收入是影响储蓄增长的重要因素，根据凯恩斯的理论，边际消费倾向是递减的，随着可支配收入水平的不断提高，边际消费倾向会越来越低，相应的边际储蓄倾向越来越高，居民储蓄增加。

2.储蓄存款利率。利率作为消费的机会成本也对储蓄产生一定的影响。从理论上说，储蓄利率水平越高，消费的机会成本越大，居民就会减少当前消费，增加储蓄；反之，则会减少储蓄。

3.物价水平。商品价格的上升会使货币购买力下降，而实物增产升值，从而使居民的持币欲望下降，持物保值或升值获利的欲望上升。因此，物价水平与居民储蓄存款额理论上应该是负相关的。但物价水平的上升往往使人们造成货币幻觉，如果物价和收入是同比例变动的，实际购买力不变，从理论上说消费倾向也应该不变。但实际上，由于货币幻觉的存在，使人们会有不同的反应，有人只看到收入的提高，觉得自己比以前富有，从而增加消费减少储蓄；而另一部分人只看到物价上涨，觉得自己比以前贫困，从而减少消费增加储蓄。可见通货膨胀对居民储蓄存款增长的影响是很复杂的，不能简单的判断物价水平的上升是否有利于增加居民储蓄。

（三）变量数据的说明

1.居民储蓄（S）。为方便与其他统计指标进行对比分析，本文选取居民储蓄存款年底余额作为居民储蓄的代表变量。

2.居民可支配收入（Y）。由于《淄博统计年鉴》只给出了城镇居民人均可支配收入，因此城镇居民的总可支配收入是用年人均可支配收入乘以年城镇人口数求出。

3.利率水平（R）。由于我国利率变动比较频繁，有时一年就要变动几次，为了使数据更具合理性，这里对一年期存款利率做了一个加权估计，即如果本年度利率有变化，对利率采取按月份加权平均的做法，如1999年6月10日，一年期储蓄存款利率由原来的3.78%调整为2.25%，则R1999=3.78×(5／12)+2.25×(7／12)=2.89。

4.物价水平（P）。本文选用商品零售价格环比指数作为衡量价格水平的指标。

（四）模型的建立及检验

1.采用双对数模型进行建模。建立多元回归模型如下：

ln s=c+?琢p+?字ln y+?啄i+?滋

其中c是常数项，α、δ、χ是解释变量的系数，μ表示随机项。

2.参数估计及检验。首先，对变量进行单位根检验。经典的线性回归模型通常假定序列是平稳的，但是时间序列可能是平稳的，也可能是非平稳的。若变量的数据生成过程是非平稳过程，那么对这两个非平稳的时间序列做回归，可能出现虚假回归。因此，在进行时间序列数据的回归分析之前，必须对时间序列的平稳性进行检验，以判断经济变量的平稳性。具体采用ADF检验法，检验结果如表1所示。

然后，对四个变量lns、p、lny和i进行协整检验，迹统计量为64.169、32.241均大于5%显著水平的临界值40.175、24.159，可以直接用普通最小二乘法进行回归分析。

对四个变量建立初步的模型：

ln s=-4.429 - 0.005 p + 1.495ln y +0.41 i

（-18.434） （-0.728） （60.683）（2.112）

R2=0.9942 D.W=0.611 F=1589.274 T=32

上述方程中，可以通过拟合优度检验，可支配收入每变动一个百分点，储蓄存款变动1.495个百分点，不能通过经济意义检验；但t0.025（28）=2.048>|t|，模型中解释变量的系数没有全部通过t检验；而且DW=0.579，在显著性水平?琢=0.05时，查表得dL=1.24，dU=1.65，由于DW

首先需要剔除物价，此外经验表明，居民储蓄存款不仅受到可支配收入以及利率的影响，而且还受到上期储蓄的影响，即所谓的惯性。

再对变量进行回归分析：

ln st=0.113 ln yt + 0.013 it + 0.899 ln st-1

（8.428）（4.244） （69.734）

R2=0.9995 D.W=1.943T=31

再一次对模型进行检验：

第一，从经济意义上来看，各解释变量的经济意义都能通过。

第二，从模型的统计检验来看，回归方程的拟合度较高，被解释变量有约99.95%可以由解释变量来解释。

第三，查表得t0.025（28）=2.0484

第四，利用D.W=1.943，在显著性水平α=0.05时，查表得dL=1.24，dU=1.65，由于dL

第五，利用怀特（white）检验判断残差项是否存在异方差性。利用Eviews软件直接进行Whites检验，由上表可以看出，P=0.208>0.05,接受原假设，说明不存在异方差。

从模型所得的各个指标可以看出，无论从模型的经济意义检验、拟合检验、t检验、自相关性、异方差性来看，模型的效果都是不错的，能较好的解释居民储蓄存款波动。

三、结论及政策建议

（一）城镇居民储蓄存款的简要结论

模型的各个解释变量的系数表明：第一，在其他条件不变时，上期人均储蓄每变动1个百分点，本期储蓄同向变动0.899个百分点，具有较强的弹性。

第二，收入水平与城镇居民储蓄存款呈现正相关。城镇居民收入水平的高低与居民储蓄的高低相对应，这是符合凯恩斯宏观经济理论的。随着我国经济的发展，居民收入的持续增长，对居民储蓄的影响作用是不容忽视的。人均可支配收入每变动1个百分点，人均储蓄存款就同向变动0.113个百分点，具有一定的弹性。

第三，利率对城镇居民储蓄有正面影响。利率作为储蓄的价格，通过收入效应和替代效应来影响人们消费和储蓄行为的变化。存款利率变动1个百分点，人均储蓄存款就同向变动0.013个百分点，弹性较弱。

第四，物价水平对居民储蓄具有很强的负效应，这与凯恩斯宏观经济理论相一致，即物价的下降会导致居民消费支出的减少，在收入一定的条件下，其储蓄必然会增加。

（二）政策建议

根据IS-LM模型，投资资金来源于储蓄，因此储蓄的变动将直接影响到整个国民经济的发展态势。通过对我国城镇居民储蓄影响因素的分析，为了持续增加居民收入，稳定市场物价水平，为投资者创造更好的投资环境，同时防止我国居民储蓄增长速度过快，结合我国经济运行实际状况，提出以下建议。

1.保持经济的持续均衡发展，稳步提高城镇居民收入。经济发展与居民储蓄相辅相成，经济增长是居民储蓄来源的保证，居民储蓄反过来影响经济的增长，只有两者协调发展，才能加快整个社会经济的腾飞，为人民创造更多的财富收入。

2.确立符合实际经济形势的利率水平。调整存款利率应该考虑价格水平，在当前我国的宏观经济形势下，物价水平普遍上涨，通货膨胀的压力很大，表明目前的利率水平是不利于宏观经济发展的。因此，建议适当上调存款利率，以缓解通货膨胀压力。

3．建立和健全各项社会保障制度，完善社会保障体系。由于目前社会保障体系还很不完善，随着我国就业、养老、医疗、教育、住房等制度改革的不断深入，人们对未来的不确定性增加，使得城乡居民的储蓄存款呈现刚性。因此，政府要加快完善社会保障制度，进一步扩大社会保障的覆盖范围，提高社会保障管理服务水平，积极推进社会保障法制建设，完善社会保险，使居民对未来具有良好的心理预期，使其敢于现期消费，从而减少城乡居民的预防性储蓄。

4．进一步完善收入分配结构，缩小收入差距。正确处理公平与效率的关系，加大收入分配的调节力度。具体可以通过提高个人所得税的起征点，加强个人所得税的征管及开征遗产税等措施抑制高收入者的收入增长速度；同时，通过多渠道提高低收入者的收入水平，加大对低收入人群的转移支付，增加其购买力，以提高居民的平均消费倾向和降低平均储蓄倾向。

5.改善城镇居民的消费结构，寻找新的消费增长点。从以上的实证分析来看，我国城镇居民的储蓄并没有很明显的目的，主要受到惯性和当期收入的影响，这表明我国城镇居民在收入提高之后，并没有找到自己收入增加的利用价值，其储蓄可能主要还是处于长久形成的储蓄习惯和强烈的遗传动机。一般说来，随着收入的提高，民众基本食物的需求相应下降，享受型需求则相应提高。但在我国消费结构并没有明显地提升。从我国居民现有的消费和储蓄状况来看，居民传统消费支出已经无法获得大规模的增长，只有依靠新的消费增长点，如文化等精神领域方面的消费。过去几年，我国曾经出现过一些消费热点，包括汽车、商品房，但是汽车增长点受到汽油以及环境因素的影响非常大，实际上，过去几年真正可持续的消费增长点是居民的交通通讯和文化服务消费。在城镇居民的消费支出中，比例最大的是食品支出，但毫无疑问的是，随着居民收入水平的提高，恩格尔系数将会逐渐下降，食品支出不可能成为居民消费的新增长点。2007年，消费支出中第二大项是教育文化服务，占了14%，第三大项是交通通讯，占13%，与1997年相比，教育文化娱乐服务也只占10.7%，交通通讯消费仅占5.6%。文化娱乐、消费服务和通讯服务应该成为增长点，民众精神需求的提升要求社会提供更多的文化精品，民众旅游、交友等方面的需求要求社会提供更便利的交通通讯。随着我国向中等发达国家水平看齐，民众的精神、文化生活和服务方面的支出将大大增加，只要社会和企业能够有效提供这些产品，其在消费中的比例还会有明显的增长，是今后较长时间内国民消费的新增长点所在，也是扩大城镇居民消费需求的关键所在。■

参考文献：

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居民消费影响因素论文篇7

在全社会提倡并建立生态消费模式是实现生态文明,发展循环经济进而建设资源节约型社会和环境友好型社会的必然要求。一般来说,在全社会建立生态消费模式应从企业的生产和居民的消费这两方面入手。对于企业,可以通过各种激励或惩罚的措施来引导其发展循环经济项目,采用环保节能技术。但企业不得不考虑这样做导致的成本的上升,从而影响其产品的市场竞争力,这就需要消费者的支持。因此,从根本上说企业在生产上追求循环经济的动力源泉是消费者,只有消费者愿意生态消费并肯支付由此而可能导致的溢价,并通过市场传递给企业,才能形成全社会生态消费的需求。城市居民作为重要的消费群体,其生态消费行为对于全社会生态消费模式的形成具有重要的意义。生态消费行为实际上包括两类行为。一是购买生态环保型商品的行为,二是消费过程中有利于环境和节约资源的行为。前者实际上还可以细分为两类行为,一是购买既有利于环境又有利于消费者自身安全和健康的生态环保型商品,如有机食品,称第一类生态环保型商品;二是购买仅有利于环境而对消费者自身安全和健康无影响的生态环保型商品,如由拥有减排处理技术的造纸厂生产的纸张,称第二类生态环保型商品。消费者购买第二类生态环保型商品的动机是从承担社会责任角度来考虑的,需要观念的支持,这也是建立生态消费模式的瓶颈所在。本文仅关注居民购买生态环保型商品的行为,并分别分析影响居民购买这两类生态环保型商品行为的因素。

1文献回顾

目前,国内对生态消费的理论与政策研究主要集中在以下三个方面:一是生态消费的合理内涵。这一方面的研究主要是阐明生态消费的概念、生态消费与相关概念如绿色消费、适度消费、可持续消费等的辨析。二是政府在推行生态消费模式中的作用,主要从宣传、法律法规、税收、补贴等方面要求政府给予重视[1]。三是城市生态消费体系的构建。李扬帆等[2]构建了扬州市的生态消费体系,并制订了居民生态消费的行动计划。在生态消费影响因素的实证研究方面,王建明等[3]通过对武汉市居民在消费时是否选择具有生态标识、包装可循环处理的商品的情况做了调查,认为性别、婚姻、年龄、就业状况等人口统计学特征对生态消费行为具有显著影响。更多的学者选择无公害或绿色食品作为研究居民生态消费行为的对象,认为消费者的年龄、收入等个体特征及对相关食品的认知程度直接影响消费者的购买行为[4]。崔春晓和宣亚南[5]对生态标识食品的研究则具体到无公害鸡蛋,得出的结论认为受教育程度、性别及对鸡蛋安全的关心程度对消费者生态标识鸡蛋的购买选择影响显著,而收入水平仅对无公害鸡蛋的购买行为影响显著,但有反向作用。国外的文献中鲜有生态消费的提法,而关于可持续消费的文献则浩如烟海。这说明国外将生态消费的合理内涵置于可持续消费的范畴之中。消费者生态消费的各种心理因素是国外实证研究中主要关注的内容之一[6~7],其次就是对消费者生态消费的态度以及生态消费的支付意愿的实证研究[8~9]。总之,国外对生态消费的研究趋向于数量分析和实证分析,而这正是国内研究目前最缺乏的。

2生态消费行为影响因素的理论分析

消费者购买生态环保型商品是一种生态消费行为,影响这一行为的因素有多种,大致可分为四类,即消费者对生态消费认知因素、生态消费政策因素、生态环保型商品特征因素以及消费者个人特征因素。

2•1生态消费认知因素

消费者对生态消费认知因素包括对生态消费的认知水平、从众影响以及对环保标识的信任水平三个方面。(1)对生态消费的认知水平。是指消费者对生态消费这一消费理念或消费模式的认知程度,即消费者对生态消费是否了解以及有多大程度的了解。(2)从众影响。是指消费者在购买生态环保型商品时是否受大众影响,即是否有别人购买我也买的从众心理。(3)对环保标识的信任水平。所谓环保标识,是一种贴在产品或其包装上的“证明性商标”,它表明该产品不仅质量合格,而且在生产、使用和处理处置过程中符合环境保护的相关要求。环保标识向消费者传递一个信息,告诉消费者哪些产品有益于环境,并引导消费者购买、使用这类产品。但是也有许多不法分子弄虚作假,伪造环保标志欺骗消费者,使得消费者对于商品的环保标识的真实性产生置疑。

2•2生态消费政策因素

生态消费模式的建立和推广在很大程度上需要政府对这种有利于生态文明的消费模式的宣传。政策宣传状况是反映生态消费政策的一个重要因素。

2•3生态环保型商品特征因素

生态环保型商品的特征因素有许多,其中一个很重要的因素就是生态环保型商品的质量状况。消费者购买生态环保型商品要支付一定幅度的超过普通商品价格的溢价,而该商品的质量或性能只有达到甚至超过普通的同类商品,这是消费者购买生态环保型商品的基本条件。

2•4消费者个人特征因素

消费者的个人特征包括年龄、性别、文化程度以及家庭月收入。(1)年龄。从理论上说,年龄对生态消费行为的影响的指向并不明确。消费者年龄越大,信息接受能力较差,对生态消费的认知程度可能较低,因而其选择生态消费的意愿可能越低;也有的消费者年龄越大,积累的经验越丰富,社会责任感更强,选择生态消费的意愿可能也更强。(2)性别。一般情况下,男性接受教育和与外界接触的机会要较女性多,男性风险承受能力、信息接受能力和决策能力要较女性强。因此,性别差异在消费者选择生态消费行为的意愿上会有所差异。(3)文化程度。通常情况下,文化程度越高,接受新事务和新知识的速度就越快,其视野也更为开阔,社会责任感也越强烈。因此,文化程度对于消费者选择生态消费行为的意愿会有所影响。(4)家庭月收入。一般来说,收入高的家庭,其家庭成员对价格较高的生态环保型商品的支付能力也高。但其是否有支付意愿还不能确定,但家庭月收入应该对消费者选择生态消费行为的意愿会有影响。

3实证模型、样本情况及变量设定

3•1实证模型

本文研究的是城市居民选择生态消费行为的意愿,其含义为消费者是否愿意购买生态环保型商品,包括愿意和不愿意两种情况。根据前面的理论分析,消费者选择购买生态环保型商品的意愿受以下四大类因素的影响:消费者对生态消费认知、生态消费政策、生态环保型商品特征以及消费者个人特征。在此,将它们之间的关系归纳为以下函数形式:居民选择生态消费行为的意愿=F(消费者对生态消费认知,生态消费政策,生态环保型商品特征,消费者个人特征)+随机扰动项本文以消费者是否愿意购买生态环保型商品作为因变量,即0-1型因变量(愿意参与,定义为y=1;不愿意参与,定义为y=0)。设y=1的概率为P,则y的分布函数为:f(y)=Py(1-P)1-y;y=0,1(1)本文采用二分量logistic模型,将因变量的取值限制在[0-1]范围内,并采用最大似然估计法对其回归参数进行估计。式(2)中,Pi是消费者愿意购买生态环保型商品的概率,i为消费者编号;βj表示影响因素的回归系数,j为影响因素编号;m表示影响因素的个数;Xij是自变量,表示第i个样本的第j种影响因素;α为常数项;u为误差项。#p#分页标题#e#

3•2样本情况

本文数据以调查问卷的形式通过实地调查得到,调查问卷共有16个问题。调查对象是黑龙江省哈尔滨市香坊区、南岗区、道理区和道外区的消费者,调查地点选择在百货商店、超市、建材市场。共发放问卷300份,最后回收有效问卷289份。

3•3变量设定

本文在调查消费者是否愿意购买生态环保型产品时,主要选择消费者对生态消费认知变量、生态消费政策变量、生态环保型商品特征变量以及消费者个人特征变量来考察。消费者对生态消费认知变量包括:对生态消费的认知水平、从众影响以及对环保标识的信任水平;生态消费政策变量包括:政策宣传状况;生态环保型商品特征变量包括:商品质量的质量程度;消费者个人特征变量包括:包括年龄、性别、文化程度、家庭月收入。模型变量说明见表1,各变量的统计学描述如表2和表3所示。

4实证分析结果与讨论

4•1模型运行结果

本文运用SPSS13•0统计软件对样本数据进行Logistic回归处理。首先将因变量Y1和所有自变量引入回归方程,对回归系数进行显著性检验,得到居民购买第一类生态环保型商品的回归模型,称模型一,结果如表4。然后将因变量Y2和所有自变量引入回归方程,对回归系数进行显著性检验,得到居民购买第二类生态环保型商品的回归模型,称模型二,结果如表5。

4•2讨论

表4中的Logisitc模型回归结果显示的是不同年龄、性别、文化程度和家庭月收入的城市居民购买第一类生态环保型商品的状况。统计结果表明消费者对生态消费的认知水平以及政策宣传状况在1%水平上显著;消费者对环保标识的信任水平在5%水平上显著;商品质量的可靠程度和文化程度在10%水平上显著;其他变量均不显著。表5中的Logisitc模型回归结果显示的是不同年龄、性别、文化程度和家庭月收入的城市居民购买第二类生态环保型商品的状况。统计结果表明消费者对生态消费的认知水平以及政策宣传状况在1%水平上显著;消费者对环保标识的信任水平、商品质量的可靠程度在5%水平上显著;性别在10%水平上显著;其他变量均不显著。

(1)消费者对生态消费的认知水平。从表4和表5显示的回归结果看,消费者生态消费的认知水平对其购买两类生态环保型商品都具有积极作用。对生态消费了解程度越高的消费者,越倾向于购买两类生态环保型商品。模型一消费者对生态消费认知水平的Exp(B)值高于模型二,说明认知水平对消费者购买第一类生态环保型商品的作用高于第二类生态环保型商品。消费者对生态消费的了解程度直接影响到消费者对生态环保型商品的理解和判断,决定了他们对生态环保型商品的价值的评判和消费态度,进而影响他们的购买行为。

(2)消费者对环保表示的信任水平。从表4和表5显示的回归结果看,消费者对环保标识的信任水平对其购买两类生态环保型商品都具有积极作用。对环保标识信任水平程度越高的消费者,越倾向于购买两类生态环保型商品。模型一消费者对环保标识信任水平的Exp(B)值高于模型二,说明信任水平对消费者购买第一类生态环保型商品的作用高于第二类生态环保型商品。不难理解,如果消费者对环保标识不信任,他们就不会去购买生态环保型商品。

(3)政策宣传状况。从表4和表5显示的回归结果看,政策宣传状况对消费者购买两类生态环保型商品都具有积极作用。而且在两个模型中该变量的Exp(B)值都较高,说明政府对生态消费的宣传在很大程度上决定了消费者是否购买生态环保型商品。

(4)商品质量的可靠程度。该变量在两个模型中都显著,但在模型二中更显著一些。商品质量的可靠程度对消费者购买两类生态环保型商品都具有积极作用。生态环保型商品的质量和性能的可靠性也在很大程度上影响着消费者对它的购买。

(5)从众影响。模型一的结果显示从众心理和行为对消费者购买第一类生态环保型商品的影响为负方向,说明消费者在购买第一类生态环保型商品时并不从众。模型二的结果从众心理和行为对消费者购买第一类生态环保型商品的影响为正方向,说明消费者在购买第二类生态环保型商品时从众。但是,从众影响两个模型中都不显著。

(6)性别。从表4和表5显示的回归结果看,性别对于消费者购买第二类生态环保型商品影响显著,而对购买第一类生态环保型商品的影响不显著。说明男性比女性更倾向于购买第二类生态环保型商品。但对于第一类生态环保型商品,虽然也是男性比女性更倾向于购买,但影响并不显著。

(7)文化程度。从表4和表5显示的回归结果看,文化程度对于消费者购买第一类生态环保型商品影响显著,而对购买第二类生态环保型商品的影响不显著。说明文化程度高的消费者更倾向于购买第一类生态环保型商品。但对于第二类生态环保型商品,文化程度的影响却是负方向的,不过,影响不显著。

(8)年龄。正如前文所分析,年龄的影响并不明确。从表4和表5显示的回归结果看,年龄的影响为负方向,说明年轻人购买生态环保型商品的倾向更高一些,但是影响不显著。

(9)家庭月收入。从以往相类似的实证研究看,收入水平对消费行为有比较明显的影响。表4和表5的规划结果显示,收入水平对消费者是否购买两类生态环保型商品的影响很小,而且对购买第二类生态环保型商品的影响呈负方向作用。造成这种结果的原因可能是被调查者以中等收入水平为主,而且消费者对生态消费认知水平普遍较低。

5结论与政策启示

本文以黑龙江省哈尔滨市居民为例,利用289个样本数据,通过分别建立居民购买对环境和自身都有利的生态环保型商品和对环境有利而对自身无影响的生态环保型商品的回归模型,分析了影响城市居民生态消费行为的主要因素。结果表明,居民对生态消费的认知水平、对环保标识的信任水平、政策宣传状况、商品质量的可靠程度对居民购买两类生态环保型商品都有显著影响,而且为正方向影响。性别和文化程度分别是居民购买第二类生态环保型商品和第一类生态环保型商品的比较显著的人口统计学影响因素。根据以上结论,可以采取以下措施,提高居民对两类生态环保型商品的有效消费水平,促进居民生态消费模式的建立。

第一,加强对生态消费相关知识的宣传。增强居民对生态消费相关知识的了解,是促进生态消费模式建立的重要途径。政府部门应该加大对生态消费相关知识的宣传力度,通过讲座、培训、宣传栏、报纸、电台、网络等方式和途径,强化居民对生态消费相关知识的了解,促进生态消费水平的提高。#p#分页标题#e#

居民消费影响因素论文篇8

关键词 消费 收入 收入不确定性 协整 误差修正

一、引言

新疆位于我国西北边陲，与八个国家接壤，并且是历史上古丝绸之路的必经之路，也是如今新丝绸之路经济带――“世界上最长、最具有发展潜力的经济大走廊”的主要通道。新疆占地面积一百六十六万平方公里，是我国国土总面积的六分之一，截至2012年末，新疆总人口已达两千二百万人，其中少数民族人口约占百分之六十，尤其在新疆农村地区的少数民族更是居多。现阶段，我国仍然处于转折时期，并且面临着内需不足和消费疲软的问题，刺激消费就成了我国扩大内需和促进经济发展的有效手段，而新疆由于地大物博，又是少数民族聚居地，并且在中国乃至世界的经济发展中有着举足轻重的地位，因此研究新疆农村居民的消费不足很有现实意义。而从新疆农村居民人均纯收入的来源看，家庭经营纯收入占的比例一直都是最高的，从1990～2012年间的这个比例最高可达89.69%而最低也要66.3%；而在家庭经营纯收入的组成中，农业所占比重最高，最高可达88.43%而最低也可达68.51%；牧业次之，在2009年可高达16.87%，这与新疆农村地区以农牧民为主相一致，而对于农民，由于农业生产最本质的特点是自然再生产和经济再生产相互交织，从种植到销售存在“自然”和“市场”的双重风险，对于牧民，他们居无定所而且他们的收入很大一部分要看天气，所以农牧民面对更多的收入不确定性。虽然，已有不少文献研究了全国农村居民以及城镇居民收入不确定性对消费的影响，但是针对新疆农村居民的研究几乎没有，不论是定性还是定量分析，而本文利用时间序列数据分别从长期和短期定量实证研究了新疆农村居民的消费问题，不仅有现实意义还有一定的理论意义。

二、文献综述

潘文轩（2010），对我国城乡居民的消费和收入进行协整检验，并建立相应的误差校正模型，验证了三种主要的西方消费理论，得出结论：我国农村居民消费行为符合绝对收入理论和持久收入理论，不符合相对收入假说，这个结论只是针对全国的平均水平而言。王克稳、李敬强、徐会奇（2013）基于修正的持久收入假说，利用调整离差率和收入数据的方差来度量收入不确定性，通过面板数据建模结果发现：收入不确定性抑制我国农村居民的消费，但是对于新疆利用时间序列得到的调整离差率与消费之间没有线性关系。董长瑞、梁纪尧（2006）通过分析我国农民持久收入与消费的协整关系，得出结论：影响我国农村居民消费的主要因素是持久收入，但是他们在对协整回归的残差序列进行单位根检验的时候，所用的临界值不是通过查表计算得到的，因此其协整结果不可信。刘灵芝、潘瑶、王雅鹏（2011）采用湖北省抽样调查获得的微观截面数据，通过选取收入的对数方差和暂时性收入的平方作为收入不确定性的变量，发现收入不确定性抑制农村居民的消费。胡德宝、柳思维（2008）对我国城镇居民面临的不确定性就行了分析，用收入分组的收入方差作为不确定性的指标，认为不确定性抑制了消费。朱信凯（2005）在不确定存在的基础上，提出农户的消费水平与其谨慎度的关系。申朴、刘康兵（2003）用可支配收入的标准差作为不确定性的变量，认为不确定性使当前消费表现出对当前收入的过度敏感性。朱和申只是针对我国城镇居民消费的研究，而我国农村居民面临着更大的不确定性。臧旭恒、裴春霞（2004）从预防性储蓄的角度出发，认为收入不确定性会使农村居民增加储蓄减少消费。

三、实证部分

（一）变量选择以及模型设定

本文的实证部分利用的数据是新疆维吾尔自治区1984～2013年的时间序列数据，通过建立协整和误差修正模型来分析收入不确定性对新疆农村居民消费的长期和短期影响。所用数据来自《新疆统计年鉴》和中经网数据库。所涉及的主要变量有新疆农村居民的生活消费支出水平xf、人均纯收入水平sr以及收入不确定性指标w。由于选取的不确定性变量中，只有暂时性收入的平方和人均可支配收入的方差与消费呈一定的线性关系，因此本文为了对比，选取暂时性收入的平方tpf和人均纯收入的方差fch来表示收入不确定。而消费、收入、暂时性收入的平方和人均可支配收入的方差均呈指数增长。因此，对它们分别取对数处理，取对数后的解释变量与被解释变量之间有一定的线性关系，因此将模型设定如下：

（二）实证分析

在时间序列中，序列的平稳与不平稳所进行的建模过程和机理不相同，而且用不平稳的序列直接进行建模时会导致伪回归：本来没有相关关系的变量在计量检验结果中却表现出了很强的相关关系。因此，为了防止伪回归，在建模之前需要对各个变量序列进行平稳性检验，结果见下表：

可以看出消费的对数变量、收入的对数、消费者价格指数、暂时收入平方的对数和收入方差的对数序列在5%的显著性水平上都是一阶单整的，可以进行协整检验，由格兰杰协整定理可以知道，若变量间存在协整，则必有相应的误差校正存在。因此，在本文中，不仅做了变量间的协整模型，还建立了相应的误差校正模型。

首先，基于绝对收入理论的消费与收入的协整检验，此时不考虑价格因素的影响：

此时的，模型显著，拟合优度也很高，对其做协整检验，也就是对上式产生的残差序列进行单位根检验，ADF检验统计量的值是-5.2558，查协整的临界值表得到5%的显著水平下N=4的临界值为-4.5113，故存在协整关系。为了检验价格因素对新疆农村居民消费是否有影响，在（1）式的基础上加入cpi，得到如下协整：

此时方程的拟合优度很高，并且模型整体显著，但加入cpi后lnsr和lnsr（-1）变得不显著了，可以认为变量间存在多重共线，但为了与（1）式进行对比，故保留了lnsr和lnsr（-1）。而且cpi的系数是0.0059，我们可以说新疆农村居民的消费对于价格因素不敏感；又由于做和的散点图时发现，和之间没有明显的线性关系。而且由消费和收入的描述性统计量可以看出：新疆农村居民1984年到2013年的平均收入水平为2087.238，最小值为2087.238，而最大值仅为7296，相对于全国其他地方农村地区，新疆的农村地区非常贫穷；而平均消费水平为1649.218，占平均收入的百分之七十九，因此新疆农村居民的消费基本上都是为了解决最基本的生活需求，即使物价发生变动，他们的消费也不会有很大的变化，即他们的消费是刚性消费。因此，可以认为价格因素对新疆农村居民的消费没有影响，在以后的实证分析中，对数据不再做处理，不再考虑价格因素。为了同时考虑消费与收入的短期动态和长期均衡关系，建立模型（1）的误差校正模型如下：

其次，以暂时性收入的平方对数来表示收入不确定性，建立协整及相应的误差修正模型：

在协整方程中，尽管暂时收入平方的对数是不显著的，但是由暂时收入平方的对数与收入的对数之间的相关系数为91.9%，并且，拟合优度很高，模型整体显著，可以认为变量间存在多重共线性，而收入不确定对消费的影响不可忽略，因此保留暂时收入平方的对数。对上式的残差序列进行单位根检验得到的统计量值是-5.2980，查协整的临界值表通过计算得到此时在百分之五的显著水平下的临界值是-4.9327，故上述变量之间存在协整关系。

第三，以农村居民人均纯收入方差的对数来表示收入不确定性，建立协整及相应的误差修正模型：

由于lnfch与lnsr之间的相关系数高达93.78%，并且，可以认为模型的变量间存在多重共线性，而收入不确定对消费的影响不可忽略。因此，保留农村居民人均纯收入方差的对数。对其做协整检验时的统计量值是-5.7920，而此时的协整临界值是-4.9140（在百分之五的显著水平下），由-5.7920

四、结论与原因分析及相关建议

首先，对于新疆的农村居民来说，西方的消费理论不管是绝对收入理论还是相对收入理论或者持久收入理论又或者是自适应预期和理论预期理论都不适用，从长期来看，影响新疆农村居民消费的有：农村居民的本期人均纯收入、前一期的消费支出和前一期的人均纯收入。由于新疆农村居民的贫穷使得他们对价格因素不敏感。其中农村居民的本期人均纯收入和前一期的消费支出促进新疆农村居民的消费，而前一期的人均纯收入抑制他们的消费，本期消费对前一期消费的弹性为77.53%，这是因为在新疆农村地区，大多数居住的是少数民族，他们的饮食、居住等生活习惯已经传承已久，故消费的观念和习惯不会轻易改变，前一时期消费就会促进居民的当前消费。前一期收入却会抑制当前消费，弹性为-40.32%，这是因为新疆农村地区以农牧民为主，由于比较贫困，即使前期的收入增加，他们只会进行储蓄而不会增加消费。而消费对本期收入的弹性为77.53%，因此影响新疆农村居民的最主要因素还是收入，而他们的消费习惯不易改变，若要增加他们的消费支出必须想办法增加他们的收入。

其次，不论是以暂时性收入的平方对数还是以农村居民人均纯收入方差的对数来表示收入不确定性，从长期来看，收入不确定性都是抑制消费的，因为收入不确定性代表的是收入的波动，当收入的波动变大时人们为了应对不确定会选择多储蓄而少消费。因此，若要增加新疆农村居民的消费支出必须降低他们的收入不确定性，新疆以农牧民为主，政府应该相应加大转移支付的力度，引进新技术，帮助农民增加产量，而对于牧民，应该划定放牧区并且保护放牧区，并帮助牧民安定从而增强他们对抗不确定性的能力。从短期来看，影响新疆农村居民消费的只有本期收入和前一期的收入，收入不确定性在短期内对新疆农村居民的消费没有影响，因为在短期内人们不会意识到不确定性，或者在短期内由于贫穷使得他们无法顾及收入不确定性；由上一期的残差项的系数是-0.50说明长期均衡对短期的调整都在-0.50左右，符合反向调整机制。

第三，影响新疆农村居民消费的因素最主要的还是人均可支配收入，消费的收入弹性在百分之六十以上说明消费对于收入很敏感，这也再次说明了新疆农村居民的贫穷，他们将收入的很大一部分都用在了消费上；而他们的消费习惯不易改变；收入不确定性对消费的影响不是很大，消费对收入不确定的弹性大小在百分之三左右，这是因为他们太穷，即使存在不确定他们也没有多少多余的钱用来额外的储蓄而更多的抑制消费。因此，若要增加新疆农村居民的消费支出，最重要的还是想办法增加他们的收入。例如，健全信贷市场的发展，降低他们的流动性约束以及增加社会保障覆盖率等。

（作者单位为新疆财经大学。本文系“新疆财经大学研究生科研基金项目资助”项目）

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