消费结构范文10篇

我国农村居民消费现状分析

农民的消费支出构成是衡量农民消费结构的重要指标。在通常情况下，研究农民的各项生活消费占总消费支出的比重，重点包括食物消费支出、交通通讯支出、文教娱乐用品及服务支出和医疗保健支出，有助于衡量农民生活现代化的水平。

改革开放初期，农村居民家庭消费水平偏低，这严重影响了农村经济活动人口生产和经营的积极性。1978—2000年，我国农村居民的恩格尔系数有下降趋势，从1978年的67.7%降到49.1%。但与城市相比较，仍然较高，相应地比城市高出10.2和9.7个百分点。自改革开放以来，农民低层次的食物、衣着消费支出在逐渐下降，由1980年到2000年下降了12.64、6.61个百分点，较高层次消费支出在逐年增长，如医疗保健、交通通讯、文教娱乐分别增长了3.13、5.52、6.09个百分点。2001年以来，在农村居民生活消费支出快速增长的同时，农村居民恩格尔系数下降，而文教娱乐、交通通讯和医疗保健的支出有增加的态势，其中正向变动比例最大的是交通及通讯消费所占比重。目前，食品、衣着、居住、家庭设备用品及服务、文教娱乐、交通及通讯、医疗保健所占比重分别为45.5%、5.8%、14.5%、4.4%、11.6%、9.6%、6.6%、2.1%。这说明我国农村居民的消费结构在逐渐优化，生活质量也继续改善，已开始向追求生活便利、提高质量、注重健康等方向发展。

可见，农民消费结构在逐渐升级，向合理化的趋势发展。合理的农民消费结构应当是同该地区物质生产发展水平，同消费品和服务的供给结构，以及同农民自然需求结构相适应的消费结构。

我国农村居民消费结构现存问题及其成因

（一）我国农民消费结构存在的问题

【摘要】近年来，安康市九县一区第三产业的迅猛发展带动了居民家庭消费水平的提高。为探讨安康市各县区居民的消费结构，首先应用EVIEWS，SPSS等统计分析软件，对安康市九县一区的居民消费结构进行了多重共线性检验和聚类分析。研究结果表明，安康市的城乡居民的消费结构之间存在明显差异。最终以提高安康市居民的总体消费水平为目标提出意见。

【关键词】消费结构;多重共线性检验;聚类分析

一、引言

本文研究表明，居民人均消费支出结构的影响因素是多层次、多方面的。针对此问题，结合中西方的经济研究成果，设计了清晰的研究思路，建立了合理的经济与数学模型，选取了服务型消费支出、食品、衣着、居住、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通信、教育文化娱乐服务、杂项商品和服务共九方面作为消费结构，根据安康市2017年统计年鉴中关于消费结构的相关数据进行聚类分析和多重共线性检验。

二、相关分析

(一)安康市各县区居民消费结构的聚类分析。运用spss软件，对原始数据进行分析和整理，采用层次聚类方法对我市九县一区的消费结构进行系统聚类，聚类结果如图1所示。从层次聚类结果来看，若九县一区可分为三类。各类所包含的县区如下:第一类:汉滨区;第二类:汉阴县，白河县，宁陕县，旬阳县，岚皋县，平利县，石泉县，紫阳县;第三类:镇平县。聚类分析结果表明，第一类的汉滨区在反映消费结构的八个方面都有较高的消费支出，可见这一地区是安康市消费水平和生活质量较高的地区，第二类的八个县在居住、家庭设备用品及服务、医疗保健、杂项商品和服务支出、服务性消费支出、食品等六个消费领域有比较明显的消费支出，而在衣着、交通和通信、教育文化娱乐服务三方面的消费较低，它们代表消费水平的中等层次，它们反映了安康市消费结构的主流;第三类的一个城市在所有消费领域都有较低的支出水平。从整体上看，汉滨区位于安康市市中心，所属城镇，其他各地区属于农村，显然可以得到城乡发展不平衡，消费结构存在明显的差异。(二)模型的建立与结果。建立消费性支出Y关于X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7、X8和X9的回归模型。设定模型为:Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7+β8X8+β9X9根据eviews回归结果，可以知道X3是最重要的解释变量，选取Y=5774.78+4.1603X3为基本回归方程。(三)多重共线性检验。研究结果表明，在所有自变量中，当引入X3时，模型的珚R2最高，且参数符号合理，变量也通过了显著性水平为10%的检验，因此，首先引入变量X3。然后做以下操作。第一步，在初始模型中引入X1，模型的珚R2提高，且参数符号合理，变量也通过了显著性水平为10%的检验，第二步，在初始模型中引入X2，模型的珚R2下降，，变量也未通过显著性水平为10%的检验。去掉X2。第三步，在初始模型中引入X4，模型的珚R2提高，变量也通过了显著性水平为10%的检验。第四步，在初始模型中引入X5，模型的珚R2虽然有点提高，但变量未通过显著性水平为10%的检验。去掉X5。第五步，在初始模型中引入X6，模型的珚R2虽然降低，并未通过显著性水平为10%的检验。去掉X6。第六步，在初始模型中引入X7，模型珚R2的虽然提高，并通过了显著性水平为10%的检验。第七步，在初始模型中引入X8，模型的珚R2降低，并未通过显著性水平为10%的检验，因此去掉X8。第八步，在初始模型中引入X9，模型的珚R2降低，并未通过显著性水平为10%的检验，因此去掉X9。因此建立如下线性模型:Y=1046.239+0.472686X1+3.437697X3+2.652806X4+0.889963X7根据以上分析，结合实际，影响消费支出的主要因素有服务性消费支出X1，衣着X3，居住X4，交通和通信X7。得到预测图(见图2)所示。

20*年，我区区委、区政府认真贯彻落实省市农村工作会议精神，坚持以科学发展观为指导，紧紧围绕农民增收、农业增效、农村稳定的工作重点，进一步加快农业产业化结构调整和增加农民收入，落实各项利民富民政策，使农村经济保持健康稳定的发展势头，农民收入快速增长，消费层次不断提高，整体生活向小康迈进。全区农村经济呈现出良好的发展势头。

一、农民人均纯收入快速增长

据我区桃花镇农村社会经济抽样调查资料显示，20*年农村居民人均纯收入达6720.42元，位居全省第一，比上年实际增加872.93元，增长14.93%。从农民收入结构看，农民工资性收入人均2427.92元，比上年增加21.85元，增长0.91%；家庭经营纯收入人均1589.19元，比上年减少113.72元，降低6.68%；财产性纯收入人均3336.89元，比上年增加864.32元，增长34.96%；本年农民无转移性纯收入。

1、家庭经营收入略有下降。

家庭经营性收入作为农民收入的主要来源，20*年略有下降。20*年我区农民家庭经营纯收入人均为1589.19元，比上年实际下降113.72元,降幅为6.68%。占全区农民人均纯收入的21.61%,其中第一产业纯收入降幅较大，由去年人均的162.78元下降到今年的人均133.63元，人均下降29.16元，下降17.91%；非农产业相比略有回升，由去年的人均8*.*元增加到今年的人均821.98元，人均增加15.92元，增幅为1.98%。家庭经营收入的变化显示我区农村产业结构调整已取得了一定成效,经营模式逐步由传统的农业及手工业向非农业扩散。但应看到，家庭经营性收入的下降也显示出我区农村居民自主谋业的能力有待提高。

2、工资性收入稳中有升。

数据分析

1.估计方法。当时间序列存在异方差时，普通最小二乘法估计（OLS）不再有效，需使用加权最小二乘法（WLS）估计。进一步，如果时间序列同时存在序列相关性和异方差，使用加权最小二乘法（WLS）估计也不再有效，需使用广义最小二乘法（GLS）。总的来说，传统的最小二乘法（OLS）、加权最小二乘法（WLS）、广义最小二乘法（GLS）等估计方法都有一定的局限性，其参数只有在模型满足一些假设条件时才具有良好的性质。广义矩估计法（GeneralizedMethodofMoments）则不受模型假定的限制，它不要求随机扰动项一定非序列相关，不存在异方差等，并且使用该方法得到的参数估计值比用其他估计方法得到的参数估计值更接近真实值。可以这么说，广义矩估计法（GMM）包容了普通最小二乘法（OLS）、加权最小二乘法（WLS）、广义最小二乘（GLS）等估计方法。本文的数据分析就是在广义矩估计的基础上完成的。2.估计原理。广义矩估计是设定参数满足的一种理论关系。其原理是选择参数估计尽可能接近理论上关系，把理论关系用样本近似值代替；并且估计量的选择就是要最小化理论值和实际值之间的加权距离。参数要满足的理论关系通常是参数函数（fθ）与工具变量Zt之间的正则条件，即E[（fθ）''''Z）]=0，θ是被估计参数。广义矩估计法（GMM）中估计量的选择标准是使工具变量与函数（θ）之间的样本相关性越接近0越好。用函数表示为：J（θ）=（m（θ））''''Am（θ），其中m（θ）=（fθ）''''Z，A是加权矩阵；任何对称正定矩阵A都能得到（θ）的一致估计。3.估计结果。在EViews5.0中利用1994—2010年湖北省消费数据，在广义矩估计法下得出估计结果如表1所示。从表1可以看出，多元线性回归模型对数据的拟合度很高，且湖北总消费、湖北政府消费、湖北城镇居民消费、湖北农村居民消费这四个变量均通过了假设检验。

湖北政府消费和居民消费关系检验

1.湖北政府消费和居民消费关系。政府消费是指政府部门为全社会提供公共服务的消费，包括国防、社会保障、教科文卫以及向住户以免费或低价提供的货物和服务等方面的开支。政府消费和居民消费存在两种关系，一种是正向因果关系，另一种是负向因果关系。负向因果关系即政府消费增加会抑制居民消费或政府消费减少会促进居民消费。正向因果关系即政府消费增加会促进居民消费或政府消费减少会抑制居民消费。如果不存在上述两种关系，则表明政府消费变动是对整体消费的平滑，即整体消费不足时，政府应增加消费，提高整体消费率；整体消费过剩时，政府应该减少消费，降低整体消费率。2.因果关系检验。首先根据样本容量确定检验最大滞后期为5，然后在EViews5.0中利用1994—2010年湖北政府消费和居民消费数据进行滞后期为1~5的格兰杰因果检验。结果如表2所示。根据表2检验结果得出，滞后期1~5的格兰杰因果检验在置信度为1%的前提下，原假设均成立。检验结果表明湖北政府消费和湖北居民消费之间没有格兰杰因果关系。因此政府在制定消费政策时，可以根据总消费水平进行相机决策，进而平滑湖北总消费率。

政策建议

（一）关于湖北政府消费不足的政策建议

互联网消费金融通过改善居民消费的流动性约束，刺激各阶层扩大消费需求并提高消费层次。基于互联网便捷通联的天然优势，互联网金融在居民消费行为中不断呈现高频次参与、高透明度和低成本等特征，尤其是第三方支付的快速发展颠覆了传统的消费方式，其跨空间和广覆盖的快捷结算方式在催生新型商业模式的同时对城乡居民消费习惯产生了深刻影响。根据国家信通院统计，截至2019年底，我国移动支付用户规模已经超过7.33亿，在城镇和农村地区的手机用户渗透率分别高达93.8%和89.6%，互联网消费金融在完善普惠金融体系的过程中提高了城乡居民消费水平，并对中国经济的消费创新驱动转型提供了新动能。综上，本文基于2007-2019年的互联网消费金融与居民消费支出数据，构建联立方程组模型，实证检验双循环格局下互联网消费金融与居民消费结构升级的动态关联效应，并提出政策选择。

双循环下互联网消费金融与居民消费结构升级的关联机制

（一）互联网消费金融体系的完善扩大居民消费服务范围一方面，互联网消费金融在海量消费数据的支撑下覆盖了更广阔的消费群体。现阶段，随着消费市场的细分化发展，个性化和差异化的消费需求对消费金融提出了细分和垂直化的要求，互联网消费金融的普惠特征能够覆盖更分散化的消费领域，将农村人口等传统金融渗透困难的群体纳入消费金融服务范畴。另一方面，互联网消费金融的场景化进入深度应用阶段。第一，“线上线下”双轮驱动的互联网金融增长模式凭借更丰富的数字化产品体系和服务模式构建了更完善的金融服务生态圈，强化场景引流消费。第二，互联网金融的场景范围引导消费向制造、物流等全产业链垂直化延伸。在工业互联网和互联网金融的深度融合下，非接触化的金融服务模式逐渐成为居民消费的刚需，多触点和互动频繁成为互联网消费金融服务前端客户和管理贷后的新常态。（二）互联网消费金融的下沉释放消费潜力首先，在当前碎片化和高频化的社会消费环境下，互联网消费金融的下沉和渗透不断影响并改变消费者的消费模式和消费习惯，在更加便捷的金融支撑中潜移默化地创新居民消费的商业价值增值渠道。例如，在普惠数字金融的发展框架下，居民消费的偏好更加容易形成量化数据，通过互联网金融衍生的大数据匹配技术能够更加精确地向消费者传递同偏好商品的关键信息，通过金融云平台解决传统消费市场中“填鸭式”销售策略无法精准把握市场消费信息的短板，形成数字金融与数字消费经济互动发展的良性机制。其次，消费创新型经济的本质是对市场消费需求的创造，互联网消费金融的下沉能够通过细分消费市场和挖掘潜在消费者创造新的消费需求。一方面，互联网消费金融的消费需求创造来自消费数据库的大数据技术应用，零售企业能够借助相关的数字技术快速把握消费市场的消费趋势，并将消费信息根据消费者的价格偏好、功能偏好及购物体验等进行细化，从而制定精准的营销策略。另一方面，互联网消费金融创造消费者的个性化和实时需求。互联网数字金融技术在居民消费市场信息的捕捉中能够科学的统计和分析天量的交易数据信息，并对消费周期及消费评价等关键数据构建一个更加精准且充实的数字化消费模拟场景，为居民消费与社会供给打造更加精准的商品价值共创闭环，满足高频次消费场景中产生的个性化和实时消费需求。此外，消费移动终端的普及和便捷的支付也不断挖掘并维持了消费者的个性化与实时需求。最后，互联网消费金融的下沉引导刺激消费行为。一方面，互联网消费金融创新了消费信贷金融，通过数字金融的下沉缓解了居民消费的流动性约束，通过移动支付平滑了居民消费周期，通过“信用卡效应”提升居民当期消费倾向，丰富居民消费行为。另一方面，互联网消费金融对消费者心理产生适时性和冲动性的影响，在便捷的支付手段下更加提升了居民边际消费倾向，促进了居民采用移动支付进行消费的产品感知满意度。

互联网消费金融与居民消费结构升级的关联效应实证检验

（一）模型构建本文实证中考虑到检验数据需要满足误差同方差的分布假设，选择构建联立方程模型实证检验互联网消费金融与居民消费结构升级的关联效应。模型的基础结构为：AYt+BXT=ut假设联立方程组模型中的方程个数为m，方程组内的前定变量及内生变量所组成的矢量方程分别为Xt和Yt，与m相关的随机变量组成的矢量方程为ut，前定变量及内生变量的参数矩阵分别为（A）和（B）。构建联立方程的结构参数矩阵表达如下：（二）变量说明核心解释变量：互联网消费金融。考虑数据的可得性并结合大部分学者的研究思路，本文使用互联网消费金融放贷规模考察互联网消费金融的发展水平。被解释变量：消费结构升级。消费结构升级在现有大部分研究文献中已经形成了较为统一的认识，但受到研究目标的限制及数据的严谨性选取原则，本文将消费结构升级认定为是消费资料从低标准向高标准的转化过程，并将其分解为消费类型和消费品质的双重升级。在具体测算中，对城乡居民消费结构升级率进行消费初级、中级和高级的支出赋权，计算公式如下：其中，Jun、Int和Sen表示消费的初级、中级和高级支出，分别赋权重1/6、1/3和1/2； Pit为t期i地区的人口总量；Cit为总消费。基于上式测算的消费结构升级率Upconsu属于正向衡量指标，即该值越大表明高级消费比重越大，消费结构升级效果越明显。数据来源方面。互联网普及度及城乡居民人口和消费数据来自《中国统计年鉴》《中国人口与就业统计年鉴》和国家统计局网站的“分省年度数据”；互联网消费金融放贷规模中的2012-2020年数据来自艾瑞咨询，2007-2011年数据参考相关学者的普遍做法，设置规模变量取值0.00001。（三）实证结果与分析总体性检验。基于联立方程组的实证检验需要依据备选条件设定约束条件，本文在实证分析中结合互联网消费金融与居民消费结构升级等截面数据的维度差异现状，选择三阶段最小二乘法进行实证估计。通过R软件运算后的具体结果见表1所示。可以看出，城镇和农村地区的Up方程估计系数均为为正值，且分别通过1%和5%置信水平下的显著性检验。城镇地区互联网消费金融水平对居民消费结构升级的改善系数为0.2114，农村地区为0.1728，即互联网金融房贷规模增长1%将优化消费结构系数0.2114%和0.1728%。本文认为，我国长期存在的城乡二元经济结构对居民消费结构升级存在明显的阻碍，而互联网消费金融作为数字普惠金融的下沉从缓解流动性的角度打破了二元性消费结构，在“互联网+”战略的推进下不断释放城乡居民的消费潜力。从城乡居民的SPE方程估计看，仅城镇地区的估计系数显著有效，其原因可能是国家的“互联网+”战略优先在经济基础和互联网基础更加良好的城镇地区凸显了成效。从IN方程的估计系数看，城镇和农村地区的互联网消费金融发展均受到了互联网普及的正向改善效果，同时在城镇地区二者形成了互动发展机制，而农村地区的互联网金融发展反向机制不明显；农村地区的互联网普及与互联网消费金融水平存在正向单向关联，互联网消费金融发展对互联网普及的影响未通过显著性检验。（四）地区异质性检验构建面板数据的联立方程组模型进行异质性检验，结果如表2所示。可以看出东部地区的互联网消费金融对居民消费结构升级的改善效果最为明显，互联网消费金融水平每提升1%分别促进城镇和农村居民消费结构升级0.2554%和0.1768%，而居民消费结构升级对互联网消费金融发展的反向改善效果微弱，仅有0.0011%和0.0004%。互联网普及水平每提升1%分别促进城镇和农村居民消费结构升级0.2068%和0.1065%，其原因是互联网消费和电商购物的迅速发展极大调动了居民消费的积极性，而互联网的普及为此提供了必要的技术支撑。总体上看，东部地区互联网消费金融与城乡居民消费结构升级之间存在良好的互动机制，东部地区的流通渠道、网络建设和电子商务发展在发达的硬件条件下更顺畅，互联网消费金融与城乡居民消费形成了金融创新与消费结构中“量”与“质”的良性转化。中部地区的互联网消费金融发展对城乡居民消费结构升级也表现出了显著的正向改善效应，但改善效果低于东部地区，尤其是农村地区的改善提升十分有限，消费结构的升级与互联网消费金融仅在城镇地区存在微弱的双向关联，在与互联网普及水平的双向关联上表现为城镇与农村的均不显著。西部地区的互联网消费金融对城镇地区的消费结构升级存在正向促进，但对农村地区的消费结构升级表现为负向抑制；互联网普及对城镇地区的消费结构升级促进较为明显，对农村地区的影响有限。研究启示第一，丰富互联网消费金融的数字化应用场景。互联网消费金融的便捷性和普惠性创新了众多消费服务场景，通过对相应数字化应用场景的丰富能够进一步触发消费欲望，并形成消费市场与生产供给侧的消费偏好匹配，因此需要深入搭建和丰富相关应用场景，在交通、旅游和医疗等领域发挥互联网消费金融强引擎的消费拉动机制。第二，创新互联网消费金融与居民消费的深度融合业务。一方面，可以通过加强金融科技创新进一步降低互联网消费金融的交易成本或提升交易便捷性，在缓解流动性约束的同时降低消费的支出成本，另一方面，创新支付手段，例如研发支持移动支付的可穿戴智能电子产品。通过互联网消费金融中移动支付与消费的深度融合挖掘居民跨期消费潜力，适度刺激超前消费。第三，强化互联网消费金融安全风险管理。互联网消费金融为居民消费带来便捷的同时存在下沉客户风险及居民个人信息泄露风险，因此互联网消费金融平台和消费者应高度重视风险安全管理，需要建立互联网消费金融的大数据风控系统来保护支付终端客户的消费安全。此外，消费者需要培养健康的消费习惯，政府部门应出台相关信息安全保护政策和法规，通过消费者、互联网消费金融平台和政府部门的共同努力搭建安全消费金融生态闭环。

作者：许静 单位：四川财经职业学院

摘要：为促进云南经济持续健康发展，深入研究省内居民消费结构如何作用于产业结构是有意义和必要的。现通过建立居民消费结构与产业结构的关系模型，探究其中的影响机制。结果显示，云南省的居民消费结构对产业结构整体升级和高级化有显著影响，并且可以借助技术创新和资本投资方式间接促进产业结构整体升级。

关键词：产业结构升级；影响机制；中介效应

一、引言与文献综述

为促进云南经济持续健康发展，深入研究省内居民消费结构如何作用于产业结构是有意义和必要的。云南当前经济发展缓慢，产业结构不合理等一些制约因素阻碍了产业间资源的合理配置的现实说明，问题的关键在于居民。消费能否促进产业结构转型，通过什么路径促进产业结构转型。通过整理当前文献，有关学者已经明确了居民消费结构和产业结构升级的内在联系。认为两者之间不仅存在着协同发展关系，且呈现稳步提升的态势，但仍有以下缺点：一是在传统的研究中，只关注消费对产业结构升级的直接影响，实际上，消费结构是资本投资技术创新等诸多路径来影响区域产业结构升级的。二是现有研究往往考虑消费结构对产业结构整体升级的影响，从产业结构内部进化等，多维的研究很少见。

二、云南省居民消费结构变动影响产业结构升级的理论机制与假设

（一）资本投资效应

近年来，随着河北省经济的快速发展，河北省城镇居民的生活水平有了显著提高，城镇居民消费结构也发生了明显的转变。为了找出河北省城镇居民消费结构的变动情况，以便更好的为相关政府部门提出优化河北省城镇居民消费结构的建议，进而提高城镇居民的消费水平。本文采用因子分析法来进行研究。

1河北省城镇居民消费结构变动的因子分析

1.1数据选取及说明

本文选取的是河北省统计年鉴2003年到2015年的年度数据，选取的指标是河北省城镇居民人均消费支出结构中的指标。分别是食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通信、娱教文化服务、居住、杂项商品及服务8项指标。为了后继分析的方便，各项指标在河北省城镇居民人均消费消费支出中所占的比重依次用如下变量来表示：X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7、X8。借助SPSS统计软件对消费结构的八个组成部分的百分比数据进行分析处理。

1.2因子分析过程

首先进行八个变量的相关性分析，通过SPSS输出的相关表可以看出，八个变量之间的相关系数大部分都较大，说明变量之间具有较强的相关性。也说明这些变量间包含的信息有较强的重叠性，因此，接下来必须要通过因子分析来简化模型，进行后继分析。通过KMO和Bartlett的球形度检验结果发现，KMO的取值为0.264，虽然取值不是很大，但是Sig值为0.000，表明数据来自正态分布总体，适合进行因子分析。由表1可知，前两个因子的特征根大于1，同时前两个因子的方差累计贡献率占所有主成分方差的86.827%，可见前两个公因子基本可以涵盖原变量绝大部分的信息，因此只需要提取两个公因子。由旋转成分矩阵表2可知第一个因子在食品、衣着、居住、杂项商品及服务上有较大的载荷，主要反映的是这几个变量的信息，这几项是居民生活必需的方面，因此将这个公因子命名为生存型消费因子。第二个因子在家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通讯、娱教文化服务上有较大的载荷，反映的是这四个变量的信息，这几项是居民为了改善生活，追求生活质量需要支出的方面，就将其命名为享受型消费因子。表3给出了成分得分系数矩阵，根据表3的输出结果可以直接写出如下两个公因子的得分函数，需要注意的是，函数中各个变量已经不是原来的变量而是标准化之后的变量。F1=0.186*ZX1+0.287*ZX2+0.137*ZX3+0.082*ZX4-0.007*ZX5-0.091*ZX6-0.239*ZX7+0.297*ZX8F2=-0.083*ZX1+0.118*ZX2+0.326*ZX3-0.180*ZX4+0.287*ZX5-0.337*ZX6+0.003*ZX7+0.158*ZX8结合两个公因子的方差贡献率，构建综合得分因子模型：F=(0.602*F1+0.267*F2)/0.868=0.694*F1+0.308*F2由两个公因子的得分函数F1、F2及综合得分因子模型F，绘制出如图所示的河北省城镇居民消费结构的因子得分图。反映了河北省城镇居民消费结构的变动程度及变动趋势。可以看出，整体分成两部分，从2003到2012年，各因子得分整体呈上升趋势。2012年到2015年各因子得分整体呈下降趋势。这是由于随着河北省城镇居民收入增长以及消费水平的提高，人们的消费开始由生存型向消费型转变。

摘要：通过对云南省农村居民消费现状的分析，提出了影响优化云南省农村消费结构的阻碍因素，并针对存在问题，对改善农村居民消费结构给出了合理性的解决措施与建议。

关键词：消费结构；农村居民；云南

消费结构问题是消费经济研究的重要内容。研究消费结构对于了解云南省居民的消费行为、研究云南省居民消费趋势和云南地区部分产业结构变化具有非常重要的作用。对农村居民消费结构的研究中西方有较明显的差异，由于西方国家的工业社会体制和农业社会工业化，在西方的消费结构研究中很少有专门针对农村居民消费结构的研究。云南省林地面积广袤，林业经营者占据多数人口，因此云南省的经济发展主要焦点还是农村问题，农村居民的消费结构研究问题也越来越受到国家的重视。

1阻碍云南省农村居民消费结构提升存在的问题

1.1收入水平普遍偏低

收入水平的高低是居民消费的关键因素。消费水平的高低取决于收入水平的高低。云南省属于我国的边远地区，经济发展相对较弱，产业化发展比较落后，而农村居民的收入又远远比不上城市居民，因此出现了收入水平无法满足生活需求的现象，也限制了农村居民的消费领域和消费市场，严重阻碍了农村居民消费结构的提升。

[论文关键词]审美能力情感社会关系劳动的对象化微观的单个劳动心理满足感配合

[论文摘要]生存就是现实，因此把现实与审美的理想对立起来实际上是一种违背设计美学常识的见解。而设计师的任务，则是改变现实顺应潮流，引导创构理想。作为社会消费结构中人与世界的一种精神关系，审美活动具有现实性的特征。审美活动着眼于现实的人生，寻求理想的实现和幸福愿望的达成，从中提升和超越自我。我们不得不承认主体精神性的理想是在现实关系中生成的，几乎表现在等同于现实活动，是一种消费水平理想化、艺术化的活动，与现实活动没有距离。这种活动不但植根于自然生命的深处，以生命意识为基础贯通自然与社会消费，而且又在此基础上反映出社会化的情感对整个世界消费结构的精神需要。对于大众而言这种关系形式上不但涉及功利，而且暗含着功利的强度，它以现实消费水平关系为基础，之后才超越了现实及其约束，走向心灵中理想与自由的境界。在此基础之上设计的审美活动让主体的心灵从现实关系中获得一种超越。

一、依靠受众自身实现审美活动

消费设计作品与理念一经传出就不可改变，能否产生审美作用，其决定因素就在受众。设计作品只是提供了设计审美的可能性，要使这种可能性向现实性转化，就要依赖受众身上应具备的条件。条件之一，是受众要阅历丰富、人情练达，这样他就会对消费结构事件中美的信息十分敏感，容易在内心激起活动。但仅仅只是阅历和人情还不够，只能达到一种不可名状的愉悦和激动，最多只能算是审美活动中的感性认识。那么，受众还应具备的条件之二，是要具有在掌握大量艺术作品基础上形成的艺术美修养，这样才能把设计接受中的情感活动很清晰地和艺术审美范畴联系起来，使设计审美真正到位。

对于人的艺术修养在审美活动中的决定作用，马克思曾做过这样的表述：“只有音乐才引起人的音乐感觉：对于非音乐的耳朵，最美的音乐也没有意义……社会人的感觉和非社会人的感觉是不同的。只有凭着从对象上展开的人的本质的丰富性，才能部分地第一次产生着人的主观感受的丰富性：欣赏音乐的耳朵，感受到形式美的眼睛──简单地说，能够从事人的享受和把自己作为人的本质力量来肯定的各种感觉。”

二、受众感受设计的指导意义

我国居民消费结构趋势变化

一是从数量向质量的转变，我国居民原先对产品数量的需求正逐渐向对质量的需求过度。质量追求是未来消费结构变化的长期特征。在产品个性化需求方面越来越多，如住宅越来越注重舒适和美观，食品越来越注重绿色和安全，产品越来越注重多功能和高档化。二是从物质消费向精神消费的转变。在我国城镇居民收入不断增加，消费水平不断提升的情况下，物质消费向精神消费的转变是必然趋势。在物质生活资料得到保障之后，居民消费对于精神文化需求的比例必然会扩大，另外，娱乐休闲与旅游等相关文化娱乐产品也在很大程度上体现出了我国居民丰富精神文化的必然需要，精神生活消费的多种性和多层次性以及文化消费的增加，也是我国居民消费层次不断提升的重要表现方式。三是生存消费向发展消费的转变。在生存资源得到质和量的满足之后，我国居民在消费过程中必然会更多地关注跟自身发展相关的消费需求，会进一步加大对健身医疗保健和教育方面的投资，同时追求快捷交通和对称信息，提升自身发展水平。居民发展需求所带来的消费需求正逐渐成为我国消费市场的重要内容。

我国居民消费结构趋势变化对市场消费的影响

企业在市场营销过程中，应当重点关注居民消费结构趋势的变化以及对市场的影响。围绕市场识别和市场评估两个方面进行市场营销机会的分析，结合市场需求领域的新情况和新变化，科学制定市场营销策略，确保市场营销策略的科学性和针对性。能否有效识别和寻求市场营销机会，对于增强企业市场发展能力具有关键作用。顾客作为微观市场营销环境的主导者，其消费结构的变化必然会影响到企业市场营销环境。企业市场营销部门应当牢牢把握结构变化趋势，进一步制定营销方案，切实迎合居民消费需求，依靠市场创新和产品创新，提高企业经营能力和持续发展水平，并将其作为企业市场营销机会分析的最根本出发点。围绕居民消费结构趋势变化进行市场分析，主要是从现存市场营销机会进行分析和从未来市场营销机会进行分析两个方面。本文将居民消费结构趋势的变化与市场影响相关率变量记为F，市场消费发展比率变量为C。根据增长效应理论，居民消费结构趋势变化对于市场消费发展的影响存在促进作用。因此，本文在构建模型时不仅包含市场消费发展比率的一次项，还纳入二次项，如模型（1）所示：C=α+F*β1+F*β2+εt（1）模型（1）中，α、β1、β2为参数，εt为随机误差项。一方面为了有效防止自变量之间可能存在的线性关系，提升回归结果，需要对样本进行多重共线性检验，通过多重共线性检验可以发现，变量之间不存在多重共线性关系，能够对数据进行回归分析。回归分析的结果如表1所示。通过回归分析可以发现，我国现有的居民消费结构趋势的变化与市场影响之间的发展具有正相关关系，即提升居民消费结构趋势的变化水平，能够有效提升市场消费的发展速度，增强市场活力。

现存市场营销机会分析

进行市场营销机会分析和识别时，一般会按照营销手段和营销对象来进行，并将其转化为对于市场和产品结构的分析，实现市场产品结构的识别和分析，确保产品市场机会这一市场营销机构的核心地位。应当从供需现状来对营销机会进行分析。市场出清是市场营销过程中最理想的状态，但是在管理实践中，市场出清这一理想状态往往难以实现，因此在市场营销过程中，围绕居民消费这一消费市场，应当重点从结构、数量以及层次这三个方面来对市场供需缺口进行分析，并通过缺口分析进一步寻求市场营销的机会。当前居民消费结构正逐渐从大众化向个性化方向发展，对于同一产品个性化需求也是不一样的，尽管供需总量平衡，但是结构不平衡仍然会留下比较大的市场营销空间，对供需结构差异进行分析也能够从中发现市场营销的机会。围绕高中低三个市场需求层次，分层次分析需求状况，并有效查找需求空档，生产产品进行填补。重点关注我国居民消费结构变化情况，一般来讲，城镇居民消费结构变化比农村居民消费结构变化速度快，同时产品具有层次，差异也比较明显，城镇居民在消费上更注重个人偏好和高档层次消费。除此之外，还应当围绕市场细分进一步寻求营销空间，按照消费者需求层次和内容的不同，对市场进行进一步的细化，并根据不同产品需求的消费者所构成的目标市场，进行个性化的市场营销策略制定。围绕消费者生活方式、个性特点、购买行为、时效选择、购买方式，重点做好目标市场的规划，通过细分消费市场，进一步挖掘被忽视的市场机会。尤其是伴随着我国市场经济的不断发展，居民消费结构变化呈现出越来越快的趋势。“吃穿用”的消费比例逐步下降，交通、娱乐、通信、体育等消费需求比例不断上升，正是基于这一居民消费结构的变化，进一步细分出许多新的目标市场。细分虚拟产品和实体产品，精神产品和物质产品，享受产品和食用产品，投资产品和消费产品这些不同的消费，有助于为产品营销提供更好的机会。对于同一类产品，也可以结合消费者的不同需求，进行差异化的分析和营销。通过差异化的市场细分，进一步增强营销的针对性，挖掘市场营销机会，对于增强企业市场营销能力和水平，提高市场产品占有比例，具有重要的推动作用。