时间：2022-05-14 15:37:02
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论文关键词：关,键,词,农村居民,消费结构,居民收入
重庆直辖以后经济得到了快速发展，居民生活水平不断提高，但同时农村居民消费增长缓慢导致城乡消费差距不断扩大，居民消费对经济增长的拉动力明显减弱。由于农村人口占全市较大比重，挖掘农村居民消费潜力，开拓农村市场，促进农村居民消费和结构升级，将极大地带动重庆经济增长。
一、重庆农村居民消费现状及特点
西部大开发和鼓励农业政策促进了重庆农村经济的发展，生产规模和生产效率有了明显提高，农村居民收入不断增长，消费水平也逐渐上升。1998-2008年农村居民消费总额从333.41亿元增至581.91亿元，提高74.53%；人均生活消费从1417.08元上升至2008年的2884.92元，年平均增长7.37%，剔除物价上涨因素实际增长5.8%。但与重庆城镇居民相比，农村消费水平明显滞后，在消费层次上相差两个等级。2008年重庆农村人口占全市总人口的73.8%，而消费总额却只占居民总消费的20.9%，农村消费明显乏力。
（一）农村居民消费水平偏低，增长缓慢
重庆农村居民人均消费支出不仅远远低于重庆城镇居民，也低于全国农村人均水平（见表1）。重庆农村与全国农村人均之比从1997年的1.26:1下降至2008年的0.79:1（全国人均为1）；与重庆城镇人均之比从1997年的0.29:1进一步下降为2008年的0.24:1（城镇人均为1），农村人均消费还不及城镇的1/4，而这种显著落后的差距还有逐渐扩大的趋势。就是与西部省份相比，2008年重庆农村居民人均消费居四川、云南、陕西、青海和宁夏五省之后，也处于较落后水平。
表1居民人均消费支出单位：元
年份
全国农村居民
重庆城镇居民
重庆农村居民
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
论文关键词：二元经济结构，收入差距，消费需求
我国目前所呈现出的消费需求相对不足的总体态势，根源在于长期存在的城乡二元结构矛盾所造成的居民消费能力的制约，即在二元经济结构下，我国农村居民的消费需求明显低于城市居民的消费需求。按照经济学的理论，在正常条件下，消费需求数量变化首要的受制因素是收入水平。我国居民总体消费水平之所以偏低，主要是由于二元经济结构导致居民收入差距过大以及由此而带来的整体收入水平低下造成的。
一、改革开放以来我国城乡居民收入差距
改革开放以来，我国城乡居民的收入水平都有了较大的提高，与此同时，城乡居民之间的收入差距水平在不断扩大（详见图1、图2）。
资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。
图1 全国城乡居民收入差距状况图(1978—2009年)
资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。
图2 全国城乡居民收入差距比【1】图(1978—2009年)
可见，改革开放初期我国城乡居民的收入差距就已经存在。随着时间的推移，城乡收入曲线都在迅速上升，但城镇居民收入曲线上升的速度明显快于农村居民收入曲线上升的速度。城乡居民之间的收入差距大致经历了一个缩小-扩大-缩小-扩大的演变过程，呈现出阶段性的态势。
改革开放初期的1978年到1984年，城乡差距逐步缩小。这时期，随着的推行和农产品收购价格几次调整提高，农业生产有了较快的恢复和发展，农民收入有了较快较大的增加，其增长速度高于城镇居民收入增长速度经济论文，城乡差距在逐步缩小。1978年改革开放初期城乡居民收入差距比高达2.57，即城镇居民人均可支配收入是农村居民人均纯收入的2.57倍。1978年以后，城乡居民收入差距逐步缩小，到1983年，城乡居民收入差距比为1.82，是1978-1984年期间最小的一年。
20世纪80年代中期以后，城乡收入差距扩大。这时期，我国改革的重点开始从农村转向城市，城市居民收入增长速度较快。而在农村，由于联产承包制提高劳动生产率的能量释放完毕，再加之因农业生产资料价格上升幅度大于农产品带来的农业贸易条件恶化、农业比较利益下降等因素的影响，农民收入增长缓慢。导致城镇居民收入增长速度很快越过农村居民收入增长速度，1985-1994年城乡居民收入差距趋于扩大，到1994年达到最高点，城乡居民收入差距比为2.86。
1995-1997年，城乡收入差距短期内缩小。缩小的原因主要是因为城镇中下岗职工增加，他们的收入减少所致。1985年城乡居民收入差距比为2.86，到1997年缩小到2.47。1995-1997年期间，虽然城乡居民收入差距有所缩小，但差距仍然偏大，且没有形成一个长期稳定缩小的趋势。
1998年至今，城乡收入差距继续扩大。1998年的自然灾害和1999年城镇职工的普遍加薪是城乡居民收入差距呈继续扩大趋势的主要原因，且在这一时期由于教育、医疗、保障等各种福利方面的差距显露出来，进一步拉大了城乡间的收入差距。自1998年以来除了个别年份略有起伏外，城乡居民收入差距的比例一路攀升，由1998年的2.51扩大到2001年的2.90，2007年更是上升到了3.33，为历年之最，2009年仍保持在3.33。
二、二元经济结构下城乡居民的消费差异比较
城乡收入差距的扩大，逐渐形成了不同的收入阶层，也因此形成了城乡两种不同的消费阶层和消费市场，从而造成城乡居民在消费水平、消费结构、人均消费性支出等方面均存在着很大的差异。
1、城乡居民消费水平比较
与城乡居民的收入差距相似，改革开放以来，我国城乡居民的消费水平差距也经过了缩小、扩大，短暂的缩小后进一步扩大的过程。图3表明，1978年，城乡消费水平比【2】是2.9，1983、1984、1985年缩小到2.2经济论文，1995年扩大到3.8，短暂的缩小后，1999年以来，我国城乡居民消费水平之比一直维持在3.6以上，2003年和2004年更是高达3.8。2009年，农村居民的消费水平为4021元，城镇居民的消费水平为15025元，1个城镇居民的消费水平相当于3.7个农民的消费水平。目前农村居民的消费水平相当于20世纪90年代初城市居民的水平，农村居民的消费水平比城市居民的消费水平大约落后15年左右。
资料来源：《中国统计年鉴（2010年）》。
图3 全国城乡居民消费水平差距比率图(1978—2009年)
2、城乡居民人均消费性支出比较
统计数据显示，改革开放以来，无论是城镇居民的人均消费性支出还是农村居民的人均消费性支出，都呈现出逐步增加的趋势。1990年农村居民的人均消费性支出为585元，2008年增加到3661元，2008年比1990年农村居民的人均消费性支出增加了3076元；1990年城镇居民的人均消费性支出为1279元，2008年增加到11243元，2008年比1990年城镇居民的人均消费性支出增加了9964元。与此同时，我国城乡居民之间的消费支出差距在扩大。1985年城镇消费支出是农村消费支出的2.3倍，是改革开放以来的最低点。此后，城乡之间的消费支出差距逐渐加大，到2008年城乡之间的支出比高达3.6，即目前我国1个城镇居民的消费支出相当于3.6个农民的消费支出。“三个农民抵一个市民”是当前农村低消费的真实写照。
3、城乡居民消费结构比较
城乡居民的消费结构差异较大。首先，城镇居民用于食品的支出比农村居民相对比例小，并随收入增加呈下降趋势，即恩格尔系数下降，表明城镇居民的消费已从以食品类消费为主的生存性消费加速向质量型消费过渡。其次，衣着、家庭设备用品等的支出，在城市基本趋于饱和，但因为农村居民收入增长缓慢，而未形成新的消费热点，当城镇居民消费向空调、摄像机、家用电脑等新一代高档耐用消费品转移的时候，农村居民的消费仍停留在以生存为主的消费水准上。再次，城镇居民用于交通通讯、文化、娱乐教育等的支出有增长趋势，城镇居民将来的消费热点将是住房、汽车、现代化的通讯设备及教育，但城市新消费热点产品在农村的消费量还相当少，农村居民耐用消费品的拥用量仅相当于城镇居民20世纪90年代初期的水平(见表1)。
表1 20世纪90年代以来我国城乡居民消费结构对比 单位：%
指标
1990年
1995年
2000年
2007年
2009年
农村
城镇
农村
城镇
农村
城镇
农村
城镇
农村
城镇
食品
58.80
54.25
58.62
50.09
49.13
39.44
43.08
36.29
41.0
36.5
衣着
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
家庭设备用品及服务
5.29
10.14
5.23
7.44
4.52
7.49
4.63
6.02
5.1
6.4
医疗保健
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
娱乐服务
5.37
11.12
7.81
9.36
11.18
13.40
9.48
13.29
8.5
12.0
其他商品
及服务
0.74
0.94
1.76
3.25
3.14
3.44
2.30
3.58
论文关键词：SPSS，应用软件因子分析方法，聚类分析方法居民消费水平，地区消费结构
随着我国经济的快速发展，城镇居民的收入不断增加，我国各地区城镇居民的消费支出强劲增长，消费结构发生了巨大的变化。但是，由于各地区的经济发展不平衡及原有经济基础的差异，各地区的消费结构仍存在着明显差别。为了进一步改善消费结构，正确引导消费，提高我国城市居民的消费水平和生活质量，有必要对各地区城镇居民的消费结构之间的异同进行考察与比较，以期发现特点和规律，从宏观上把握各地区城镇居民的消费现状和不同地区消费水平的差异，为提高我国各地区消费水平提供决策依据。
一、对地区消费水平的差异的分析方法
1 因子分析模型的建立
因子分析模型是根据变量间的相关性大小，把变量分组毕业论文怎么写，利用同组内的变量之间相关性较高而不同组的变量之间相关性较低，每组变量代表一个基本结构，这个基本结构称为公共因子。因子分析的出发点是用较少的相互独立的因子变量来代替原来变量的大部分信息，可以由下面的数学模型来表示[[1]]：
其中：，，，…，为p个原有变量，是均值为0、标准差为1 的标准化变量；，，，…，为m个因子变量，m 小于p，表示成矩阵形式为
，
其中：F因子变量或公共因子，可以将它们理解为在高维空间中互相垂直的m个坐标轴；为特殊因子；F 与均为不可观测的随机变量。 A为因子载荷矩阵，称为因子载荷，是第i个原有变量对第j个因子上的载荷系数。在模型中，特殊因子表示了原有变量不能被因子变量所解释的部分，相当于多元回归分析中的残差，被定义为彼此不相关且与公因子也不相关。
2 实证分析
居民消费水平是指居民在物质产品和劳务的消费过程中，对满足人们生存、发展和享受需要方面所达到的程度。它主要通过消费的物质产品和劳务的数量和质量来反映。
在各种消费指标中，消费结构指标最能够体现出各地区间的消费水平差异，本文引用我国常用的消费资料支出分类方法，将各地区城市居民人均生活费支出分为8个部分，相应的指标分别用X1～X8表示 。其中X1（食品）、X2（衣着）、X3（居住）、X4（家庭设备用品和服务）、X5（医疗保健）、X6（交通和通讯）、X7（娱乐教育文化服务）、X8（其他商品与服务），单位：元
2.1 因子分析
2. 1.1 数据来源
本文数据取自各地区域城镇居民家庭平均每人全年消费性支出(2009年)，来自2010年中国统计年鉴[[2]]。具体表格略论文开题报告范文。
2.1.2因子分析的过程
由于多个变量使用的量纲可能各不相同或者变量间的数值大小相差很大，因此， 首先将初始变量标准化，把原变量数列化为均值为0，方差为1的数列。标准化后全国31个省市作为样本，将上述X1～X8八项支出指标作为变量，得到原始数据阵。首先判断数据变量是否适合进行因子分析，算出样本相关系数阵为：
表1：样本相关系数阵
由上述矩阵发现8个消费要素间的相关系数大部分均大于0.3，适合做因子分析。
再进行KMO统计检验，作为比较变量间简单相关系数和偏相关系数的指标，数学定义为，其中是变量与其他变量的简单相关系数，是变量与变量在控制了剩余变量下的偏相关系数。
Kaiser给出了常用的KMO度量标准： 0.9以上表示非常适合；0.8表示适合；0.7表示一般；0.6表示不太适合；0.5以下表示极不适合。
计算结果如下：
表2
并且通过巴特利特球体检验(P=0.000＜0.05)，表明说明原有的8个变量具有很强的相关性，它们反映的消费要素有很大重叠毕业论文怎么写，可以做因子分析。
利用SPSS计算后得到主成分的碎石图，分析发现提取2个主因子比较合适。
利用主因子分析法提取2个主因子，用最大方差旋转进行简化，得到因子载荷矩阵（见下表），它代表变量和公因子的相关系数：
表3
由表1 载荷矩阵可得出以下结论：
（1）第1 主成分，为主要消费因子，在食品、居住、交通和通讯、家庭设备用品、服务娱乐教育文化服务和其他商品与服务6个方面有较大的载荷，即该因子综合反映了这6个方面的变动趋势。 因此第1 主因子可以视为代表各地区城市居民在这6个方面的消费指标，可命名为生活必需型因素。
（2）第2 主成分，为次要消费因子，在衣着、医疗保健有较大的载荷，所以第2 主因子可视为各地区城市居民在这2方面的消费指标，可命名为生存型因素。如受此影响的地区多为北方省市，可分析为气候因素的影响。
从二维的旋转空间的成分图可以明显的看到各个消费要素间的类属关系，可以看到主消费因子和次消费因子非常靠近两个因子的坐标轴，表明用两个因子刻画消费要素效果非常好，信息丢失较少，达到了我们综合消费要素，减少解释变量的目的，使得提前的因子含义清晰，有利于我们对消费要素进行归类进行分析解释：
表4
2个因子能解释的方差分别为5.640（70.494 ％），1.155（14.440 ％），因此这2个主因子能说明总情况的84.935％。8个变量标准化后（不受各变量的不同量纲的影响），最后各变量X1～X8相对应的共性值之和分别为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，所以这些变量对各地区城市居民消费结构的分析具有很强的说服力。
根据标准化数据，分别计算各地区城市主要、次要消费因子得分，以各因子方差贡献率作权重进行加权汇总，得出各地区居民消费水平综合评价得分并排名，表中因子得分情况及其正负仅表示该省市与平均水平的相对位置，并不说明该省市的居民消费发展水平为负。
综合评价排名V=0.704 * F1+0.144 * F2
2.1.2.1我国区域居民消费水平排序及解释（由于篇幅限制，在这里只列取前10位）
表5：全国各省市居民消费因子得分及排名表
地区
F得分
F1排名
F2得分
F2排名
综合得分
综合排名
上海
3.34231
1
0.44751
7
2.42
1
广东
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
江苏
0.59168
7
-0.05948
8
0.41
7
辽宁
-0.02806
8
0.61654
5
0.07
8
山东
-0.17779
9
0.84007
4
0.00
9
重庆
-0.19444
10
0.88520
3
-0.01
关键词：金融发展；消费；相关关系
如何推动金融体系和消费协调发展，是经济发展中的重要课题。根据消费经济学理论，研究居民消费问题，必须重点关注的无疑是居民收入增长，但金融发展滞后对居民消费的抑制也不可忽视。中国人民银行货币政策司曾报告指出，1元消费信贷能够带动a1.5元的商品消费。资料显示，1990-2008年间中国金融发展指数与全国社会商品零售总额两者的相关系数为0. 87，即高度正相关。换言之，金融发展有可能促进中国居民消费增长。为此，笔者搜集了大量经济数据，以期以山东省为例，通过居民消费水平与金融发展水平关系的剖析，探寻居民消费水平与金融发展之间的关系与传导机制，为提升居民消费水平提供参考。
一、金融发展与消费的关系
金融发展与人们的生活密切相关，金融产品作为一种风险规避的途径和取得收益的方式，已经深入到了每一个人的生活；金融工具的创新和金融设施的不断完善为居民提供了多种支付手段，使生活更加便捷。总的来说，可以从以下三个方面总结金融发展对消费的影响：
首先金融市场具有风险分摊功能。根据生命周期持久收入假说，居民为了实现一生效用水平的最大化，会通过跨期消费来规避风险。所谓跨期消费，就是指将财富平均地分配于各期消费。在金融市场比较完备的状况下，居民除了跨期消费选择，还可以纵向上借助金融工具实现风险分担的目的，化解外部冲击，从而保持家庭的编辑效用水平不变。因而金融市场具有风险分担功能，发达的金融市场上金融机构和金融工具能够满足居民的多渠道投资需求，将风险化整为零，从而影响居民消费水平。
其次金融业能够促进经济发展。完备的金融体系有利于增加储蓄、促进资本积累，提高储蓄-投资转化率，进一步作用于社会生产的发展，最终带动社会经济发展，提升居民收人水平，增加居民消费。
再次，金融支付手段对消费有拉动作用。金融设施的不断完善为居民多种支付手段的实现提供可能，各种金融工具的使用对现金有替代作用，能够增加货币的流动性，刺激居民的消费需求。此外，金融设施的普及能够营造良好的商业发展环境，通过促进商业发展进一步丰富消费元素。
二、指标选择与数据来源1
为了进一步探究金融与消费之间的具体关系与作用机理，下面采用计量经济学的方法进行分析，以期计算出金融与消费之间的定量关系。
（一）金融发展指标分析
金融发展表现为多个方面，包括总量上的增加、结构上的优化与效率的提升。对于金融发展水平的衡量目前没有统一的指标。本文参考《山东省金融发展与经济增长相关性的实证研究（1978-2004）》一文使用的指标，选取了以下3项代表金融发展水平的指标，并结合实际情况进行了相应调整。2
1.金融相关率指标（FIR）：由美国经济学家雷蒙德.W.戈德史密斯（Raymond W Goldsmith）提出，是指某一时期一国全部金融资产价值与该国经济活动总量的比值，常用金融相关率（FIR）去说明经济货币化的程度，计算公式为M2/GDP。在本文中，金融资产的范围包括广义货币（M2）、股票市价总值和债券余额；债券余额为金融债券、国家债券和企业债券发行余额的合计值。
2.金融深化指标（DEPTH）。该指标表示金融中介相对于国民经济的规模，麦金农将其称作金融深化指标，代表了一国经济货币化与金融深化的程度。但是，许多经济学家认为，这一比率与经济增长之间没有理论联系，银行信用才是衡量金融发展的有用指标。由于受到可获得数据的限制，本文以全部银行信贷余额占GDP的比重作为度量金融深化的指标。
3.金融结构比率（FS）。该指标为债券和股票金融资产总量中的占的比重，用于衡量金融发展程度。本文通过金融结构指标进行间接考察，没有单独检验股票市场与经济增长的相关性，因为我国股市发展时间较短，年度时间序列样本数太小，难以得出有意义的检验结果，且山东省的数据也难以获取。
为了避免数据的非平稳性和异方差，在下面的OLS分析中使用的指标是将上述指标的水平数据和比率指标转化后的环比增长率指标，分别使用IFIR、IDEPTH和IFS。
（二）居民消费水平分析
居民消费水平是本文研究的重要变量，其衡量指标选取的是城镇居民全年人均消费性支出。通过散点图不难发现在这一时期内山东省居民的消费性支出有大幅提升并且保持了较高的增长率。这说明山东省居民的消费水平有明显增长，生活水平有较大改善。
（三）控制变量指标分析
本研究选择两个经济变量为控制变量：经济总量（Z）和人均可支配收入（N）。其中，经济总量（Z）的指标取值为GDP，人均可支配收入指标取值选为城镇居民家庭人均可支配收入。
山东省历年GDP统计图如下，从表中看到在这一时期内山东省的GDP有大幅提升且增速越来越快，这说明近年来山东省的经济飞速发展。
山东省历年城镇居民家庭人均可支配收入的绝对数和指数（相对于1978年）如下图所示，这一时期居民家庭人均可支配收入有较大幅度的增加，但是2000年以后出现了波动。
三、计量经济检验
设消费水平为变量Y，金融发展水平为变量X，其中金融总量、金融深化、金融结构的指标分别为X1、X2、X3；两个控制变量经济发展水平和人均可支配收入分别为Z和N。 建立模型：lnY=α+βlnXt+γ1lnZ+γ2lnN +εt
依据上式，为进行逐一计量检验，拟定12个回归方程：
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
使用山东省1980-2004年的数据，在Eview6上进行计量分析，进行OLS回归的结果见下表：
通过上表可以看到，除了方程（4）3所有回归结果都通过了拟合优度检验，且F值都很大，拟合度高，回归模型整体上是显著的。
四、结论与建议
分析上文计算结果，有几下几点实证结论：
1、三个金融发展指标中的金融深化指标（DEPTH）没有通过显著性检验，说明山东省居民的消费水平与金融深化之间线性相关关系较弱；但不能排除两者之间存在其他相关关系。
2、金融发展指标中的金融总量和金融结构指标通过了显著性检验，且拟合度较高，系数为正，说明山东省居民的消费水平与金融总量和金融结构之间有较强的线性正相关关系 。
3、加入控制变量经济发展水平和居民人均可支配收入后，模型拟合度及参数显著性得到明显改善，说明经济发展水平和人均可支配收入是金融发展水平与居民消费水平线性传到机制中的重要中间变量。
针对以上研究的结论，山东省应从提升金融发展水平入手促进居民消费水平的提高，在扩大金融总量的同时，注重证券市场、保险市场等金融市场的建设、银行信贷结构的优化和效率的提高，从而使金融发展在扩大我国居民消费中发挥更重要的作用。另外，经济发展水平和居民人均可支配收入作为重要的传导因素，对线性相关关系的建立有不可忽视的作用，要重视提高居民可支配收入。
第一，要抓住导致分配不公平的关键因素，逐个击破。首先完善转移支付，使财政支出有方向性地倾斜；其次，完善各项立法，加大执法力度，调节过高收入，取缔非法收入，漂白各种“灰色收入”、“黄色收入”、“黑色收入”。
第二，调整税收制度，提高居民收入比重。以促进居民收入普遍增长为目标，建立合理的税收制度，探索建立并逐步完善包含遗产税制度、资本增值税制度、房地产增值税制度等在内的个人所得税征收体系，促进代际公平，抑制过高的非劳动收入，防止收入分化。在税费征收上综合考量居民收入总量和居民收入分配结构，合理计征，提高居民收入在国民收入分配中所占比重。
最后，建立以公平为目标的收入分配调节体系，从初次分配到再分配都注重公平，从增加居民可支配收入入手，增强居民的消费信心，促进居民消费水平的提高。■
参考文献
[1]注：本文的有关数据分别从各年《山东统计年鉴》、《中国金融年鉴》、《中国人民银行济南分行金融年鉴》以及网络搜索整理得出，时间跨度为1980-2004年， 采用Eview6进行统计处理。
【关键词】湖南省 国民生产总值 计量经济分析 OLS参数估计
一、引言
国民生产总值（GDP，Gross Domestic Product），作为国民经济核算的核心指标，是指在一定时间内一个国家（或地区）所生产出的全部最终产品和劳务的市场价值。它由什么所影响呢？国内很多论文都对此做过相应研究，对象为中国国民生产总值，也有的为部分省的国民生产总值，但湖南省的情况存在空缺，尚未进行研究。本文就以湖南省为研究对象，探究其国民生产总值的影响因素，并进行计量分析，得出结论。
二、预处理
（一）变量选择
选择湖南省生产总值Y作为被解释变量。其影响因素很多，本文不能全面地给予说明分析，参考相似论文选取的变量，再根据模型本身的需要、数据获取难易等，本文选择了五个指标作为模型的解释变量：居民消费水平X1、固定资产投资X2、进出口总额X3、财政支出X4，税收收入X5。其中，居民消费水映了居民总体经济水平；固定资产投资的增长是GDP增长的主要保障；进出口总额和前两项一起构成经济发展的三驾马车；财政支出在中国处于经济建设时期的背景下对GDP有快速促进作用；而税收的多少直接影响市场中的消费投资情况，因而也会对GDP有所作用。因此，上述解释变量的选取符合经济发展的实际情况。
（二）数据收集
最后是计量经济检验中的异方差检验，通过Eviews进行异方差检验，得出P值均远大于5%（取95%为置信区间），可见基本不存在异方差性，不需进行异方差修正。
四、结论
最终确立湖南省生产总值影响因素模型如下：
Y=199.4517+（0.755417）X1+（0.000109）X3+3.815589X4+（-4.486782）X5
可以看出，根据近30年的数据，对于湖南省GDP，固定资产基本不产生作用，这也与湖南的低房价和房产过剩情况相符；进出口总额的影响较弱，因湖南不是主要的进出口贸易城市；起较大影响作用的是居民消费水平和政府的财政支出，且财政支出的效果更为突出。具体量化可以估计，当居民消费增加l%，湖南GDP增加0.755417%；进出口总额增加l%，湖南GDP增加0.000109%；财政支出增加1%，湖南GDP增加3.815589%。比较特别的是税收，影响同样极大，但对湖南省GDP起负向作用，具体为税收增加l%，湖南GDP约降低4.486782%。这可能是因为政府一旦提高税收，居民将可能降低消费和投资，这将导致GDP的降低。
这也可给提高湖南省生产总值以一定启示：要重视居民消费、财政支出的作用，调整房地产结构，同时控制向居民的征税额度。
参考文献
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第一,食品消费支出比重随收入增加呈现出明显的下降趋势,这与恩格尔定律的表述一致。但最低收入户与最高收入恩格尔系数相差太过悬殊,分别为47.43%和28.02%,相差将近20个百分点。城镇最低收入户刚刚解决了温饱问题,而最高收入户的生活水平按照恩格尔系数的评价标准早已达到了富裕型,甚至接近最富裕型。第二,衣着消费支出比重随收入增加缓慢上升,到高收入户又有所下降,但各收入组支出比重相差不大,支出比重最大的中等收入户与最小的最低收入户只差2.91个百分点。衣着支出比重没有更多的递增且最高收入户的支出比重有所下降,这些都符合恩格尔定律关于衣着消费的引申。随着收入的增加,衣着支出比重呈现先上升后下降的走势。事实上,在当前的价格水平和服装业的发展水平下,城镇居民的穿着是有一定限度的,而且居民对衣着的需求也不是无限膨胀的,即使收入水平继续提高,也不需要将更大的比例用于购买服饰用品了。第三,家庭设备用品及服务、交通通讯、娱乐教育文化服务和杂项商品与服务的支出比重呈逐组上升趋势,说明居民的生活水平随收入的增加而不断提高和改善。第四,医疗保健支出比重随收入水平提高呈现一种两端高、中间低的走势,支出比重最低的是最高收入户,为6.72%;最高的是高收入户,为8.24%,两者仅差1.52个百分点。这是因为医疗保健支出作为生活必须支出,不论居民生活水平高低,都要将一定比例的收入用于维持自身健康,而且由于医疗制度改革,加重了个人负担的同时,也减小了旧制度可能造成的不同行业、不同体制下居民医疗保健支出的差别,因而不同收入等级的居民在医疗保健支出比重上差别不大。第五,居住支出比重基本上呈逐组下降的趋势,由最低收入户的12.34%下降到中等偏上户的9.79%,但最高收入户的居住比重达到9.91%,这与我国居民消费能级不断提升,住宅商品正在越来越成为城镇居民关注的热点是相吻合的,同时与恩格尔定律的引申也是一致的。可以看出,城镇居民的消费状况虽然受价格水平、消费习惯、消费环境、消费心理预期等诸多因素的影响,但归根结底仍取决于居民的收入水平,要提高城镇居民的消费支出,必须增加居民收入。因此,采取切实有效的措施增加城镇居民的可支配收入,不仅可以提高全国城镇居民的总体消费水平,促进消费结构向着更加健康、合理的方向发展,而且在启动内需,促进我国的经济发展方面有着重大的现实意义。
2我国居民消费结构的纵向分析
进入21世纪以来,随着经济体制改革的深入,国民经济的迅速发展,我国城乡居民的消费水平显著提高,居民的各项支出显著增加。随着消费水平的提高,我国城乡居民消费从注重量的满足到追求质的提高,从以衣食消费为主的生存型到追求生活质量的享受型、发展型,消费质量和消费结构都发生了明显的变化。城镇居民在食品、衣着、家庭设备用品三项支出在消费支出中的比重呈现明显的下降趋势,其中食品类支出比重降幅最大,达15个百分点;衣着类下降4个百分点;家庭设备用品类下降幅度不是很大。与此同时,医疗保健、交通通讯、文化娱乐教育服务、居住及杂项商品支出在消费支出中的比例均有上升,富裕阶段的消费特征开始显现。3我国居民消费变化的趋势特点
(1)居民收入迅速增长,消费水平大幅度提高,消费结构呈现明显的富裕型特征消费是收入的函数,收入的增加是消费水平提高和消费结构变化的前提。随着我国经济的发展,我国居民的收入水平不断提高,特别是21世纪以来,我国居民的收入水平迅速提高。伴随着收入水平的提高,城乡居民各项支出全面增加,消费性支出大幅度增长。2005年,我国城镇、农村居民人均消费性支出分别为6510.94元和1943.30元,是1994年的3.9倍和2.5倍。今后5—10年以至更长时间,我国经济保持一个较高的增长速度是完全可能的,城乡居民的消费水平将大幅度提高。
(2)消费能级不断提高,消费内容日益丰富,住房与轿车消费同时升温,可望提前成为消费热点在消费水平提高和消费结构改善的同时,城乡居民的消费能级不断提高。
(3)以教育为龙头的娱乐教育文化服务类消费继续攀升随着人们对知识认知程度的提高和自我完善意识的增强,对教育的投入仍会保持增长。目前从子女教育在人们储蓄目的位居前列的情况看,对教育及教育产品的投入仍是今后一个时期的消费热点。大力发展教育事业,特别是高等教育、成人教育、职业教育应是政府长期坚持和倡导的。
4我国大部分地区居民消费水平偏低的原因及解决方法与策略
(1)居民消费率分析:居民消费率是指在一定时期内一国(或地区)居民消费部分占GDP的比重。改革开放以来的30年中我国居民消费率的变化大体上可以分为五个阶段:第一个阶段是1978-1981年,这一阶段居民消费率直线上升,并在1981年达到了改革开放以来的最高点(53.1%)。第二个阶段是1982-1989年,这8年中居民消费率出现过几次小幅波动,但基本上比较稳定。第三个阶段是1990-1994年,居民消费率持续下降。第四个阶段是1995-2000年,在此期间,除了1997年居民消费率出现了小幅下降以外,其余年份均保持上升趋势,但是上升幅度相当小,只有1.9个百分点。第五个阶段是2001-2005年,居民消费率直线下降,并且在2005年达到了历史最低点(38.2%)。
(2)居民消费占最终消费的比重:改革开放以来的1978年到2005年期间,我国最终消费中居民消费所占的比重虽然出现过波动,但是整体上保持稳定。值得注意的是2004年居民消费的比重直线下降。改革开放以来,我国居民消费占最终消费的比重最高只有81.5%,而且大多数年份不到80%,尤其是2004和2005两年居民消费的比重更是降到了73.3%。国外经验表明,居民消费占最终消费的比重一般不低于80%。这也从另一个方面反映出我国居民消费率偏低的事实。
(3)最终消费率分析:最终消费率是指在一定时期内(通常为一年或一个季度)一国(或地区)最终消费占GDP的比重。改革开放以来的28年中我国最终消费率的变化大致上可以分为四个阶段:第一个阶段是1978-2005年,居民消费率直线上升,并在1981年达到了改革开放以来的最高点(67.5%)。第二个阶段是1982-1994年,除了在1985、1988和1989这三年有小幅回升外,其余年份均在下降。第三个阶段是1995-2000年,除了1997年最终消费率出现了小幅下降以外,其余年份均保持上升趋势,但是在整个阶段中,最终居民消费率上升的幅度并不是很大,只有3.6个百分点。第四个阶段是2001-2005年,居民消费率直线下降,并且在2005年达到了历史最低点(52.1%)。与我国处在相同发展阶段的一些国家的最终消费率一般均在80%以上,但是我国的最终消费率在2003年却只有55.4%。
以上分析显示,1978年以来的任何一个时期,我国的居民消费率和最终消费率都明显偏低,尤其是2001年以来尤甚,这表明我国当前消费不足明显存在。
论文关键词:消费结构;消费趋势;因子分析;聚类分析
论文摘要:近年来,我国宏观经济形势发生了重大变化,经济发展速度加快,居民收入稳定增加,在国家连续出台住房、教育、医疗等各项改革措施和实施“刺激消费、扩大内需、拉动经济增长”经济政策的影响下,全国居民的消费支出也强劲增长,消费结构发生了显著变化,消费结构不合理现象得到了一定程度的改善。为了进一步改善我国居民的消费结构,正确引导消费,提高我国居民的消费水平和生活质量,有必要对我国各省市居民的消费结构进行考察和研究,以期发现特点和规律。采用“双对数模型”对我国居民的消费结构进行了趋势分析,通过“聚类分析”对我国各地区居民消费结构之间的异同进行考察并作比较研究,总结出了我国居民消费呈现富裕型、娱乐教育文化服务类消费攀升的趋势特点。
放松金融抑制
中央财经大学 李涛等
“金融抑制与中国城镇居民消费”
《经济研究》工作论文WP394号
中国居民消费率远低于其他国家，而金融抑制是中国居民消费水平低下、消费率持续下滑的重要影响因素。
理论上，金融抑制会导致消费增长率和未来消费水平下降，而对当期消费水平的影响则取决于财富效应和替代效应的相对大小。基于对微观家庭数据的分析，真实利率压低1%，消费增长率将下降0.287%，这解释了2000年以来中国消费增长率和GDP增长率差异的62.4%。
金融抑制降低了未来消费水平，也降低了当期消费水平，其财富效应大于替代效应。金融抑制导致居民财产性收入和预期可支配收入下降，进而降低居民消费水平，提高居民储蓄率。
金融系统改革是刺激居民消费、改善收入分配、实现经济发展方式转变的重要手段。在经济发展早期，金融抑制政策可能在一定程度上促进经济增长，但在经济发展后期将严重阻碍经济增长。
同时，金融抑制将导致国民收入分配结构不断从居民向企业和政府倾斜、居民内部收入分配不断恶化。而金融抑制也是中国经济周期的重要决定因素，是中国经济波动幅度较大的重要原因。
鉴于金融抑制是中国居民消费需求不足、消费增长相对缓慢的重要决定因素。所以，逐步放弃金融抑制政策、实现利率市场化不仅是刺激经济增长、降低波动、实现资源有效配置的手段，也是调整收入分配结构、刺激内需的重要方式。
目前，利率市场化的条件可能还未完全成熟，那么以利率市场化为市场准入基本前提，在加强金融监管的同时，放松中小金融机构准入、提高金融机构间的竞争程度，以市场竞争方式逐步实现利率市场化，或许是中国金融体系改革的现实选择。
制度
输入型制度变迁
麻省理工学院 Dorn Acemoglu等
“激进改革的后果：法国革命”
《美国经济评论》第101卷第7期
对制度改革而言，普遍存在两种情况：一种是国家内部进行制度设计，也就是由于国内矛盾而产生的改革；另一种是外部冲击，例如被殖民，由殖民者带来制度上的改革，这种改革往往通过强制实施殖民者自己的制度而无视被占领区的传统而显得非常激进。
激进改革通常意味着旧体制有巨大的负面后果。例如18世纪末19世纪初，欧洲的贵族寡头政治、对贸易和劳务设置的进入壁垒，以及其他要素市场的壁垒，阻碍了欧洲经济的发展。那么通过殖民形式而导致的激进改革，对经济又有何种影响呢？
通过对法国革命的研究，发现法国在入侵德国后，在其占领区强制实行了一系列激进的改革，例如实施法国的民法，终结封建制和贵族特权，使法律面前人人平等。
考察这些制度对城市化和经济增长的影响，发现并没有造成负面后果，相反这些制度带来的长期经济效应非常明显，极大促进了被占领区在19世纪后半期的城市化和经济增长。
观点
环境因素影响长寿
中国科学院院士曾毅
“中国老年人中家族长寿对健康的影响”
北大国家发展研究院简报第1017期
以往研究并没有从多个维度研究身体和心里健康的影响机制，但精神健康（例如负面情绪）和主观的幸福感（例如生活的满足感）对于评价健康与否同样重要。比如，相比年轻人，老年人出现焦虑或孤独的可能性更大，这种负面情绪会影响老年人的身体健康，并降低其生活的质量。
关键词：国民生产总值;固定资产投资;财政收入;居民消费;显著性检验
一、引言
改革开放以来，我国经济取得了巨大的跨越式发展，居民消费水平得到了极大的提高。统计数据显示，我国居民消费额由1990年的833亿元增加到2012年的14098.21亿元;城市恩格尔系数由0.54降低到2012年的0.36，农村恩格尔系数由1990年的0.55降低到2012年的0.39。这说明我国经济发展取得了巨大的进步，居民消费水平得到了显著提高。
关于居民消费，国内外学者做了很多研究。按区域划分，有全国性的，也有区域性的;按内容划分，主要研究消费的影响因素，消费结构的变化及演变趋势等等。本文建立居民消费额与国民生产总值、固定资产投资与财政收入之间的多元线性回归模型，通过多元回归分析探讨国民生产总值、固定资产投资与财政收入与居民消费的关系。
二、数据来源与处理
本文选取我国1990～2012年居民消费额、国民生产总值、固定资产投资与财政收入的数据，数据来源于《中国统计年鉴》。搜集数据之后，先对数据进行归纳整理，接着对数据进行取自然对数处理。本文中，居民消费额、国民生产总值、固定资产投资和财政收入分别用C、G、K和I来表示。最终数据处理结果如表1所示：
三、模型构建与求解
（一）构建多元线性回归模型
本文构建多元线性回归分析模型，以居民消费额（C）为因变量，国民生产总值（G）、固定资产投资（K）和财政收入（I）为自变量，构建的模型如下：
ln（C）=α・ln（G）+β・ln（K）+γ・ln（I）+ln（μ）
对模型进行变形可得：
C=Gα・Kβ・Iγ・μ
其中，α，β，γ分别表示国民生产总值、固定资产投资和财政收入对居民消费额的弹性系数。
（二）模型参数估计
将处理好的数据输入到eviews软件中，运用多元线性回归方法对数据进行多元线性回归分析。Eviews分析结果如图1所示：
通过图1各变量的散点图可以看出ln（C）与ln（G）、ln（K）与ln（I）之间具有很明显的线性相关关系，这说明原模型的选取是可靠的。
1. 模型参数估计
运用eviews软件对多元线性回归模型进行回归分析，可以很直观地得出结果。本文运用eviews软件进行参数估计，结果显示见表2：
由表2得出，本文的模型参数方程为：ln（C）=1.27ln（G）-0.22ln（K）-0.12ln（I）-2.89。同时，拟合优度为0.999，调整后的拟合优度为0.998，这表明方程拟合效果非常好。
2. 模型估计评价
由上述结果可得，模型估计的方程为ln（C）=1.27ln（G）-0.22ln（K）-0.12ln（I）
-2.89，在这个模型中，α=1.27，β=-0.22，γ=-0.12，这表明国民生产总值与居民消费是正相关，固定资产投资和财政收入与居民消费是负相关关系，这个符合预期。同时α，β，γ表示的是弹性系数，不考虑数据的正负，可以看出国民生产总值对居民消费的影响最大，其次是固定资产投资对居民消费的影响，最低的是财政收入的影响。
3. 对变量进行t检验
由于本文要对三个变量进行检验，故应该设立三个假设：
①H0：α=0 H1：α≠0
②H0：β=0 H1：β≠0
③H0：γ=0 H1：γ≠0
由eviews结果可知，ln（G）、ln（K）和ln（I）的t统计量分别为15.17、-3.35和-2.63。查表可得在5%的显著性水平下，t0.05（23）=2.069，由于三个变量的t统计量均大于2.069，即表明在很小的显著性水平下拒绝原假设，这意味着三个变量都是显著的。
4. 对变量进行联合检验
依据上述结论，三个变量都是统计显著，但是这并不意味着多个变量联合显著。本文接着检验三个变量的联合显著性。假设：
H0：α=β=γ=0
H1：α≠β≠γ=0
三个变量的检验结果要服从F分布，临界值为F（2，19）=3.52。
本文运用eviews软件进行F统计量的分析，分析结果如表3所示：
由表3的分析结果可知，三个变量的F统计量为86.29，这远远大于F（2，19）=3.52，表明拒绝原假设，也即三个变量是联合显著的。
四、结论
本文运用多元线性回归模型，将居民消费额作为因变量，国民生产总值、固定资产投资和财政收入作为自变量，并对各个变量进行t检验，同时将三个变量联合起来进行联合检验。通过计量分析，可以得到以下结论国民生产总值对居民消费是正向影响，固定资产投资和财政收入对居民消费是负向影响。结果显示，国民生产总值越多，居民消费额越高;反之，固定资产投资和财政收入越多，居民消费额越少，这符合人们的预期。当固定资产投资增多时，人们用于消费的收入减少，消费减少;当财政收入增加时，意味着从居民手中“拿”的越多，居民用于消费的越少。
国民生产总值对居民消费的影响最大，财政收入对居民消费的影响最小。分析结果表明，国民生产总值对居民消费影响弹性系数最大，这表明一单位国民生产总值的变化会影响比较大的居民消费;财政收入由于对居民消费的弹性系数较小，一单位的财政收入变动对居民消费的变动不是很大。
各个变量不仅单独显著，还联合显著。通过对各个变量进行t检验，检验结果表明各个变量都是显著影响的;不仅如此，本文通过构建联合检验，检验结果表明三个变量联合显著，表明这三个变量都是影响居民消费的要素。
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