时间：2023-03-07 15:17:09
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一、我国居民体育消费的现状
体育产业发展纲要（1995年～2010年）中指出我国体育产业包括三大类别。第一为体育主体产业类，指发挥体育自身的经济功能和价值的体育经营活动内容，如对体育竞赛表演、训练、健身、娱乐、咨询、培训等方面的经营；第二指为体育活动提供服务的体育相关产业类，如体育器械及体育用品的生产经营等；第三类指体育部门开展的旨在补助体育事业发展的其他各类产业活动。根据以上可以得知体育消费是指人们参与体育活动与观赏运动竞赛而对消费资料的使用与消耗。从狭义上讲即是直接的体育消费是指参与体育活动与观赏运动竞赛过程中对体育服务产品及与体育消费直接有关的实物产品、精神产品的消费。广义的体育消费指一切与体育活动有关系（联系）的个人消费行为。比如在观看体育比赛过程中购买饮料，去外地观看体育比赛的交通费、食宿费等等。归纳为两点就是实物消费和精神消费两大类。
1.实物消费
我国居民的体育消费中主要以实物消费为主，主要有运动服装鞋帽、健身器材设备、体育书刊杂志、食品饮料等。经调查表明以运动服装鞋帽等体育实物消费资料的比重占体育消费支出的81.5％，而用于观看比赛，参加娱乐活动的劳务性消费比重仅占体育消费支出的10％左右，体育书刊磁带占7.1％；其他消费品占2.4％。运动服装鞋帽等体育实物消费占到这么大的比重主要还是人们的消费心理没有改变，因为大部分人的经济水平决定了他们的消费结构还没有脱离传统，运动服装鞋帽兼具运动和日常穿着，是生活中的必需品。人们在进行体育消费的同时首先想到的就是对生活的改变，所以这种比例分成也就正好表明了现在我国居民体育消费的结构层次。停留在外表上的消费，因为去买这种运动服装鞋帽的人民未必会投入到真正的体育运动或锻炼中，那后续的一些带动消费就不存在。其次就是少数人购买小型的健身器材，为什么会选择这些小型健身器材，是因为这些器材占用地方小，人们在家中就可以进行锻炼，达到健身的目的，而省去了一些去场馆的费用。当然后者会比前者在体育消费上面的力度大。但是这些都只是前段消费层次。
2.精神消费
体育消费中的精神消费支出主要是指：观看体育比赛、表演、展览，体育文化资讯等，2008年北京奥运会的胜利召开，足以体现人民观赏体育赛事的热情，因为以往我们对于体育运动盛会的认识大部分人还是健身，为国争光的一种理念，但是通过这次的召开，人们发现了体育运动中给人们带来的不光是健身，为国争光，还有一种协作、高兴、放松的心情。这类消费相对实物消费而言层次较高，在物质生活水平日益提高的情况下，人们会追求精神享受，这类消费的增长于是发展比较快，在广州，人们用在观看体育消费占整个体育消费支出的12.4%。随着经济的发展，运动水平的提高，观赏型消费支出会增大。
上述外还有相关的延伸消费如体育彩票和体育劳务消费，体育彩票就不用论述了，体育劳务消费是指人们用货币购买各种与体育活动有关的体育劳务或服装的体育消费资料的消费，也称参与型体育消费，如为参加各种各样的体育活动、健身训练、体育健康医疗等所支付的各项费用，随着我国工作制度的不断改变，人们的闲暇时间相对增加，伴随着生活节奏的加快，人们为了追求更佳的生活质量，必将更加积极地投入到体育运动的实践中来，这类体育消费也具有很大的市场潜力。
二、影响体育消费的因素分析
满足体育消费的体育产品泛指能够满足人们参与、观赏各种竞技运动、健身运动需要的一切有形、无形的东西。花钱观看体育赛事,是一种兴趣的追求、情绪的宣泄、心理需要的满足。事精神层面的消费。如果一个消费者的这种心理与情感需要的满足程度越高,那他不断地产生这种特殊购买行为的可能性便越大。同样,当消费者花钱参与到体育锻炼或者购买与体育相关的服装及其器材时,他的这种购买行为让他或她得到的是什么呢?得到的是情感上的愉悦及对身体健康的希望。可见,体育产品的核心是它能满足人们的某些需要。中国人口数量多,对体育产品具有消费欲望的潜在消费者在中国人口中占有相当大的比重,因为获得“健康”、“活力”是人类永恒的追求,观赏竞技体育实现心理与情感的满足则日益成为当代一部分人的生活方式。造成我国体育消费水平低下的原因是多方面的,归纳起来有:
1.收入水平直接影响着人们对体育消费的投入
根据恩格尔定律,一个家庭收入越少,其收入中用于购买食物的支出所占的比率越大。随着民民收入的增加,在全部支出中用于食物支出所占的比重会下降,而用于文化娱乐(体育)消费方面的支出会逐渐上升。当较低层的需要初步得到满足以后，人们就会追求较高层次的需求，那么，体育需求是处于享受需求和发展需求阶段，它是满足人们精神文化生活和增进健康、增强体质的需求，所以，经济的发展和人们收入水平的提高对于扩大体育消费会起到积极的作用。2.体育场馆开放程度及服务水平对体育消费的影响
我国体育场馆和设施数量少，20世纪90年代初期，国家规定单位的体育场所要向社会开放，虽然这个规定给人们的健身提供了很多方便，但是，因为这些体育场所归各单位管理，场馆的管理维护、运转等投入由各单位负担，所以，为了场馆能正常运营，场馆的管理者就必须考虑到利益和效益，健身的价格又不能定得过高，会对人们的健身活动有影响，又不能解决场馆的日常开销问题，所以，有的场馆出租场地经营非健身项目以达到收支平衡，实际上用于健身的场地缩小了。现在我国在场馆建设和管理方面也加大了投入力度，在大的城市和地区设立比较大的健身中心和文体娱乐中心，从而弥补一些体育场馆不足的问题。那么，随着体育产业的不断发展，以及经营观念和经营模式的转变，体育消费市场存在着的问题会逐渐得到改善。
3.传统消费观念的根本改变及对体育功能的重新认识
长期以来，我国一直把体育当做社会主义的一项福利事业来认识，体育与文化、教育、卫生等都属于上层建筑的范畴，受国家经济发展水平所制约，体育的发展主要依靠国家财政拨款，而对于体育本身的经济功能，即：体育的产业性质缺乏足够的认识。这种体制带来但就是们对体育的认识始终局限在锻炼身体、培养意志、为国争光的观念中，而体育运动,以及赛事中的娱乐性没有体现。随着人们生活水平的提高，对精神生活追求的日益迫切，在体育消费过程所带来的快乐、成功与协作的感受会对人们传统的消费结构造成一定的冲击。体育消费结构以实物消费资料为主逐渐转向体育赛事及资讯等无形消费。
除了上述因素以外，影响我国居民体育消费的因素还有多方面的，其中有地区经济发展的不平衡、是否有闲暇时间等影响体育消费，因此，在人们生活水平达到一定程度时，进行全民体育教育，加强全民健身意识是扩大体育消费的主要措施。随着人们对健康和体育需求的提高，加上体育消费市场管理的不断完善，体育消费市场必将扩大和发展起来。
三、总结
全面建设小康社会的现实，要求我国居民的健康素质明显提高。建设和发展体育市场，引导和激励居民的体育消费需求，是发展我国体育事业的重要任务。研究认为，今后我国居民的体育消费需求将遵循需求上升规律，发生实质性的趋优变化。特别是北京2008年奥运会为标志的各类大型体育赛事近年来纷纷涌进中国，我们的生活已经自觉不自觉地和体育、特别是市场行为的竞技体育走的很近。因此迫切需要我们在进行这类体育消费的同时，有理性消费观的指导，避免出现盲目消费和超支消费等问题。而目前的国内赛事和体育机构，应该从培养国内赛事的体育消费群体开始，真正把公众作为赛事成功与否重要组成部分，使公众具备体育消费的习惯，从而面对来势汹涌的国际高水平赛事的时候，能够理性消费、正确消费，从而通过合理的体育消费形成蓬勃发展的体育市场和体育消费系，使体育消费成为我们提升生活质量、实现小康社会的一部分。
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
在新型城镇化的大背景下，基于我国多个省份的面板数据，对我国居民消费水平与其影响因素之间的量化关系进行研究。结果表明，居民消费水平不仅与经济发展水平存在着正相关关系，同时还与城镇化程度存在正相关关系，它们都对人民生活水平的提高起到促进作用，所以，我国城镇化程度的进一步提高必然会有利于人们生活水平的提高。
关键词：
居民消费水平；经济发展水平；城镇化程度；量化关系
一、引言与文献综述
城镇化是我国经济发展的主要动力，新型城镇化对我国的发展方式提出了更为严格的要求。城镇化归根到底是人的城镇化，人的城镇化必然与人民的生活质量存在密切关系，否则推荐城镇化进程就失去意义。长期以来，很多学者研究了居民消费水平与其影响因素之间的关系。徐凤等运用协整理论,对改革开放以来中国经济增长与国内居民消费之间的关系进行研究，并指出两者之间存在着长期稳定的关系，消费对经济增长具有长期、稳定的促进作用[1]。付波航等基于中国29个省份1989—2010年的面板数据，对城镇化、人口年龄结构这些人口消费环境或制度变量与居民消费之间的关系进行了实证研究[2]。刘厚莲指出，人口城镇化率与居民消费率呈现正相关关系，城乡实际收入差距与居民消费需求呈现倒U型关系[3]。田青等利用1999—2006年30个省、自治区、直辖市的相关数据分析消费习惯、收入、购房支出、医疗、教育支出、收入波动及利率等因素对消费的影响，实证结果表明，消费习惯、收入是影响消费的主要因素，而收入波动及利率对居民消费的影响不显著[4]。以我国1978—2004年的年度数据为基础，建立反映城/镇化水平和消费增长动态关系的向量自回归(VAR)模型，在模型的基础上，运用脉冲响应函数和方差分解分析了城镇化发展对城镇居民和农村居民消费增长的动态影响，并指出城镇化发展对居民消费增长有促进作用，特别是城镇化发展对农村居民消费增长的累积效应大于对城镇居民消费的累积效应，并且正向拉动效应的持续时问更长也更稳定[5]。储德银等通过建立协整方程和误差修正模型，从城乡比较视角分析我国居民消费需求的影响因素，并研究得出收入水平对城乡居民消费的影响程度最大，而收入分配和政府支出对城乡居民消费影响的绝对程度基本相同[6]。潘明清等从劳动力流动视角分析城镇化影响居民消费的内在机制，使用1996—2011年的省级面板数据，采用动态GMM估计方法，重点检验了劳动力流动、城镇化进程以及它们的交互作用对居民消费的影响并证明了城镇化的积聚效应大于外部成本效应，城镇化促进了居民消费增长[7]。祁毓等在理论机理分析的基础上，分别构建2002—2008年和1997—2008年全国30个省份的面板数据,实证研究了不同来源的收入对城乡居民消费的影响。
二、相关变量叙述城乡居民消费的影响[8]。
（一）居民消费水平居民消费水平是指居民在劳务或者物质产品的消费过程中，对满足发展、享受和生存需要达到的程度，可以用劳务和物质产品的质量和数量反映出来也可以通过消费过程中消耗的货币量反映出来。本文所采用的就是地区居民消费的货币金额数来反应这个地区的居民消费水平。
（二）城镇化程度城镇化程度在不同学科中的定义不同，比如，人口学是指城镇人口占总人口的比重，地理学上是指城市景观的比重。本文依据多数学者的研究方法，用一个地区城镇人口占这个地区总人口的比重来表示该地区的城镇化程度。
（三）经济发展水平经济发展水平是指一个国家经济发展的规模、速度和所达到的水准。反映一个国家经济发展水平的常用指标有国民生产总值、国民收入、人均国民收入、经济发展速度、经济增长速度。本文采用一个地区的人均生产总值来反映该地区的经济发展水平。
（四）变量数据来源本论文中所采用的数据均来自国家统计局网站，有些是直接采用网站的统计数据，有些是根据需要对网站的数据进行了简化计算，因此，可以保证数据的真实性和权威性。
三、建立模型与分析
（一）变量的平稳性检验在对面板数据进行分析时，首先要对数据进行平稳性检验看其是否存在单位根，如果存在单位根则数据不平稳，不能直接进行分析，必须对其差分项进行平稳性检验直至平稳为止。为了论述方便。下文中居民消费水平、城镇化程度和经济发展水平分别用JMXF、CZH和JJFZ表示。平稳性检验的方法主要有ADF-Fisher卡方检验、PP-Fisher卡方检验、Im,PesaranandShinW-stat和Levin，Lin&Chu-t检验[6]，本文依据数据的特征选择ADF-Fisher卡方检验与Im,Pe-saranandShinW-stat作为检验方法。检验结果如表1。由表1可知，JMXF、CZH和JJFZ都为二阶单整序列，可以进行协整分析。协整检验方法主要有Kao检验、Pedroni检验和Johansen协整检验基础上的面板数据协整检验。本文如表2所示，在5%显著性水平下拒绝了原假设，说明JMXF、CZH和JJFZ三者之间存在协整关系。
（二）模型估计本文依据一般构建面板数据的模型形式，构建模型如下：由表3可知，JMXFit=-3625.236+12207.27×CZHit+0.261261×JJFZit。JJFZ与CZH都和JMXF之间存在着正相关的关系，由此可以推出，城镇化程度与人均生产总值都对提升人结论民的消费水平、对于提高人民的生活水平有着促进作用。通过以上的研究可以看出，虽然我国经历了多年的城镇化进程，城镇化程度也达到了一定水平，但是在新型城镇化的大背景下，人均消费水平依然与城镇化水平密切相关，人民生活水平的提高仍然依赖于城镇化的不断推进。
参考文献：
[1]徐凤，金克琴.中国居民消费与经济增长关系的实证研究[J].北京工商大学学报，2009，24（2）：109-113.
[2]付波航，方齐云，宋德勇.城镇化、人日年龄结构与居民消费———基于省际动态面板的实证研究[J].中国人口·资源与环境，2013，23（11）：108-114.
[3]刘厚莲.人口城镇化、城乡收入差距与居民消费需求-基于省际面板数据的实证分析[J].人口与资源，2013，（6）：63-70.
[4]田青.我国城镇居民消费影响因素的区域差异分析[J].管理世界，2008，（7）：27-33.
[5]胡日东，苏桔芳.中国城镇化发展与居民消费增长关系的动态分析[J].上海经济研究，2007，（5）：58-65.
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[7]潘明清，高文亮.我国城镇化对居民消费影响效应的检脸与介析[J].宏观经济研究，2014，（1）：118-125.
论文关键词：协整，居民收入，消费，误差修正模型
一．引言
上海作为中国的国际化大都市，在变革中得到了长足的发展，取得了骄人的成绩，居民收入与消费水平不断提高。目前国际金融危机虽然有所好转，但还处于逐步恢复阶段误差修正模型，扩大内需还是保持经济增长是根本之策，然而较低的居民消费水平限制了市场的开发。改革开放以来,上海城镇居民的平均消费倾向总体上呈波动下降的趋势。其影响因素很多,但收入是影响消费的最主要的因素。消费水平没有充分开发直接影响上海经济的健康稳定发展。因此，研究收入和消费的关系有利于进一步了解国内消费市场，从而制定准确的收入分配政策和消费政策。本文根据凯恩斯的绝对收入假说，以上海为例，对居民收入与消费之间关系进行分析与建模，最后得出相应的政策建议。
二．样本数据
本文选用1978～2008 年上海城镇居民“人均可支配收入( Y) ”和“人均消费支出(C) ”,利用以1978 年为基期的上海城镇居民消费价格指数(P) ,令Yt= ( Y/ P)×100 和Ct = (C/ P) ×100 ,即得剔除价格因素后的实际收入( Yt ) 和实际消费(Ct )。为了减少数据处理中的误差，尤其是异方差，对原始数据分别取自然对数，得到实际收入（lnYt）和实际消费(lnCt)。其变动的趋势见图1误差修正模型，由此可以看出,它们都是带有趋势的非平稳序列。应用的计量分析工具是专业计量软件Eviews6.0。
图1 lnYt和lnCt 走势图图2 lnYt和lnCt 走势图
三．实证分析
（一）平稳---单位根检验
从原始序列变量图，可直观看出其不平稳的态势。时间序列计量分析需要样本是平稳的单位根过程，否则就存在“伪回归”问题。对两者进行一阶差分后, lnYt 和lnCt 相应序列图如图2 所示。由图看出,经过一阶差分后,两者图形渐趋平稳。进一步对各变量进行单位根检验以确定其是否为I（1）过程。单位根检验采用ADF检验法，单位根检验最佳滞后阶数按照AIC（Akaike Information Criterion）准则确定，AIC值越小，则滞后阶数越佳。ADF单位根检验结果见表1。
表1 lnYtt、lnCt 及其一阶差分的单位根检验结果
变量
检验形式（c,t,*)
ADF值
5%临界值
结论
lnYt
(c,t,1)
-3.07131
-3.574244
不平稳
lnCt
(c,t,1)
-2.972389
-3.574244
不平稳
lnYt
(c,0,1)
-4.561073
-2.967767
平稳
lnCt
(c,0,1)
-4.254837
【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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[关键词] 吉林省；地市区域；农村居民消费；特征研究
[中图分类号] F126 [文献标识码] A
Abstract： The consumption rate is significantly higher than the national average and neighboring in Jilin province， but consumption proportion of rural residents continues to reduce. Analyzing spatial dependence of income and consumption price index of rural residents by means of spatial autocorrelation test model， we concludes that the consumption of rural residents accords with absolute income hypothesis of Keynes， the consumption has spatial agglomeration and obvious spatial autocorrelation of nine cities， so the spatial correlations should be considered into consumption policy.
Key words： Jilin province， region， consumption of rural residents， characteristics study
一、引言
近年来，国际经济形势受到欧债危机和全球经济低迷等一系列因素影响，中国或多或少的受到了冲击，吉林省作为中国的农业大省，也不同程度感受到全球需求暴跌的冲击，就业压力加剧，这些都直接影响到吉林省民众的生活。为了应对这种冲击，吉林省应该从发展方式转变上看待问题，要积极扩大内需，特别是要加快形成主要依靠消费需求拉动经济增长的格局。吉林省通过改变三驾马车中，从前将投资作为第一位的格局，把消费放到了首位，同通过扩大居民消费需求实现吉林省经济增长的长期目标。吉林省是农业大省，拥有1492.7万农村居民，因此如何解决吉林省农村居民消费问题是摆在吉林省各级政府面前的一个关键问题。因为吉林省农村居民的消费长期低迷，其消费率一致持续在60%以上，明显高于全国平均水平及邻省。而吉林省的农村居民消费所占比重却持续降低，从1980-2012年的32年间下降了近26个百分点。因此，如何提高吉林省农村居民的消费水平，引导吉林省的农村居民朝着正确的消费方向前进，也是促进吉林省农村经济增长，调整好经济结构，促进吉林省更好的改善民生的重要决策。吉林省的农村居民消费又存在着区域性的不同特点，特别是吉林省不同地市的农村居民消费水平不同，消费结构也不一样，如何破解吉林省不同地市之间的农村居民消费水平不同的问题，防止经济在不同地市之间的不均衡和集聚现象，同时也是吉林省各级政府改善民生，制定相应经济政策和消费政策的重要内容之一。本文根据吉林省的省情，并对吉林省地市区域的农村居民收入和消费价格指数的空间依赖性进行分析，分析吉林省不同地市的农村居民消费的区域差异和集聚特征，为吉林省制定相关政策提供有价值的参考。
二、空间计量模型的相关理论
本文利用空间自相关检验模型（Global Spatial Autocorrelation），根据变量选择不同的数据并进行处理，对吉林省地市区域的农村居民消费特征进行分析研究。全域空间的自相关是从整个区域空间来探讨吉林省不同地市的农村居民消费的空间分布情况。
利用式（4）-式（6）的差值来检验吉林省n个地市区域的农村居民消费是不是存在着全域空间的自相关关系。根据相关文献资料可知，空间计量模型主要分成两种，一种是空间滞后模型，它的形式是y=pWy+xβ+ε，另一种是空间误差模型，它的形式为y=Xβ+ε，这里的ε是随机误差项向量，而且ε=Wε+μ，限于篇幅，这里就不再赘述。
三、吉林省地市区域农村居民消费特征研究的实证
本论文把吉林省地市区域农村居民人均消费作为被解释变量，把吉林省地市区域的农村居民收入水平、价格水平为解释变量，建立模型，取吉林省的长春市、吉林市、四平市、辽源市、通化市、白山市、松原市、白城市、延边市9个地级市进行回归分析，以此来验证凯恩斯的绝对收入假说。数据来源吉林省各年统计年鉴和吉林省各地市的各年年鉴。有的可能缺少某年的居民价格指数，就用居民消费价格指数代替，因为分析的空间状态，所以利用消费价格指数不会影响具体的分析结果。为了检验吉林省各地市区域的农村居民消费的差异与集聚的规律，本文拟提出两个假设作为检验的工具，第一个就是假设吉林省各个地市的农村居民消费行为满足于凯恩斯绝对收入假设理论。第二个就是假设吉林省地市区域的农村居民消费存在着空间集聚的特征。
这里的C表示消费额，Y表示收入，P表示消费价格指数，α与βi（i=1，2）为待估参数，βi表示为边际消费倾向，通过分析模型形成整体上是否成立来研究吉林省各地市区域的农村居民的消费支出是否取决于收入的绝对水平。笔者选择2012年的数据进行分析，所获得的9个地市区域的拟合优度为0.8725，大于0.8，F值为135.847，伴随概率为1.774e-021，说明模型总体上成立，又由于收入变量的参数βi是0.8014，P是0，这也说明了吉林省地市区域农村居民收入决定消费，而且边际消费倾向还比较大，所以，满足第一个假设吉林省农村居民消费符合凯恩斯的绝对收入假说的原理。又因为1986-2012年期间9个地市区域消费（根据常理，为了不出现伪回归，ECQ取对数）的MoranI平均值是0.42748，而且每一年的无空间相关假设的概率也都在0.05以下，说明了吉林省内相邻的地市区域的消费水平存在着一般意义的正相关，从这一点来看第二个假设是成立的。根据空间自相关检验模型计算得到MoranI的2001年和2010年统计值，吉林省9个地市区域农村居民消费指数2001年MoranI为0.4307，2010年MoranI为0.4425。通过计算结果可知，吉林省农村居民消费行为表现为，消费水平较高的地市是相邻的，相邻地市的消费水平也相近。
通过分析反映了地市区域农村居民消费行为的空间集聚特征，下面来验证第二个假设。如果在坐标系下进行分析，则2000年，长春位于第一象限，属于高-高的自相关关系的集群；松原和四平属于第二象限是低-高的负空间自相关关系集群；白城、通化、白山、辽源等地市在第三象限，是低-低的空间自相关关系的集群；吉林市和延边朝鲜族自治州在第四象限，是高-低的空间自相关关系。2012年，长春、吉林、延边朝鲜族自治州在第一象限，是高-高的自相关关系的集群，松原在第二象限是低-高的负空间自相关关系集群，白城、通化、白山、辽源4个市位于第三象限，也是低-低的空间自相关关系的集群；四平在第四象限，属于高-低的空间自相关关系。
通过分析可知，吉林省的各个地级市的农村居民消费在各个市域之间存在空间的扩散效应，说明吉林省相邻地级市之间消费是互相影响的，而且地市区域的消费也具有空间的相互影响现象。而且价格变量通过了显著性水平为5%的显著性检验，可是却没有通过1%的检验，这也充分证明了吉林省的物价还是比较稳定的，农村居民消费的物价弹性小，这是主要是因为吉林省各个地市区域的农民消费基本上都集中在生活必需品，价格方面的作用不是很强，因此对消费量的影响不是很大。
四、结论
本文借助空间经济计量模型，在考虑到空间因素影响的条件下，探讨了吉林省地市区域的农村居民消费所具有的特征，通过研究表明：
（一）吉林省不同地市间的农村居民消费呈现出空间集聚现象
经济发展水平决定了消费水平，由于吉林省相邻地市的经济水平相当也就导致了相邻地市的消费水平也接近，消费模式也是伴随着当地经济发展而定的。自从吉林省实行了长吉图开发开放先导区的国家战略，国家给予很多政策支持，更为长吉两市的经济联动增长提供了动力支持，只有农村居民的收入水平提高了，才能提高消费水平。农村居民的消费环境不好，消费理念、消费文化也比较低，导致消费性价比也比较低，不仅如此，农村居民还存在着习惯于维持性消费和示范和攀比的现象。
（二）吉林省9个地市的农村居民消费具有明显的空间自相关性
利用空间滞后模型，通过对吉林省地市区域的农村居民消费特征进行分析，反映出吉林省地势区域的农村居民消费具有明显的空间依赖性，地理空间效应对吉林省9个地级市的农民消费起着一定的作用。通过前文中的检验可知，空间误差模型还是能够很好地解释吉林省不同地级市的农民消费的变化规律及其影响因素的空间作用机制。
（三）吉林省在制定农村居民消费政策时应该考虑空间的相关性
根据吉林省的地图来看，地域狭长，区域跨度较大，各个市域的发展各不相同，从地市区域的范围来看，每个地级市的消费结构都不一样，消费存在着空间的正向依赖性，邻近地市的农民可以说有着传染性，存在着溢出效应，基于此，吉林省在制定农村居民消费政策时就应该把空间相关性考虑进来，同时制定政策时要向发展比较落后的地市倾斜，通过稳定物价，建立完善的社会保障机制，增强消费信心，改进农村地区销售网络，完善农村基础设施问题等下功夫。
[参 考 文 献]
[1]刘子玉.吉林省农村居民消费问题研究[D].吉林大学，2010（6）：90-120
关键词：状态空间模型 流通业 消费 动态影响
随着国民经济体制的不断改革和经济水平的不断提高，我国消费市场规模日趋扩大，城镇和农村的消费经济都得到了一定发展。消费市场必然涉及商品流通，而流通业作为生产和消费的桥梁和纽带，无疑是引导消费经济发展的先导力量。我国各级政府也越来越重视流通业的发展，充分认识到流通业增长对拉动内需的重要作用。“十”明确指出，流通发展能够实现消费、引导消费和创造消费，要把发展现代流通业作为现阶段扩大国内消费市场的一个重要抓手。部分地区以“满意消费惠万家”活动贯彻落实“十”精神，不断推进流通业转型升级。
学者们采用不同方法实证检验流通业增长对消费经济的影响，如李骏阳、包伟、夏禹铖（2011）采用偏最小二乘法检验了我国流通业对农村居民消费的影响，丁凡凡（2012）则运用协整、因果检验、回归分析等一系列计量方法检验了我国流通业发展与居民消费的关系。但纵观研究发现，大部分学者的研究以流通业对居民消费的影响系数固定为前提，能够分析流通业对居民消费动态影响的文献非常罕见。本文实证分析流通业增长对消费经济的动态影响。同时，考虑到我国二元经济的发展模式依然存在，故分城镇和农村两个层面分别进行探讨。
研究方法、变量选取及数据处理
（一）研究方法
为了定量研究流通业增长对消费经济的动态影响，本文采用Akaike在1976年提出的状态空间模型进行实证。状态空间模型属于动态时域模型，是一类将隐含的时间作为自变量的计量模型，它多用于多变量时间序列的估计和预测。状态空间模型包括两个参数方程，分别为量测方程（measurement equation）和状态方程（state equation）。设yt表示含有k个变量的k维向量，该变量向量与m维的状态向量αt存在相关性，该状态空间模型可写为：
（1）
其中，第一个方程为量测方程，第二个方程为状态方程，Zt表示k×m阶的量测矩阵，Wt表示m×m阶的状态转移矩阵，dt和ct分别为k×1和m×1向量，Rt表示m×g阶矩阵，ut和εt分别为k维和g维的误差向量，而且两个误差向量互不相关。根据状态空间模型的原理，两个误差向量应满足如下关系：
（2）
其中，Ht和Qt分别为两个误差向量ut和εt的协方差矩阵。量测方程和状态方程等式右边除误差向量和状态向量外的所有矩阵或向量，以及两个误差向量的协方差矩阵统称为非随机的系统矩阵，这些矩阵的变化趋势可以预测，因此矩阵也可预先确定。
以式（1）为框架，可以将线性的固定参数模型扩展为可变参数的状态空间模型，具体形式如下：
yt = xtβt + zt γ+ ut （3）
其中，βt表示随时间变化而发生变化的变系数向量，反映解释变量xt对被解释变量yt影响的动态性，γ为固定参数变量。假设变系数向量βt的变化满足一阶向量自相关过程，即有：
βt = φ βt-1 + εt （4）
式（4）也称为AR（1）模型。其中，φ为自回归参数向量的系数，εt为随机误差项。根据状态空间模型的原理，式（3）、式（4）的两个误差向量应满足如下关系：
（5）
对于式（4）而言，由于参数向量βt为不可观测向量，因此需借助可观测向量yt 和xt进行估计。具体地，可通过卡尔曼滤波方法进行估计。
（二）变量选取及数据处理
本文采用1996-2011我国城镇和农村的时间序列数据作为研究样本，对城镇和农村两个层面分别进行实证检验。对各变量的选取及数据来源作如下说明：
1.被解释变量：消费水平。基于数据的可获得性，本文选取居民人均消费支出水平作为消费水平的指标，其中，以城镇居民人均消费支出作为城镇层面的被解释变量，数据来源于1997-2012年《中国统计年鉴》；以农村居民人均生活消费支出作为农村层面的被解释变量，数据来源于1997-2012年《中国农村统计年鉴》。
2.解释变量：流通业发展水平。以往有部分学者仅以社会消费品零售额作为流通业发展水平的指标（冉净斐，2008），这样的选择存在其合理性，因为它是流通经济规模的总体反映。但是，仅以此作为流通业发展水平来检验流通业增长对消费经济的影响，显得较为片面，因为社会消费品零售额侧重反映商品市场交易方面，而忽视了流通业生产的行为过程。流通业作为一类综合性生产服务业，其生产者的经济行为也从一定程度上影响了消费经济。本文在保留社会消费品零售额这个变量的基础上，参考李俊阳（2011）等的研究，以C-D生产函数为切入点，引入流通业劳动要素和流通业资本要素两个变量，分别反映流通业的组织规模和发展环境。其中，农村社会消费品零售额采用县及县以下农村消费品零售总额表示，且由于城镇消费零售规模远高于农村，故直接采用社会消费品零售额作为城镇消费品零售额的指标。
在选取流通业劳动要素和资本要素指标时，首先对流通业进行界定。基于数据的可得性，选取批发和零售业、住宿和餐饮业两大行业综合作为流通产业体系。城镇流通业劳动要素采用批发零售和住宿餐饮业城镇单位就业人数表示，农村流通业劳动要素采用批发零售和住宿餐饮业乡村就业人数表示，城镇和农村的相关数据分别来源于历年《中国统计年鉴》和《中国农村统计年鉴》。需要注意的是，由于2005年之前没有批发零售业和住宿餐饮业两大行业的具体数据，而分为批发零售贸易业和餐饮业，本文以这两大行业的数据之和作为流通业数据。城镇流通业资本要素采用批发零售和住宿餐饮业城镇固定资产投资完成额表示，农村流通业劳动要素采用批发零售和住宿餐饮业农村固定资产投资完成额表示，城镇和农村的相关数据分别来源于历年《中国统计年鉴》和《中国农村统计年鉴》。
3.控制变量：收入水平。一个地区居民收入水平高低是消费水平高低的重要影响因素，因此本文将其作为控制变量引入。其中，城镇居民收入水平采用城镇居民家庭人均可支配收入表示，农村居民收入水平采用农村居民家庭人均纯收入表示，数据来自历年《中国统计年鉴》。
受通货膨胀的影响，一个地区的名义消费水平往往不能真实反映消费水准，因此有必要根据价格指数对原始数据进行调整。同理，社会消费品零售额、固定资产投资额和居民收入水平也都需要根据相应的价格指数进行调整。城镇居民消费水平和收入水平均按城市居民消费价格指数进行平减调整，农村居民消费水平和收入水平均按农村居民消费价格指数进行平减，城镇社会消费品零售额和农村社会消费品零售额分别按城市商品零售价格总指数和农村商品零售价格总指数表示。由于难以具体获取城镇和农村固定资产投资价格指数，故对城镇和农村流通业固定资产投资完成额均按固定资产投资价格指数进行平减。所有价格指数的数据来自1997-2011年《中国统计年鉴》。
流通业增长对消费经济动态影响的实证分析
（一）城镇层面
1.模型设定。根据前述状态空间模型理论，设定本文的计量模型如下：
量测方程：
ln CONt = β ln INCt + α1，t ln SELt +α2，t ln Lt +α3，t ln Kt + ut
状态方程：
α1，t=α1，t-1+ε1，t
α2，t=α2，t-1 +ε2，t （6）
α3，t=α3，t-1+ε3，t
其中，下标t表示年份，CONt表示t年居民人均消费支出，SELt表示t年社会消费零售额，Lt 表示t年流通业从业人员数，Kt 表示t年流通业固定资产投资完成额，INCt表示t年居民人均收入。β0、β1均为固定参数，α1，t、α2，t、α3，t均为时变参数。ut为量测方程的误差项，ε1，t、ε2，t、ε3，t分别为三个状态方程的随机误差项。
2.实证结果及分析。城镇层面相关变量的数据如表1所示。
根据式（6），采用卡尔曼滤波方法对城镇层面的数据进行实证检验，结果如下：
α1，t = α1，t-1，α2，t = α2，t-1，α3，t = α3，t-1 （7）
其中，α1，t、α2，t、α3，t的最终状态估计值分别为0.033、0.039和0.068。根据状态空间模型的回归结果可知，各个变量对城镇居民消费水平均有显著的影响，可见该回归结果是比较稳健的。为了更清晰地分析流通业各个变量对城镇居民消费水平的动态影响，根据式（7）的回归结果，给出时变参数α1，t、α2，t、α3，t的变化情况，具体如图1、图2、图3所示。
根据式（7），城镇居民收入水平的系数为0.885，且在1%的水平显著，表明城镇居民人均可支配收入每提高1%，将带动城镇居民消费支出提高0.885%，这与以往大量研究得到的城镇居民收入水平对消费支出水平有显著正向推动作用的结论非常类似。由图1可知，1996-2011年城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的弹性系数存在明显的波动特征，且这种波动基本表现在1996-2004年期间，2004年以后该弹性系数呈平稳增加，但增幅很小。在1996-1999年期间，我国城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的弹性系数呈显著增加趋势，产生这种现象的原因在于20世纪90年代是我国消费增长的初步加速期，随着“九五计划”的不断推进，国民经济不断增长，人民生活水平不断提高，小康社会不断发展，尤其是国内市场消费水平明显提升。而消费市场的崛起为我国流通业的发展提供了强大动力，由于流通业的发展促进国内消费品市场的不断扩张，因而能进一步推动城镇居民消费支出的增长。但是，1999-2001年期间，我国城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的弹性系数呈显著降低趋势，原因很可能是1997年亚洲金融危机带来的滞后性影响阻碍了我国城镇消费零售的快速增长，进而影响了城镇消费零售市场扩张对城镇消费水平的促进作用。在2001-2004年期间，我国城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的弹性系数呈“N”型波动特征，原因可能是这段期间我国消费零售市场在新一轮改革中不断调整。2004年以后，我国城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的弹性系数基本稳定，表明城镇消费零售市场已不断成熟，对城镇消费水平的影响也基本稳定下来。图4描绘了城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的贡献率（贡献率计算公式为：δ = α1，t×100×（SELt/ SELt-1 - 1），其中，δ为贡献率，SELt为t期社会消费品零售额，α1，t为城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的弹性系数），从中可以发现，整个样本期间城镇消费零售规模对城镇居民消费水平的贡献率与弹性系数的变化趋势基本保持一致。
由图2可知，我国城镇流通业劳动规模对城镇居民消费支出的弹性系数呈现波动上升趋势，说明我国城镇流通业劳动规模对城镇居民消费水平的影响正婉转式地提高。但是，从图4也可以发现，城镇流通业劳动规模对城镇居民消费水平的贡献率并没有出现类似变化，在2007年以前基本呈零点附近波动趋势，原因可能在于城镇流通业从业人员的统计口径发生变化，从表1的数据也可以看出，1996-2006年从业人员规模不断缩小。由图3可知，我国城镇流通业资本规模对城镇居民消费支出的弹性系数呈现“两端平缓中间波动”的趋势。尤其是在1996-1999年期间，城镇流通业资本规模对城镇居民消费支出的弹性系数趋于零，原因可能在于改革开放初期政府对流通业投资重视度不够，以致流通业投资对象较为单一，投资效率低下。但1999-2005年期间该弹性系数的波动很大，原因可能是政策的调整使得流通业投资不断提高，但由于流通业自身基础设施薄弱，发展环境没有达到理想状态，致使其投资效率发挥不稳定。
（二）农村层面
根据式（6），采用卡尔曼滤波方法对城镇层面的数据进行实证检验，结果如下：
α1，t = α1，t-1，α2，t = α2，t-1，α3，t = α3，t-1 （8）
其中，α1，t、α2，t、α3，t的最终状态估计值分别为0.299、0.038和0.059。根据状态空间模型的回归结果可知，各个变量对城镇居民消费水平也均有较显著的影响。为了更清晰地分析流通业各个变量对农村居民消费水平的动态影响，根据式（8）的回归结果，给出时变参数α’1，t、α’2，t、α’3，t的变化情况，具体如图5、图6、图7所示。
根据式（8）可知，农村居民人均可支配收入每提高1%，将带动农村居民消费支出提高0.718%。由图5可知，农村消费零售规模对农民消费水平的弹性系数存在明显波动特征，尤其表现在1996-2006年期间，在2006年以后该弹性系数基本趋稳。在1999年和2002年该系数均达到波峰，这与城镇的情况基本类似。由图6可知，我国农村流通业劳动规模对农民消费支出的弹性系数呈现“先波动后趋稳”的特征，在2002年和1999年分别达到波峰和波谷。2005年以后，该系数基本稳定，表明农村流通业劳动规模对农民消费支出的影响趋稳。由图7可知，我国农村流通业资本规模对城镇居民消费支出的弹性系数呈“U型”变化，且在2007年以后，该系数基本趋稳，表明农村流通业资本规模对农民消费支出的影响也趋于稳定。综合观察城镇和农村该系数的变化特征可知，两者均于2007年以后趋于平稳，表明我国流通业资本环境改革对消费的促进作用在城乡基本保持同步。
综上所述，本文利用状态空间模型的框架，实证检验了我国城镇和农村流通业增长对消费经济的动态影响。综合实证结果得到结论如下：城镇和农村流通业发展对消费经济的影响均存在时变特征；城镇、农村消费零售规模对消费经济的影响均存在明显波动，且波动特征类似；城镇、农村流通业劳动规模对消费经济的影响存在明显不同的变化特征，其中城镇为波动上升趋势，农村为中间波动两端持稳；城镇和农村流通业资本规模对消费经济的影响虽然存在差异，但基本同时趋于稳定。
参考文献：
1.李骏阳，包伟，夏禹铖.流通业对农村居民消费影响的实证研究[J].商业经济与管理，2011（11）
2.丁凡凡.流通业发展与居民消费关系研究[D].首都经济贸易大学硕士学位论文，2012
3.Mats V.Subspace-based state-space system identification[J].circuits systems signal. Processing，2002，21（1）
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。
参考文献：
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[2]Hjelm，G.，Is private consumption gr-
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[3]胡书东.中国财政支出和民间消费需求之间的关系[J].中国社会科学，2002（06）.
[4]李广众.政府支出与居民消费：替代还是互补[J].世界经济，2005（05）.
[5]俞莉.江苏省居民消费结构变化对产业变动的影响[D].江苏大学硕士学位论文，2005.
关键词：居民消费，人均国民生产总值，实证分析
一、引言
改革开放以来，我国经济有了飞速地发展，随着居民生活水平的提高，消费水平也有了显著的提高。但是,投资和消费的增长比例关系却不尽如人意,消费增长大大慢于投资增长,消费需求对经济增长的贡献率不断下降并成为当前经济运行中的重要问题。为实现扩大内需、拉动经济增长的长效目的,我们要在洞察当前居民消费现状的基础上,深入分析居民消费增长缓慢的原因,并探索扩大居民消费需求、拉动经济增长的对策和措施。我们就从人均量的角度出发，建立计量经济模型来对上述问题进行分析。
二、数据说明
从《中华人民共和国年鉴》上得到人均国民生产总值（GDP）、农村居民人均消费和城镇人均消费的数据（1988--2009）。在本文，采取GDP为Y作为因变量，农村居民人均消费X1和城镇人均消费X2作为自变量。，居民消费。具体数据见下表：
表1单位：元
obs Y X1 X2 Y1 X3 X4 1988 379 138 405
