居民消费水平论文范文
时间：2023-04-08 21:00:01
导语：如何才能写好一篇居民消费水平论文，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。
篇1
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。
篇2
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
篇3
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）
篇4
要将扩大居民消费作为推动经济发展的永久性、战略性举措，就必须推进供给侧结构性改革，培育新的消费需求增长点，构建扩大居民消费需求的长效机制。本文以贵州省为例，利用主成分回归分析法，从消费意愿、消费能力、消费供给、消费环境四个方面全面探讨居民消费需求的影响因素及影响程度，并提出构建扩大居民消费需求长效机制的财政金融对策，以期为贵州省、中国西部地区乃至全国提高消费、扩大内需提供有益的借鉴。
关键词：
消费需求；收入分配状况与制度；财政金融政策；供给侧改革；主成分回归分析法
一、引言
自改革开放以来，我国GDP年均增长率达9.5%，2015年GDP预计达到68.2万亿元。早在2010年我国GDP总值已超过日本，成为世界上仅次于美国的第二大经济体①。然而我国GDP的增长过度依赖于投资和出口，消费占GDP的比率（最终消费率）远远低于世界平均水平，出现投资、消费与出口不协调的局面。而在消费的变化上，我国政府消费率一直处于平稳状态，居民消费率和最终消费率的变化趋同（如右图），可见最终消费率的变化主要来自于居民消费率的改变。要通过扩大内需，提高居民消费，使其成为国民经济新的增长点，就必须建立居民消费需求长效机制，发挥国家政策助力，以国家发展战略的高度长期推进。构建扩大居民消费需求长效机制的财政对策和金融对策，好比人的“左右手”，必须双管齐下。本文以西部十二省中相对落后的贵州省为例，根据贵州省实际，因地制宜分析该省居民消费的现状及其影响因素，探求有效的财政金融对策。
二、居民消费需求影响因素的定性分析
构建居民消费需求长效机制的财政金融对策，需要重点研究影响居民消费需求的因素及其影响程度。在借鉴现有文献和前人研究的基础上，本文将影响居民消费需求的因素归结为四大类：消费意愿、消费能力、消费供给、消费环境。一是消费意愿。简单的说，居民消费意愿就是民众花钱购买商品的欲望，居民的消费意愿是影响消费需求的主观因素，更多的是心理因素与偏好，难于量化。
在传统的西方经济理论中，学者们普遍认为社会保障体系对宏观经济具有“自动稳定器”功能，社会保障体系建设事关居民的消费水平，很大程度上会影响居民的消费意愿。社会保障覆盖率越高，居民的消费意愿就越强烈。一方面，本文选择社会保障覆盖率②间接作为居民的消费意愿来反映不确定性因素对居民消费需求的影响；另一方面，流动性约束是限制居民消费意愿的重要原因，银行金融机构应当以居民的合理预期和未来收入为基础为其提供消费信贷，倡导超前消费，以增加居民现有购买力，缓解流动性约束对消费的影响，解决消费需求乏力的矛盾，进一步提高居民消费意愿。因此，本文选择个人消费贷款数额表示流动性约束对居民消费需求的影响。
二是消费能力。稳定的收入是居民消费能力最直接体现，是影响居民消费的重要因素。而收入主要用于消费和储蓄，凯恩斯的绝对收入理论认为，收入的增长速度总是快于消费的增长速度，这就往往造成居民消费需求的相对不足，消费滞后，故从根本上说，居民收入水平对消费水平具有决定性的影响。本文把收入分为居民收入水平和居民收入分配状况。其中，居民收入又可分为城镇人均可支配收入及农村人均纯收入。考虑到城乡人口数统计存在缺漏，本文的居民收入水平用人均地区生产总值来表示。凯恩斯指出，不同收入阶层居民，其平均消费倾向(APC)也存在很大差异，高收入者具有较低的APC，而低收入者具有较高的APC，分配的均衡有助于平均消费倾向的提高。由于基尼系数统计存在遗漏，本文的收入分配状况用城乡居民可支配收入比来表示，即城镇居民可支配收入与农村居民人均纯收入的比值，比值越大，表明收入差距越大。
三是消费供给。消费与供给两者密切联系，供给创造需求，需求反之影响供给。一般情况下，供给越多，居民的消费需求就越大。此处所指的供给主要从政府供给的层面来讲。指出“：在适度扩大总需求的同时，着力加强供给侧结构性改革，着力提高供给体系质量和效率。③”当前，中国经济陷入产能供给过剩与新兴消费需求乏力的结构性困境，然而，通过政府投资和释放流动性手段的需求管理政策已经不能再次刺激经济增长，但由于政府公共服务供给不足也会挤占居民消费，限制我国消费需求的快速增长，因此，应该从供给侧改革层面上去化解结构性矛盾，寻求新的消费需求。本文借鉴已有文献方法用一般公共服务财政支出来表示政府公共支出水平。鉴于前面提到的流动性约束的影响，本文将金融机构的数量也作为消费供给的指标，金融机构的数量越多，居民进行消费信贷的选择越多，贷款的可能性也会增大，进而提高居民的消费需求。提供消费信贷的金融机构很多，但主要是银行，且鉴于数据的可获得性，本文用银行类金融机构的数量来表示。
四是消费环境。影响居民消费需求的外在环境因素很多，包括政治、经济、社会和法律环境等，但很多环境因素难以量化，本文主要选择经济环境中相对重要的消费物价水平和利率水平环境衡量对消费需求的影响。一般来说，物价的显著上升或下降将会引起居民购买数量的显著变动，人们会根据物价变动作出的预期来决定自己的消费支出，居民所处的消费价格环境是影响居民消费需求的重要因素，本文选择居民消费价格指数来表示物价水平。利率对消费的影响具有不确定性，主要取决于利率变动对储蓄的替代效应和收入效应，即由收入的时间成本和当前消费的效用权衡决定，如果收入效应占主导，那么利率对消费的影响为正，反之为负，总之，利率水平是影响消费的重要因素，本文用一年期人民币存款基准利率来表示。
三、贵州省居民消费需求影响因素的实证分析
（一）变量选取及数据说明本文建立模型所选用的因变量是居民的人均消费水平Y，根据前面对影响因素的定性分析，选择的相应自变量是：社会保障覆盖率（X1）、个人消费贷款（X2）、人均地区生产总值（X3）、城乡居民收入差距（X4）、地方财政一般公共服务支出（X5）、全省银行类金融机构数量（X6）、居民消费价格指数（X7）、一年期人民币存款基准利率（X8）。本文以贵州省2004~2013年的相关数据进行分析。其中，个人消费贷款和全省银行类金融机构数据来源于《中国区域金融运行报告——贵州省金融运行报告》；一年期人民币存款基准利率根据中国人民银行网站原始数据计算得出，计算方法为加权平均法，以利率持续天数占整年天数之比为权重；其余数据来源于国家统计局、贵州省统计年鉴和统计公报。
（二）实证分析与结果解释首先，对贵州省的居民人均消费水平（Y）与所有的因变量（X1，X2，X3，X4，X5，X6，X7，X8）做相关分析，得到变量间的相关系数矩阵（见表1）。可见贵州省人均消费支出除了跟自变量居民消费价格指数（X7）和一年期存款基准利率（X8）的相关性不是很强外，跟其他自变量之间的相关性都很强。从表2可以看出，8个自变量的容许度都接近于0，而容许度越小，表明共线性越严重，一般T<0.1时，说明共线性非常严重；方差膨胀因子（VIF=1/T）越大，说明共线性越严重。综上可知，本文的自变量之间存在着严重的多重共线性，因此，本文采用主成分回归分析方法重新建立回归模型进行分析。对数据进行标准化处理，并得到了相关系数矩阵的特征值（见表3）和未作旋转的载荷矩阵（见表4）。从表3可知，第一主成分解释了总变异的69.738%，第二主成分解释了总变异的20.272%。前两个特征值的累积贡献率达到90.01%（>85%），因此，本文选择前两个主成分进行分析，其成分矩阵见表4。上面所有影响因素中，贵州省个人消费贷款额（X2）对人均消费水平（Y）影响程度最大，个人消费贷款每提高1%，贵州省人均消费支出水平增长0.183%，说明贵州省居民的消费水平很大程度上受流动性约束的影响，要提高贵州省居民的消费水平，必须发展其个人消费信贷，解决流动性约束问题。其次，人均地区生产总值（X3）和地方财政一般公共服务支出（X5）每提高1%，分别会导致贵州省人均消费支出水平增长0.18%和0.177%，二者对于人均消费支出提高的效果是非常强的，说明贵州省人均消费支出高度依赖于人均收入和地方政府财政对居民消费的支持。再次，贵州省城乡居民收入比（X4）每提高1%，会导致贵州省人均消费支出水平下降0.164%，说明收入分配的不均会很大程度上抑制居民消费需求的发展。而社会保障覆盖率（X1）和全省银行类金融机构的数量（X6）对贵州省居民消费支出的正向促进作用相对弱些，但绝对比例仍然达到0.161%和0.15%。最后，我们可以看出，居民消费价格指数（X7）和一年期人民币存款基准利率（X8）对人均消费支出的影响均为负，即物价水平的提高，会降低贵州省居民的消费需求，同时，利率对人均消费支出的影响为正，说明替代效应占主导，但是两者对人均消费支出的影响均较小。
四、构建扩大居民消费需求长效机制的财政金融对策
(一)创新金融产品，丰富小微金融服务，以消费信贷刺激居民消费需求增长从上面实证分析看出，个人消费信贷对贵州省居民消费支出的影响最大，贵州省各金融机构应该调整信贷机构，主动积极地向消费者提供信贷支持，允许、鼓励和扶持更多的中小商业银行、小贷公司等相关金融机构开展向广大居民、个体私营户等提供个人消费信贷业务，提供人性化的消费金融产品，大力加强消费信贷业务营销，帮助居民了解和树立新型消费观念，合理引导居民的消费预期。同时，要在政策允许范围和风险控制能力以内开发多样性金融产品，适合农村多元化的金融服务需求以刺激居民消费转型升级。此外，可适当扩展消费信贷对象的外延，为生产大量消费品的企业提供消费信贷，这样也会间接带动消费的发展。
（二）建立收入稳定增长的长效机制贵州省是全国贫困人口最多、贫困面最大、贫困程度最深的省份，人均收入全国靠后。实施脱贫攻坚战略，应当有政府和政策性金融机构协力推进，政府部门加大财政支出，政策性金融机构实施扶贫开发，人民自立更生。通过增加就业岗位，鼓励创业创新，将扶贫工作漫灌式输血变为精准式造血，拓开居民收入来源，提高居民实际收入，特别是边远地区农民和城镇低收入居民的收入，缩小居民收入差距，调节居民收入分配比例，提高社会平均消费倾向，构建城乡居民收入稳定增长的长效机制。
（三）推进供给侧改革，培育新兴消费增长点需求与供给相辅相成，需求是通过对产品的最终消费拉动经济增长，而供给侧则是从生产端和供给端来“推动”经济增长。贵州省经济发展相对落后，但是具有环境未曾遭受破坏、资源丰富等后发优势，因此贵州省有必要将资源要素供给从产能过剩的行业中释放出来，完善政府供给机制，健全社会保障体系，讲求供给效率，将资源的有效供给、资本的有效供给和好环境的有效供给向新兴产业转移，优先发展某一方面消费如服务业消费，然后通过乘数效应带动其他方面消费，进而更加有效的带动整个消费的发展，以培育贵州省新兴的消费增长点。
（四）推动新型城镇化，营造良好消费环境，促进潜在消费转化为现实有效需求总理再三强调，要坚持推进以人为核心的“新型城镇化”，这是我国未来发展的潜力所在。因此，贵州省必须抓住国家建设新型城镇化发展的契机，引导社会资本投入城镇公共设施建设，为广大居民营造一个环境舒适，公正诚信的消费环境，加速农村剩余劳动力的转移，提高劳动生产率，进而使农村潜在的消费需求变为现实的有效需求。
参考文献:
[1]陈少强,刘玲.建立扩大消费需求的长效机制［J］.中国财政，2011（1）.
[2]赵霞，刘彦平.居民消费、流动性约束和居民个人消费信贷的实证研究［J］.财贸经济，2006（11）.
[3]蔡浩仪,徐忠.消费信贷、信用分配与中国经济发展［J］.金融研究,2005（9）.
[4]郭呈全，陈希镇.主成分回归的SPSS实现［J］.统计与决策，2011（5）.
[5]都俊杰，何仙平，乔林.基于主成分回归分析方法的消费需求研究——以湖北省为例［J］.安徽农业科学，2013（22）.
[6]文启湘，张慧芳.论构建扩大消费的长效机制［J］.消费经济，2011（2）.
[7]刘兴远.扩大消费需求的瓶颈因素与路径选择——基于江苏省的实证分析［J］.现代经济探讨，2007（4）.
篇5
关键词：社会保障 居民消费 储蓄
长期以来，社会保障制度被看作是经济的“内在稳定器”和“减震阀”，发挥着重要的收入再分配的功能。同时，建立完善的社会保障网络，增进国民整体福利水平还被认为可以改变居民的收入预期和消费行为，进而对经济发展起到相应的刺激作用。目前我国社会保障体系的改革正由点到面逐步展开，由城乡分割向城乡统筹转变。这种变化和发展必然会使居民消费和储蓄行为呈现出新的特征，给学者提供更大的研究空间。因此，有必要对社会保障和消费之间的关系进行梳理。
理论文献中的社会保障与消费
（一）经典理论文献中的社会保障与消费
在西方经典理论文献中，涉及社会保障与消费之间关系的理论主要有绝对收入假说、生命周期理论、永久收入理论和预防性储蓄理论。1936年，在《就业、利息和货币通论》一书中，Keynes表述了通过社会保障体系将收入由边际消费倾向较低的高收入者转移给边际消费倾向较高的低收入者，会提升社会总体消费水平的观点。20世纪50年代，Modiglian的生命周期假说和M.Friedman的永久收入消费理论基本上同时发展起来。前者以在一生中平滑消费来解释居民消费和储蓄行为，认为社会保障体系越完善、水平越高，人们的储蓄意愿也就越弱，消费率就会越高。后者则将社会保障视作永久收入，并以此为基础，推断以增进社会整体福利水平来改变居民收入预期进而影响居民消费，要比减免税收等暂时性的措施效果要好。1968年，Leland提出预防性储蓄理论，认为社会保障具有社会保险方面的功能，可降低居民或家庭对未来收入和支出的不确定性，进而减少谨慎性储蓄，主动扩大消费。
（二）后续理论文献中的社会保障与消费
尽管各种学说构建研究框架的假设、分析的侧重点有所不同，但大都得出了社会保障体系的建设和完善与居民消费之间呈现出正相关关系的结论，但西方也有学者对此观点持谨慎态度。1974年，哈佛大学教授Martin Feldstein发表了论文《社会保障，引致退休，资本积累》，提出了社会保障的“资产替代效应”与“引致退休效应”。“资产替代效应”是一种“挤出储蓄”的力量，而“引致退休效应”则会迫使人们为退休时期的延长进行更多的储蓄。他认为社会保障体系对储蓄和消费的影响将取决于“资产替代效应”与“引致退休效应”的净效应。
经验文献中的社会保障与消费
（一）得出正相关结论的经验研究
在提出了“资产替代效应”与“引致退休效应”后，Feldstein还以美国1929年至1971年的数据对此观点进行了实证研究。研究结果表明，美国的现收现付公共养老金计划使储蓄降低了大约50%，显然在美国“资产替代效应”大于“引致退休效应”。1994年，Jonathan Gruber对失业保险和消费之间的关系进行了实证研究。他研究的方法十分独特，分别考察了有失业保险和没有失业保险两种条件下失业期间消费的下降情况。根据他的研究，如果没有失业保险，失业期间消费将下降21%，如果有失业保险，消费仅下降7%。1999年，Ndikumana与Allene利用67个国家七个年份的截面数据，对收入分配和消费规模进行了回归分析，结果发现收入分配均等程度较高的国家，经济增长率和消费总水平也相对较高。而社会保障本身就具有重要的调节收入分配的功能，通过社会保障体系转移收入，有利于提高消费。2005年Wouter Zant在荷兰所做的研究也得出了相似的结论。
（二）得出负相关结论的经验研究
1965年，Phillip Cagan利用1958-1959年消费者联盟中15000位会员的数据来分析养老金对储蓄的影响，发现参加养老金计划会唤起人们的退休欲望，从而增加储蓄，减少消费。1975年，Blinder运用美国1949-1972年的时间序列数据进行实证研究，得出了收入分配调整对居民总消费需求没有显著影响的结论，这也就意味着通过社会保障体系缩小收入差距，进而提高消费水平的渠道在这一时期并不顺畅。
综上所述，国外学术界对于社会保障与消费之间关系的研究仍是在不断发展与完善的。虽然主流观点倾向于社会保障对居民消费有积极的促进作用，但并未取得结论上的完全一致。这一方面源于模型的框架、解释变量的选用和研究方法的不同，另一方面则是源于各国社会保障体系本身存在着重大差异。
我国关于社会保障与消费之间关系的研究
1999年是我国社会保障制度改革的分水岭，而关于社会保障与我国居民消费之间关系的研究也自1999年分为两个阶段，具体如下：1999年之前，学者们大多以绝对收入假说、生命周期和持久收入假说为理论框架，1999年之后，学者们一般以预防性储蓄理论为研究基础。1994年，臧旭恒考察了计划经济体制下的居民消费行为，认为居民消费和传统福利保障之间存在着正相关关系；1999年，赵新安、程义全对我国城镇居民消费倾向的变化和社会保障费用支出的变化进行了分析，发现二者的变动趋势基本一致。总体来说，这个时期研究的内容相对简单、直观。1999年，宋铮对1985-1997年的数据进行回归分析，认为未来收入的不确定性是影响中国居民储蓄的最主要因素，而要想启动居民消费，首先要启动居民未来的收入预期。2000年，龙志和、周浩明基于预防性储蓄理论，对1991-1998年我国居民的储蓄行为进行分析。结果显示这九年间，居民储蓄的预防性动机明显，未来收入的不确定性越大，储蓄的规模也就越大，消费也会随之萎缩。这两项研究均从谨慎性储蓄的角度肯定了社会保障对消费的积极影响。2006年，韩冰等利用2002年全国各地区消费和收入的横截面数据，得出了社会保障支出与居民消费之间的相关系数为0.171125，仅排在居民可支配收入这一影响因素之后。
除了对全国的情况进行分析外，学者们也考虑到我国社会保障体系的二元性，做了具有针对性的研究。2001年，王丽娜通过对比分析，发现在我国农村地区，由于传统福利被打破而新的社保体系还远不完善，农村居民消费占居民消费的比重从1978年的62.1%下降到2001年的50.1%。2004年，冉净斐以2000年和2001年全国农村住户的调查数据为依据，得出了农村社会医疗保险有利于增加农村居民即期消费的结论。2007年，陶纪坤指出，农村居民收入偏低是制约我国农村市场消费潜力的主要因素，而农村社保网络的建立与完善可以通过直接和间接的方式增加农民收入，促进农民消费。
虽然大多数研究都肯定了社会保障对消费的促进作用，但也有学者对此表示了不同看法。如赵卫华（2004）、杨天宇和王小婷（2007）。他们均认为在我国，社会保障的“引致退休效应”要大于“资产替代效应”，因此社会保障对消费的净效应应该是负的。
我国关于社会保障与消费之间关系研究的不足
最近二十多年，发达国家对社会保障和消费的理论研究又有了新的进展，给我国相关研究提供了模版和范例。而我国不同于发达国家的经济增长模式、体制改革背景也要求我国学者不能照搬国外的理论，必须结合我国实际情况进行研究。由于我国社会保障与消费之间关系的研究长期处在学习和探索阶段，存在着一些不足和薄弱之处，主要体现在以下三个方面：
（一）新兴消费理论在国内的适应性研究
20世纪80年代末，缓冲库存储蓄理论和目标储蓄理论相继出现，把收入冲击、流动性约束、目标性消费等因素纳入分析框架内，这不仅丰富了储蓄理论，也延展了社会保障与消费之间关系的研究，但国内的相关研究较少。2002年，朱国林等曾经从生存性消费、遗赠储蓄和预防性储蓄动机出发，建立了一个研究消费的理论框架，但这三大动机和目标性消费动机在内涵上有不小的差距。因些可以说，国内对预设消费目标和流动性约束条件下社会保障影响消费的机理分析还很不成熟，并且也缺乏这方面的实证研究。
（二）社会保障与农村居民消费研究
从1991年到2009年，农民人均纯收入快速增长，由708.6元增加到4760.62元，农村市场也就自然而然的被看作是危机之际拉动内需的主要力量。完善农村社会保障网络，提高农村社会保障水平也就具有了特殊的意义。2010年的中央财政预算，已经把农村社会保障作为拉动内需、保障民生的重点来投入，中央财政安排的农村低保、新农合、农村医疗救助等方面的补贴资金有较大幅度增加，也为新农保试点预留了资金。但与此相对应的是我国关于农村社会保障与农村居民消费之间关系的研究相对滞后。到目前为止，农民工和失地农民的社会保障仍在理论和实践的探索中，也缺乏对农村低保、新农合、农村医疗救助等不同类型的社会保障方式影响农村居民消费的比较研究。
（三）社会保障对不同收入阶层居民消费的影响研究
伴随着改革开放，我国收入分配差距急剧扩大。2006年，世界银行认定中国的基尼系数达到了0.47，越过了0.4的警戒线。而在理论研究中，收入增长和收入分配对消费的影响并未达成一致。Keynes的经典理论认为在收入增长的过程中边际消费倾向递减，但炫耀性消费理论却给出了边际消费倾向递增的消费函数（Walther，2004）。因此，对社会保障与我国各阶层消费之间的关系也不能一概而论。但由于社会阶层的界定比较复杂、各阶层社会保障数据可得性也较差，国内不论是运用时间序列数据展开的长期研究，还是利用截面数据进行的短期研究都比较薄弱。
参考文献：
1.Wouter Zant.Social security wealth and aggregate consumption:An extended life-cycle model estimate for the Netherlands[J]. De Economist,2005
2.Levchenko A. Financial Liberalization and Consumption Volatility in Developing Countries [J]. International Monetary Fund Staff Papers, 2005,(2)
3.Feldstein.Social Security, Induced Retried and Aggregate Capital Formation[J]. Journal of Political Economy,1974,(82)
4.Cagan, Phillip. The Effect of Pension Plans on Aggregate Saving:Evidencefrom a Sample Survey[M].New York:Columbia Univ. Press,1965
5.臧旭恒.中国消费函数分析[M].上海三联书店，1994
6.宋铮.中国居民储蓄行为研究[J].金融研究，1999（6）
7.冉净斐.农村社会保障制度与消费需求增长的关系研究[J].南方经济，2004（2）
8.陶纪坤.论农村社会保障与扩大内需的关系[J].当代经济管理，2007（3）
篇6
论文摘要：随着2008年北京奥运会的日益临近，体育及其相关的议题正在成为人们的焦点，研究我国体育消费水平现状和200$奥运后体育消费水平的发展趋势时促进我国体育人口的增加、体育消费水平的提高和体育产业的迅速发展有重要的理论价值。
随着我国国民经济的发展体育消费今年逐步增长尤其在2008奥运会后，我国体育必将紧随世界体育潮流，向“个性化.平民化.娱乐化.消费化、财富化“方向大步前进。体育消费水平是体育消费中的重要组成部分是衡量体育消费的一个核心的概念，了解体育消费必须分析体育消费水平。
一、体育消费的概念、类型
体育消费是指人们在体育活动方面的个人消费支出。它不仅是指人们买票去观看体育比赛或体育表演更主要的是指人们为了身心健康、陶冶情操.获得美的享受积极、健康地欢度闲暇时间，丰富生活内容和提高生活质量促进德智体全面发展而从事的各种各样与体育有关的个人消费行为。体育消费根据体育消费者通过支付货币而获得的体育消费品的不同功能，可分为三类:观赏型体育消费，实物型体育消费和参与型体育消费。
二、体育消费水平的概念及当前我国体育消费水平的现状分析
1.体育消费水平的概念及衡量指标
体育消费水平是指一定时期内按人口平均实际消费的各种体育物质产品和服务产品的数量。它可以说明某一时期内个人及家庭体育消费需求的满足程度。衡量体育消费水平的指标主要包括三个方面:(1)是体育消费总额。既包括个人体育消费和社会公共体育消费，也包括体育物质产品消费和体育服务产品消费。(2)是参与体育消费的总人口数。包括已就业的人口总数和非就业人口总数在内的全体公民。(3)是体育消费结构。它是指各种体育消费品在体育总消费中的比例和相互关系。它可以从不同角度反映居民体育消费被满足的程度。
2.依据三个指标分析我国体育消费水平的现状
一般来说，居民消费性支出总量越大，体育消费的可能性就越大。据统计，从1994年一2008年，中国体育消费平均每年增长20%。国家计委宏观经济研究院产业所的马晓河研究员经过测算认为，1998年全国体育消费总额为1400亿元，其中城市居民消费1040亿元。同时他还认为，实际数字还可能远远高于1400亿元因为这个数字还没有包括体育用品的消费额。尽管如此我国当前的体育消费总量还相当低，只有体育消费大国—美国的2%左右，差距还十分明显。
所谓体育人口是指一周参加三次体育活动每次半个小时活动的强度为中等强度的人群。通过抽样调查2000年我国经常参加体育锻炼的人口比例为34%而国外一些发达国家的体育人口比例一般能达到50% -60%更多的还能达到70%由于受经济发展水平限制，我国的体育人口与这些发达国家相比还存在差距，尤其是占我国人口大部分比例的农村地区体育人口的比例更是低。
体育消费结构构也并没有得到显著改善，体育实物消费占整个家庭体育消费金额的81.12%体育劳务消费仅占18.18%。在各种家庭体育消费中，消费均值最大的是购买运动服装鞋袜家庭平均花费2041.37元:排在第二位.第三位的分别是购买体育器材和去场馆参加健身娱乐人们观看体育比赛门票的消费最少，花费仅171.85元。这说明我国的体育消费还处于实用性阶段，人们对自身体育锻炼花费较大而对体育欣赏等较高层次的消费投入很少。
三、我国后奥运时代体育消费水平的发展和变化趋势
承办奥运会的过程是一个不断提高国民体育意识.引导大众体育消费的过程。承办奥运会将使体育在相当长的一段时间内成为社会关注的焦点和热点因此体育消费在后奥运时代必将在全社会形成热点，体育消费总额和体育消费人口数量一定会呈现出加快增长的态势。
体育锻炼不花钱的传统观念将被改变:余暇时间的延长人们将有更多的锻炼机会营养水平日益提高，锻炼目的、内容将有所变化，以减肥、健美、保健为直接目的的锻炼者将大大增加人们文化程度提高，科学锻炼和娱乐的要求更为迫切;人口年龄结构的变化锻炼要求迫切的中老年人将大大增加现代人格素质和人才综合素质的要求更多的人将通过体育手段来实现。
而随着社会经济的不断发展人们生活水平的提高，体育产业在后奥运时代加速发展人们将需要大量丰富多彩的体育消费品，以满足自己不同层次、不同类型的体育生活需要。人们不再满足于一般的简单的体育活动和自发的、盲目的体育锻炼，而要求体育服装.体育器材、体育场地能满足各种人的需要。特别是体育辅导.体育咨询和体育锻炼方法，要能根据不同地区、不同年龄、不同性别以及不同爱好，给予科学的组织、培训和指导。涉及大众体育心理、体育测量、医疗与康复的科研体系和科研水平将逐步完善和提高。这就必然要扩大人们的体育消费领域，使某些体育消费品商品化。与此同时，某些自给性体育消费品由于内容单调已不能更好地满足人们更高层次的需要因此其消费比例必然会进一步缩小逐渐为商品性体育消费所代替。
篇7
1.生产总值构成变动分析。最终消费、资本形成总额、货物和服务净出口是经济增长的拉动力，同时是计算支出法生产总值的三要素,其中最终消费一直在我国生产总值中所占比重最大，在经济增长中贡献率最大。1978年甘肃省生产总值为64.73亿元，2007年为2702.40亿元;消费率1978年为66.62％，2007年为59.78％,说明最终消费是拉动经济增长的最重要动力，因此实证分析甘肃省居民消费变动及其对经济影响作用有一定实际意义。
2．最终消费情况分析。最终消费由居民消费和政府消费两部分组成，甘肃省最终消费支出1978年为43.12亿元，2007年为1615.37亿元。根据《甘肃统计年鉴》数据计算居民消费支出一直占据最终消费支出大部分的比例，稳定在70％以上。
3.甘肃省最终消费对经济增长贡献率。消费贡献率(消费拉动率)通常指在经济增长率中消费需求拉动所占的份额,计算甘肃省最终消费贡献率在2002年至2007年间分别为63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最终消费对经济增长的贡献率并不稳定，其原因是经济增长更容易受资本形成总额、货物和服务净出口政策要素影响。
二、甘肃省城乡居民消费结构变动分析
1．农村居民消费支出变动分析。消费结构指各类消费支出在总消费中所占的比例，消费结构能够反应出居民的生活水平，甘肃农村居民从1993年到1999年将支出主要用于食品消费，说明农村居民生活水平处于贫困和温饱状态;从2000年开始消费支出比例小于0.5，生活水平有所提高。医疗、交通通讯、教育、居住是衡量居民生活水平的重要标志，相关数据变动说明甘肃省农村居民消费结构逐渐优化，农村居民生活水平逐步提高。
2.城镇居民消费支出变动分析。恩格尔系数从1993年的0.51总体上保持下降趋势，到2007年的0.36，食品消费支出已不在占据消费支出的一半比例。说明城镇居民的生活水平的提高，城镇居民生活水平到达小康阶段，医疗保健、交通通讯、娱乐文教、居住方面的支出比例都相应有所增加，表明城镇居民的生活质量逐步提高，消费结构不断优化。
3.城乡居民消费结构变动度分析。消费结构变动度，是分析消费结构变化程度的指标，计算公式为：
在1996年～2000年期间，甘肃省农村居民消费结构变动度为9.00％，城镇居民消费结构变动度为6.26％。在2001年～2006年期间甘肃省农村居民消费结构变动度为2.22％，城镇居民消费结构变动度为3.27％。
在1996年～2000年期间，城乡居民消费结构变动非常显著，其中食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次;2001年～2006年期间，城乡居民消费结构经过剧烈变动后，明显趋于缓和变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大；医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
三、甘肃省城乡居民消费函数分析
本文采用持久收入消费函数。具体模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε
其中Ct为现期消费;Yp和Yz表示持久收入和暂时收入。系数α1和α2分别是持久收入和暂时收入的边际消费倾向。根据《甘肃年鉴》统计资料，对模型进行回归拟和，分别得甘肃省城乡居民消费函数(1）、（2）。
农村居民消费函数Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）
（0.002）（8.237）（2.469）
R2=0.873D.W.=1.212F=34.461
城镇居民消费函数Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）
（1.095）（40.793）（3.908）
R2=0.997D.W.=1.91F=1878.984
从方程中可看出，农村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消费；每增加1元暂时收入，有1.74元用于消费。既增加了暂时收入，不仅要将暂时收入全部用于消费，同时还要拿出储蓄来消费。城镇居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消费；每增加1元暂时收入，有0.87元用于消费。
四、简要结论
1．经济增长与城乡居民的收入和消费之间有直接的影响。经济增长越快，收入增加越高，消费也会随着增加。但是，在投资、出口和消费等三要素当中,消费对经济增长的贡献率最高，一般都在70%左右,说明拉动消费仍然是甘肃省经济发展的主要动力。
2.随着经济的增长、收入提高，居民生活水平提高，消费结构出现重要变动倾向。在城乡居民的消费结构变动当中，食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次，特别是自从2001年以来，城乡居民的消费结构剧烈变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大。另外，医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
3.为了巩固消费对经济发展的贡献率，我们建议：一是加快发展城乡经济，保证固定资产的投资速度，使投资增长不要出现大起大落;二是进一步开发农民能够稳定增加收入的就业渠道和途径，如非农产业收入、转移性就业收入、农业产业化收入等；三是对于城市居民来讲，要把创造更多的就业岗位和机会作为重点，用扩大就业保证收入，用收入增加保证消费；四是对于城乡居民的消费结构进行一定的引导，努力改善城乡居民住房、医疗、教育、保障等关键性问题。
参考文献：
[1]彭劲松:重庆市经济增长中消费与投资贡献度分析[J].重庆大学学报（社会科学版），2004，（4）；7～10
篇8
论文关键词：个人所得税，费用扣除，指数化
个人所得税是现代税收制度中重要的税种，除了具有筹集财政收入的功能之外，还有实现纵向公平的功能。我国的个人所得税制度采用分类所得税模式，虽然这种税收模式具有利于税源扣缴，征收管理简便，减少税收流失的优点，但相同收入的人若收入类别不同，就会产生税收负担不同的现象。
费用扣除作为个人所得税税制设计中的重要内容之一，可以充分考虑到不同纳税人的具体状况指数化，设计扣除项目，在调节收入分配方面能够起到较强的作用。各国根据本国的经济发展情况,设计扣除标准以符合居民基本生活需要。随着我国社会经济的发展，贫富差距不断加大，如何通过个人所得税调节收入分配，促进我国社会公平再次成为人们关注的问题，税前费用扣除再次成为讨论的焦点。但并不是简单的提高税前费用扣除数额就可以达到促进社会公平的目的。如何调整才能更好的实现个人所得税调节收入分配的作用,本文将简单介绍美国和日本的个人所得税费用扣除的方法，借鉴其在费用扣除方面的优势,结合我国现阶段国情,讨论我国个人所得税的改革趋势。
一、对我国现行个人所得税费用扣除办法的评价
从微观上说，现行的工资、薪金所得费用扣除标准以个人为纳税主体，采用统一的费用扣除数额，对纳税人的实际经济负担没有充分考虑。但纳税人的个体差异是相当大的，主要体现为家庭状况千差万别：子女的教育费用、婚姻状况的不同、赡养老人的多寡等，而个人所得税法费用扣除制度没有根据纳税人的这些具体情况，设置不同的费用扣除项目，使得相同工资收入的纳税人交纳相同的税款，造成税收负担的不同，有悖于税收的“纵向公平”原则。
从宏观层面上分析，笔者通过对2007年度我国居民消费支出、人口总数和就业人口数计算，进行比较分析论文怎么写。
2007年全国城镇家庭人均全年消费水平为9997.47元，则月人均消费水平为833.12元。2007年全国平均每一就业者负担人数为1.7人，则平均每一就业者的月负担就为1416.3元指数化，小于2000元的税前扣除额，说明从全国平均的角度来看，2000元费用扣除标准应该是合适的。但从各地区来看，由于区域经济发展的不平衡，统一的免征额是否合理呢？我们使用2007年全国30个省、市、自治区的基本经济数据，计算平均每一就业人口的月消费负担支出：
表-1：各省、市、自治区平均每一就业人口月负担消费情况
居民消费支出
（亿元）
人口总数
（万人）
就业人口数
（万人）
平均每一就业人口负担的人口数
人均全年消费支出
平均每一就业人口月消费负担支出
北 京
3039.03
1633
1111.4
1.469317977
18610.1
2278.68
天 津
1309.24
1115
432.7
2.576843078
11742.06
2521.454
河 北
3951.08
6943
3567.2
1.946344472
5690.739
923.0115
山 西
1869.59
3393
1550.1
2.188891039
5510.139
1005.091
内蒙古
1693.96
2405
1081.5
2.223763292
7043.493
1305.255
辽 宁
3423.38
4298
2071.3
2.075025346
7965.054
1377.307
吉 林
1819.80
2730
1096.2
2.490421456
6665.934
1383.415
黑龙江
2288.69
3824
1659.9
2.303753238
5985.068
1149.01
上 海
4455.52
1858
876.6
2.119552818
23980.19
4235.607
江 苏
7328.19
7625
4193.2
1.8184203
9610.741
1456.364
浙 江
6309.51
5060
3615.4
1.399568512
12469.39
1454.313
安 徽
3226.91
6118
3597.6
1.700578163
5274.452
747.4682
福 建
3131.13
3581
1998.9
1.791485317
8743.731
1305.355
江 西
2047.13
4368
2195.6
1.989433412
4686.653
776.982
山 东
7540.85
9367
5262.2
1.78005397
8050.443
1194.185
河 南
4820.00
9360
5772.7
1.621424983
5149.573
695.8038
湖 北
3709.69
5699
2763.0
2.062613102
6509.37
1118.859
湖 南
3961.61
6355
3749.3
1.694983064
6233.847
880.5221
广 东
11873.01
9449
5292.8
1.785255441
12565.36
1869.365
广 西
2365.63
4768
2759.6
1.727786636
4961.472
714.3638
海 南
466.65
845
414.8
2.037126326
5522.485
937.5
重 庆
1840.40
2816
1789.5
1.573623917
6535.511
857.0364
四 川
4285.21
8127
4778.6
1.70070732
5272.807
747.2917
贵 州
1608.75
3762
2283.0
1.6478318
4276.316
587.2208
云 南
2048.36
4514
2600.8
1.735619809
4537.794
656.3237
西 藏
90.84
284
153.7
1.847755368
3198.592
492.5179
陕 西
1972.66
3748
1922.0
1.950052029
5263.234
855.2983
甘 肃
1116.31
2617
1374.4
1.904103609
4265.609
676.8469
青 海
273.64
552
276.3
1.997828447
4957.246
825.3107
宁 夏
353.04
610
309.5
1.97092084
5787.541
950.5654
新 疆
1013.48
2095
800.8
2.616133866
篇9
论文关键词：新疆,工业反哺农业,实证分析
近年来新疆经济高速发展，但是在经济质量上的发展却十分缓慢，地区差距、城乡差距和工农差距依然很大。为了实现新疆经济全面协调的发展就要处理好工业和农业的协调发展。
在本文研究中所涉及工业泛指非农业部门和城市，而农业则涵盖了“三农”的各个方面。因此，在此选取下述两组反映新疆经济增长与工农业经济协调发展状况的指标，通过计量分析来对二者之间的相互关系进行研究。
一、经济增长与工农业经济协调发展状况指标的选取
1.经济增长指标
（1）区域生产总值：反映新疆经济增长总投入规模。
（2）财政收入：反映新疆经济增长的效应和质量。
（3）国际贸易总额：反映新疆与周围国家经济来往。
（4）固定资产投资：反映新疆经济增长的推动力。
2.工农业协调发展指标
（1）城乡居民收入比:衡量城乡收入差距，以城镇居民人均可支配收入与农民人均纯收入的比例来表示。
（2）城乡居民生活水平比:反映城乡生活水平差距，用城镇居民生活恩格尔系数与农民生活恩格尔系数的比例来表示。
（3）城乡居民消费水平比:反映城乡消费水平差距，用城镇居民人均总消费水平与农民人均总消费水平的比例来表示。
二、数据的选取与处理
1.数据来源及预处理
本文所涉包括1989年至2007年近二十年的数据，取自历年的中国统计年鉴和新疆统计年鉴。其计量在SPSS17.0和Eviews5上完成。
为了消除量纲对运算的影响，本文采用了极差平移的变换方法，对数据进行了标准化处理，消除了量纲的影响。
2.主成分分析
（1）经济增长水平值
通过统计软件SPSS17.0主成分分析得出，经济增长水平的主成分1初始特征值为3.932且大于1，并且总方差的累计贡献率达98.30%，因此，可以用其作为原变量所包含信息的代表。同时还得到了主成分1的用主成分载荷矩阵，用其中的数据除以主成分相对应的特征值开平方根便得到两个主成分中每个指标所对应的系数。将得到的特征向量与标准化后的数据相乘,然后就可以得出主成分表达式--新疆经济增长水平值。
经济增长水平=0.5ZA1+0.5ZA2+0.49ZA3+0.5ZA4
(2)工农业经济协调发展状况值
通过统计软件SPSS17.0主成分分析得出，工农业经济协调发展的主成分1初始特征值为2.261大于1，且总方差的累计贡献率达75.37%，因此，可以用其作为原变量所包含信息的代表。同时可以用得到的主成分载荷矩阵中的数据除以主成分相对应的特征值开平方根便得到两个主成分中每个指标所对应的系数。将得到的特征向量与标准化后的数据相乘,然后就可以得出主成分表达式--新疆工农业协调发展水平值。
工农业协调发展水平=0.5*ZB1-0.6*ZB2+0.62*ZB3
3、H—P滤波处理
本文运用向量自回归模型(VAR)来分析新疆经济增长与工农业经济协调发展之间关系，而VAR模型要求系统中的变量是平稳序列。Hodrick—Prescott滤波(H一P滤波)是经常使用的经济变量趋势分解方法，利用H—P滤波可以将经济变量序列中的长期增长趋势和短期波动成份分离出来，经过H—P滤波处理得到的数据为平稳序列。为此，本文借助于Eviews5.0统计软件，对经济增长水平指标和工农业经济协调发展状况指标进行了H-P滤波处理。
三、经济增长与工农关系状况的相互关系分析
1.经济增长与工农关系的初步判断
1989至2003年，随着代表经济增长的HP曲线(红线)的上升，代表工农业经济协调发展状况(蓝线)的HP曲线总体上也呈现出上升趋势，但是到了2004年工农业经济协调发展状况(蓝线)的HP曲线开始下降,这表明随新疆的工农业经济协调发展状况并没有因为经济的增长而改善，反而工农经济发展差距越来越大，社会经济发展越来越不平衡。
图11989一2007年新疆经济增长与工农业经济协调发展水平值的H·P滤波值曲线
2.Johansen协整检验
如前所述，经过HP滤波处理得到的经济增长HP和工农业经济协调发展状况HP数据为平稳序列，适用于VAR模型。在作进一步的分析之前，本文先用Johansen协整检验法进行协整检验，以确定这两个指标之间是否存在某种平稳的线性组合，即是否存在指标间的长期稳定关系(协整关系)。表1给出了Johansen协整检验结果。
表1H·P滤波值的Johansen协整检验
原假设的协整向量个数
特征值Eigenvalue
迹统计量
Trace Statistic
5%临界值
1%临界值
None
0.993257
99.35718
15.49471
19.93711
At most 1
0.570564
14.36979
篇10
关键词：数据包络分析 流通经济 消费 协调性
问题提出与文献评述
流通是与消费紧密相连的重要环节之一，商品流通是生产通向消费的重要枢纽，流通业的发展规模、组织形式、管理体制、基础设施等都会影响消费的实现。流通经济的结构配置和发展速度将从很大程度上影响消费水平的提高和消费结构的升级。因此，流通经济的发展与消费增长之间具有重要关系。
国内对流通业发展与消费增长问题的研究集中在两者之间的关系上，其中采用计量方法实证研究两者关系的文献为数众多。冉净斐（2008）采用向量自回归分布滞后模型检验了我国流通业发展与居民消费、政府消费的关系，检验结果表明，流通经济的发展会促使消费的增长，流通业对居民消费增长的带动作用高于对政府消费的带动作用，流通业对农村居民消费的带动力高于对城镇居民消费的带动力。李骏阳、包伟、夏禹铖（2011）通过全对数偏最小二乘回归模型检验了农村流通业发展与农村居民消费水平之间的关系，实证结果表明，流通业发展对农村消费市场的扩大具有显著的带动作用。丁凡凡（2012）通过格兰杰因果检验发现，我国流通业与居民消费之间存在长期稳定的关系，而且两者是相互促进的。也有学者从定性角度分析了流通对消费的影响，如宋则、王雪峰（2010）通过分析商贸流通业在增进消费过程存在的问题，提出了商贸流通业促进消费的发展路径。
流通经济与消费协调性的实证分析
（一）研究方法
本文采用数据包罗分析方法对流通经济与消费的协调性进行评价。数据包络分析（简称DEA）是以相对效率评价为基础的系统分析方法，它一般采用一定的数学规划方法，并根据样本观测值，对决策单元（DMU）进行投入产出的有效评价。数据包络分析是一种非参数分析方法，它尤其适用于对同一类型的具有高投入高产出的系统进行评价。
假定第j个决策单元的投入、产出向量分别为：
X=（x1j，x2j，x3j，…，xnj）T （1）
Y =（y1j，y2j，x3j，…，ynj）T （2）
根据DEA模型的形式，可将评价模型写为：
max μTy0
s. t. vT * x0 = 1，θ
-vT X + μT Y≤0，λ （3）
V≥0，μ≥0
可将上述模型转化为其对偶形式的线性规划模型：
min θ
s. t. θ * x0 - X λ≥0，v
Y λ≥y0，μ （4）
λ≥0
现设S- = θ * x0 - Xλ，S+= Y λ-y0，可采用两阶段法对模型进行求解。首先，求解对偶形式模型，得到最优解θ*，然后求解下面的线性规划问题：
max w = eT S- + eT S+
s.t. θ* x0 -X λ-S- = 0 （5）
Y λ-S+ = y0
λ≥0，S+≥0，S-≥0
上述模型可用于计算决策单元DMU的纯技术效率，如果θ* = 1，且S+ = 0，S-= 0，那么称该决策单元 为DEA有效；如果不能满足以上条件，则称决策单元为非DEA有效。将模型应用于流通经济语消费增长的协调性评价时，当满足DEA有效时，表明两者的投入产出效应达到最大，两者之间的协调程度在所有决策单元内也相对较高。
（二）指标选取
流通经济与消费协调发展的评价指标可构建如下：
流通经济发展对消费的协调程度（记为μ1）。该指标反映了流通产业的规模、技术的实际有效程度对流通经济增长的支持和利用的实际有效程度与消费增长对流通经济发展所需要的规模、技术有效值的迫近程度。消费增长对流通经济的协调程度（记为μ2）。该指标反映了消费增长对流通经济增长支持的实际有效程度与流通经济发展对消费所需要的实际协调度的迫近程度。消费增长与流通经济发展相互促进发展的协调程度（记为μ0）。该指标用于反映流通经济发展与消费增长之间的综合协调程度（Louise Crewe，Nicky Gregson，1998）。
本文设计了流通业发展的评价指标以及消费增长对流通业的评价指标体系，具体如表1所示。
根据表1的指标体系以及建立的DEA评价模型，流通经济与消费增长协调性的评价过程如下：
以流通经济的各项指标作为投入指标，以消费系统的各项指标作为产出指标，便可根据DEA模型得到流通经济发展对于消费增长的有效程度θ1，流通经济对消费的综合协调程度θ1=μ1。以消费系统的各项指标作为投入指标，以流通经济的各项指标作为产出指标，便可根据DEA模型得到消费增长对于流通经济发展的有效程度θ2，消费增长对流通经济的综合协调程度θ2=μ2。计算反映流通经济与消费增长协调发展的综合协调度：
θ0=μ0，其中θ0 = min（θ1，θ2）/max（θ1，θ2） （6）
式（6）表示流通经济发展与消费增长之间的协调一致程度。协调度越高，则表明流通经济发展与消费增长之间的协调一致程度也越高；协调度越低，则表明流通经济发展与消费增长之间的协调一致程度也越低，不是流通经济的发展滞后于消费水平的提高，就是流通经济的发展超出了消费增长的支撑能力。
（三）数据来源
本文选取1996-2011年我国的年度数据为研究样本，数据来源为《中国统计年鉴2012》、《中国物流年鉴2012》，所有指标都通过原始数据计算得到。
（四）实证结果与分析
利用DEAP2.1对数据样本进行检验，结果如表2所示。根据表2的实证结果，可得到以下结论：
从θ1的数值可以看出，从1996-2011年，大部分年份我国流通经济发展对消费增长的带动力比较滞后，只有2006年和2011年这两年我国流通经济发展对消费增长的实际有效协调度为1，即只有两年达到相对有效，有效率只有12.50%。从这个结果可以看出，我国流通经济发展对消费增长的适应性较差。从20世纪90年代开始，我国的消费潜力被不断挖掘，但是受我国经济发展模式的约束，我国当时的投资基本集中于技术设施建设上，而流通经济的发展主要依靠企业的自我积累，增长速度相对缓慢并未及时产生带动效应，因此流通经济发展滞后于消费增长（宋则，2009）。
纵向比较各年度的θ1值可知，从1996-1997年间流通经济对消费增长的支持度有所提高，进入1998年直至1999年，支持度又呈现下降趋势，其原因可能在于20世纪90年代末的金融危机对我国流通经济和消费带来较严重的负面影响。但是自2000年起，θ1值呈明显的上升趋势，回顾21世纪初期我国经济发展的特征可知，政府也加大了对农村基础设施的建设投入，并出台了促进农村流通业发展的相关政策，鼓励许多小型超市、专卖店等进入农村消费市场，农村流通网络当时被不断普及，网络设施水平相比20世纪90年代有明显提升，因此它对消费增长起到明显的带动作用，到2006年θ1值达到有效，即当年流通经济发展对消费增长的协调性较高。即便2008年再次爆发亚洲金融危机，流通经济发展对消费增长的协调性有所降低，但是2009年起协调度重新上升，流通经济与消费的适应性又不断增强。
从θ2的数值可以看出，从1996-2011年，大部分年份我国消费增长对流通经济发展的适应性比较薄弱，只有2010年消费增长对流通经济发展的实际有效协调度为1，达到相对有效，有效率只有6.25%。出现这种情况的主要原因可能在于：城市流通业主要通过外延式的方式发展起来，如增设网点、扩大规模、增加投入等，其竞争优势主要依靠区位优势来发挥，且流通市场基本趋于饱和状态，因此即便消费增长从一定程度上刺激了流通经济的增长，但在消费外延式增长的背景下，一旦其趋于饱和，那么流通经济整体上对消费增长的敏感程度就会下降，这也从侧面反映了我国流通业发展走创新道路，而消费增长也要不断促进流通企业改革内部发展机制，提高科技投入水平，不断凸显消费对流通经济的支持作用。
纵向比较各年度的θ2值可知，1996年至2003年我国消费增长对流通经济发展的适应性不断下降，其原因在于改革开放初期居民消费与流通业发展之间的矛盾不断凸显，致使居民消费不断表现出对流通业发展的不适应性。但从2003年起，我国消费增长对流通经济发展的适应性显著提升，到2008年达到相对有效，2008-2011年消费增长对流通经济发展的适应性基本保持良好水平。
从θ0值可以看出，我国流通经济和消费增长的整体协调性相对较好，但仍有一定的提升空间。横向比较θ1、θ2、θ0可知，θ0与θ2的变化趋势基本一致，这说明我国流通经济和消费增长的的协调主要取决于消费增长对流通经济发展是否具有较强的适应性。因此，政府要采取有效措施规范国内消费市场，要把消费增长带动流通经济发展作为“十二五”规划的重点之一，切不可盲目地追求内需的增加。
综上所述，我国流通经济的发展与消费增长的协调性在大部分时期都相对较弱，流通经济发展与消费增长的整体协调程度还有很大的提升空间。流通业作为连接各个产业与最终消费的重要枢纽，主要依靠引导消费来实现自身的不断增长，因此，要把消费增长带动流通经济发展作为新时期发展的一个重点。另外，国内流通企业要不断依靠科学技术，提高自身的生产效率，实现流通经济向集约式发展，不断适应多层次、多样化和个性化的消费需求，不断改善当前流通经济发展滞后于消费增长的局面，从而实现流通经济与消费之间的协调发展。
参考文献：
1.冉净斐.流通发展与消费增长的关系：理论与实证[J].商业时代，2008（1）
2.宋则，王雪峰.商贸流通业增进消费的政策研究[J].财贸经济，2010（11）
3.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
4.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）
