居民消費水平論文大全11篇

緒論：寫作既是個人情感的抒發，也是對學術真理的探索，歡迎閱讀由發表云整理的11篇居民消費水平論文范文，希望它們能為您的寫作提供參考和啟發。

篇（1）

② 李琮主編《西歐社會保障制度》，中國社會科學出版社，1989年版，第145頁。

③ 周弘《福利的解析――來自歐美的啟示》，上海遠東出版社，1998年版，第8頁。

④ T.H.Marshall， social policy， London， Hutchinson univ. library， 1965，p.7.

⑤ 韓楓《大眾媒體與鄉村文化福利構建》，遼寧大學碩士學位論文，2009年。

⑥ 呂效華《流動人口文化福利支持機制構建研究》，《理論探討》，2012年第1期。

⑦ Cultural Well-Being and Local Government Report 1： Definitions and contexts of cultural wellbeing。http：//mch.govt.nz/search/site/cultural%20wellbeing，2012.

⑧ 胡象明《廣義的社會福利理論及其對公共政策的意義》，《武漢大學學報》，2002年第4期。

⑨ 同⑥。

⑩ 李占樂《現代城市社會福利事業的興起――變遷與模式轉換――以武漢市為個案的制度考察》，華中師范大學博士學位論文，2005年。 B11 侯志陽、孫瓊茹《農村文化福利資本與文化福利治理》，《改革與發展》，2013年第3期。

B12 方福前、呂文慧《中國城鎮居民福利水平影響因素分析――基于阿馬蒂亞?森的能力方法和結構方程模型》，《管理世界》，2009年第4期。

B13 Jarrod M. Haar，Dave M. Brougham ：An Indigenous Model of Career Satisfaction： Exploring the Role of Workplace Cultural Wellbeing ，Soc Indic Res，2013.110：873890 .

B14 也包括在城鎮、城鄉之間的流動人口以及短時居住在城鎮的居民。

B15 歐文?休斯認為對于公益性部門的績效評估除了應該有關于目標的全面進展情況，或者關于財政目標的成就指標之外，還應該有關于顧客或委托人滿意程度的指標。[澳]歐文?E.休斯《公共管理導論》，中國人民大學出版社，2001年版。

Factors Influencing the Townsfolk's Cultural Benefit Level in China：

Based upon the Perspective of Public Cultural Facilities Opening for Free

CHEN Bo

篇（2）

中圖分類號：F124.7；F127.9 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）006-000-01

引言

跟據國家統計局海南調查總隊抽樣調查的資料顯示，2013年海南農村居民的人均純收入達到8343元，同比增加了935元，名義增長了12.6%，扣除價格因素的影響，實際增長了9.7%。近年來隨著農村經濟的發展以及城鎮化進程的推進，越來越多的農民進城務工或從事非農經營，農民非農產業收入占總收入的比重不斷提高，而農業收入占農民總收入的比重不斷降低，農民的收入結構已向更穩定的方向轉變。2013年海南農村居民人均生活消費支出為5467元，同比增加了731元，名義增長了15.4%，扣除掉價格因素，實際增長了9.3%。從消費類別看，享受型、發展型等非食品類支出增長快于食品類支出，農民生活質量繼續改善。

雖然海南農村居民收入有所提高，但是增長速度緩慢，農村消費環境改善緩慢，農村消費水平難有提高。我國農村的消費市場具有很大的潛力，因此一個很重要的問題是如何去挖掘農村的消費潛力。分析海南省農村居民消費水平的主要影響因素，對于提高海南省農村居民消費水平，促進海南省經濟的發展有重要意義。

一、建立模型

1.模型估計

分析1993-2013年海南省農村居民收入、農村家庭人均純收入、商品零售價格指數的時間序列數據。

由數據分析，建立模型：

Yt=β0+β1X1+β2X2+μt

β0為沒有任何因素影響下農村居民的消費水平；β1為農村居民家庭人均純收入對農村居民消費水平的影響；β2為商品零售價格指數對農村居民消費水平的影響；μt是隨機擾動項。

根據以上數據，估計結果以下：

Yt=1387.978+0.793391 X1C13.14005X2

（704.3340） （0.024215） （6.597850）

t=（1.970625） （32.76379） （-1.991566）

R2=0.984346 Adjusted R-squared=0.982607

F=565.9392 DW=0.698484

根據以上模型，R2=0.984346，Adjusted R-squared=0.982607，可決系數高，擬合度較好。說明了海南省農村居民家庭人均純收入與商品零售價格指數對農村居民消費水平的影響比較顯著。

參數β1=0.793391，β2=-13.14005，而且0

由H0：β1=β2=0，設顯著性水平α=0.05，通過F分布表可查出自由度為k-1=2， n-k=18的臨界值Fα（2，18）=19.4，由上表知F=565.9392> Fα（2，18）=19.4，所以應拒絕原假設H0：β1=β2=0，回歸方程顯著，農村居民家庭人均純收入和與商品零售價格指數連結起來對“農村居民消費水平”有顯著影響。

針對H0：βj=0（j=1，2），給定顯著性水平α=0.05，查t分布表的自由度為n-k=18的臨界值tα/2（n-k）=1.734.由上表知β1、β2所對應t統計量分別是32.76379、-1.991566，它的絕對值均大于tα/2（n-k）=1.734，可以分別拒絕各個H0，說明了在其他解釋變量不變下，解釋變量商品零售價格指數與農村居民家庭人均純收入分別對被解釋變量農村居民消費水平的影響都顯著。

2.計量經濟意義的檢驗

（1）多重共線性的檢驗

令Y分別對X1、X2做回歸

計算各解釋變量的相關系數，選擇X1、X2的數據，相關系數矩陣如圖：

Y和X1的組合是最優方程，雖然X2跟Y的擬合度不好，但是引入了X2后，R2=0.984346，大于Y和X1回歸后的R2=0.980897，對整體模型來說X2這個解釋變量具有改善作用，并且t檢驗也符合，因此解釋變量X2不能舍棄，模型可認為不存在多重共線性。

（2）異方差檢驗

對模型進行White檢驗

可得出nR2=8.606542，由White檢驗知，在顯著水平α=0.05下臨界值χ20.05（5）=11.0705，比較統計值與臨界值，nR2

（3）自相關檢驗

由上得DW=0.698484，若給定α=0.05，查表得DW檢驗臨界值dL=1.125、du=1.538，因為du

二、結論

通過模型說明了農村居民家庭人均收入對消費水平有很大的影響，因此提高消費水平的重要手段就是要增加農村居民的收入。商品零售價格指數對于消費水平來說也有一定的影響，但它受到通貨膨脹率以及經濟發展水平等因素的影響。

參考文獻：

[1]國家統計局.中國統計年鑒.

[2]王真.農村居民消費主要影響因素分析.學年論文.2011（5）.

[3]肖毅.石海峰.海南省農村居民消費需求影響因素分析.

[4]龐浩.《計量經濟學》.科學出版社..

篇（3）

關鍵詞：

居民消費水平；經濟發展水平；城鎮化程度；量化關系

一、引言與文獻綜述

城鎮化是我國經濟發展的主要動力，新型城鎮化對我國的發展方式提出了更為嚴格的要求。城鎮化歸根到底是人的城鎮化，人的城鎮化必然與人民的生活質量存在密切關系，否則推薦城鎮化進程就失去意義。長期以來，很多學者研究了居民消費水平與其影響因素之間的關系。徐鳳等運用協整理論,對改革開放以來中國經濟增長與國內居民消費之間的關系進行研究，并指出兩者之間存在著長期穩定的關系，消費對經濟增長具有長期、穩定的促進作用[1]。付波航等基于中國29個省份1989—2010年的面板數據，對城鎮化、人口年齡結構這些人口消費環境或制度變量與居民消費之間的關系進行了實證研究[2]。劉厚蓮指出，人口城鎮化率與居民消費率呈現正相關關系，城鄉實際收入差距與居民消費需求呈現倒U型關系[3]。田青等利用1999—2006年30個省、自治區、直轄市的相關數據分析消費習慣、收入、購房支出、醫療、教育支出、收入波動及利率等因素對消費的影響，實證結果表明，消費習慣、收入是影響消費的主要因素，而收入波動及利率對居民消費的影響不顯著[4]。以我國1978—2004年的年度數據為基礎，建立反映城/鎮化水平和消費增長動態關系的向量自回歸(VAR)模型，在模型的基礎上，運用脈沖響應函數和方差分解分析了城鎮化發展對城鎮居民和農村居民消費增長的動態影響，并指出城鎮化發展對居民消費增長有促進作用，特別是城鎮化發展對農村居民消費增長的累積效應大于對城鎮居民消費的累積效應，并且正向拉動效應的持續時問更長也更穩定[5]。儲德銀等通過建立協整方程和誤差修正模型，從城鄉比較視角分析我國居民消費需求的影響因素，并研究得出收入水平對城鄉居民消費的影響程度最大，而收入分配和政府支出對城鄉居民消費影響的絕對程度基本相同[6]。潘明清等從勞動力流動視角分析城鎮化影響居民消費的內在機制，使用1996—2011年的省級面板數據，采用動態GMM估計方法，重點檢驗了勞動力流動、城鎮化進程以及它們的交互作用對居民消費的影響并證明了城鎮化的積聚效應大于外部成本效應，城鎮化促進了居民消費增長[7]。祁毓等在理論機理分析的基礎上，分別構建2002—2008年和1997—2008年全國30個省份的面板數據,實證研究了不同來源的收入對城鄉居民消費的影響。

二、相關變量敘述城鄉居民消費的影響[8]。

（一）居民消費水平居民消費水平是指居民在勞務或者物質產品的消費過程中，對滿足發展、享受和生存需要達到的程度，可以用勞務和物質產品的質量和數量反映出來也可以通過消費過程中消耗的貨幣量反映出來。本文所采用的就是地區居民消費的貨幣金額數來反應這個地區的居民消費水平。

（二）城鎮化程度城鎮化程度在不同學科中的定義不同，比如，人口學是指城鎮人口占總人口的比重，地理學上是指城市景觀的比重。本文依據多數學者的研究方法，用一個地區城鎮人口占這個地區總人口的比重來表示該地區的城鎮化程度。

（三）經濟發展水平經濟發展水平是指一個國家經濟發展的規模、速度和所達到的水準。反映一個國家經濟發展水平的常用指標有國民生產總值、國民收入、人均國民收入、經濟發展速度、經濟增長速度。本文采用一個地區的人均生產總值來反映該地區的經濟發展水平。

（四）變量數據來源本論文中所采用的數據均來自國家統計局網站，有些是直接采用網站的統計數據，有些是根據需要對網站的數據進行了簡化計算，因此，可以保證數據的真實性和權威性。

三、建立模型與分析

（一）變量的平穩性檢驗在對面板數據進行分析時，首先要對數據進行平穩性檢驗看其是否存在單位根，如果存在單位根則數據不平穩，不能直接進行分析，必須對其差分項進行平穩性檢驗直至平穩為止。為了論述方便。下文中居民消費水平、城鎮化程度和經濟發展水平分別用JMXF、CZH和JJFZ表示。平穩性檢驗的方法主要有ADF-Fisher卡方檢驗、PP-Fisher卡方檢驗、Im,PesaranandShinW-stat和Levin，Lin&Chu-t檢驗[6]，本文依據數據的特征選擇ADF-Fisher卡方檢驗與Im,Pe-saranandShinW-stat作為檢驗方法。檢驗結果如表1。由表1可知，JMXF、CZH和JJFZ都為二階單整序列，可以進行協整分析。協整檢驗方法主要有Kao檢驗、Pedroni檢驗和Johansen協整檢驗基礎上的面板數據協整檢驗。本文如表2所示，在5%顯著性水平下拒絕了原假設，說明JMXF、CZH和JJFZ三者之間存在協整關系。

（二）模型估計本文依據一般構建面板數據的模型形式，構建模型如下：由表3可知，JMXFit=-3625.236+12207.27×CZHit+0.261261×JJFZit。JJFZ與CZH都和JMXF之間存在著正相關的關系，由此可以推出，城鎮化程度與人均生產總值都對提升人結論民的消費水平、對于提高人民的生活水平有著促進作用。通過以上的研究可以看出，雖然我國經歷了多年的城鎮化進程，城鎮化程度也達到了一定水平，但是在新型城鎮化的大背景下，人均消費水平依然與城鎮化水平密切相關，人民生活水平的提高仍然依賴于城鎮化的不斷推進。

參考文獻：

[1]徐鳳，金克琴.中國居民消費與經濟增長關系的實證研究[J].北京工商大學學報，2009，24（2）：109-113.

[2]付波航，方齊云，宋德勇.城鎮化、人日年齡結構與居民消費———基于省際動態面板的實證研究[J].中國人口·資源與環境，2013，23（11）：108-114.

[3]劉厚蓮.人口城鎮化、城鄉收入差距與居民消費需求-基于省際面板數據的實證分析[J].人口與資源，2013，（6）：63-70.

[4]田青.我國城鎮居民消費影響因素的區域差異分析[J].管理世界，2008，（7）：27-33.

[5]胡日東，蘇桔芳.中國城鎮化發展與居民消費增長關系的動態分析[J].上海經濟研究，2007，（5）：58-65.

[6]儲德銀，經庭如.我國城鄉居民消費影響因素的比較分析[J].中國軟科學，2010，（4）：99-105.

篇（4）

中圖分類號：G642 文獻標識碼：B 文章編號：1002-7661（2014）08-015-02

一、引言

我國人口眾多，農村人口基數很大，對農村人均消費水平的研究對于改善我國區域農村消費水平差異有著重要的意義。眾所周知，消費水平是衡量一個地區經濟水平的重要指標，我國幅員遼闊，民族眾多，各區域間的消費存在著很大的差異。國家對“三農”問題非常重視，縮小區域間的貧富差距，實現共同富裕是實現我國現代化的重要保障。本文運用因子分析方法，通過對2012年不同區域農村人均消費水平進行比較研究，分析現象背后的原因，找出一定的消費規律，并提出一些合理化建議。

二、理論介紹

1、指標的選取

本文的數據來源于《中國統計年鑒2013》，為了方便分析，按照統計年鑒的分類，將農村人均消費支出指標分為八類： ―人均食品指出； ―人均衣著支出； ―人均居住支出； ―人均家庭設備及服務支出； ―人均交通通信支出人均醫療保健支出； ―人均文教娛樂支出； ―人均醫療保健支出； ―人均其他支出。

2、理論介紹

因子分析屬于多元統計分析中一種比較常見的方法，其基本思想是通過研究眾多變量間的內部依賴關系，尋求這些數據的基本結構，并用少數的幾個被成為公因子的不可觀測變量，來表達基本數據結構，這些公因子能夠反映原來眾多變量所代表的主要信息，從而有利于研究者達到簡化數據結構，方便研究的目的。其主要步驟為：①根據研究問題選擇原始變量。這里要研究的是農村人均消費在各個區域之間的差異，一共選取了八個指標作為原始變量，記為 。②計算相關矩陣，分析變量之間的相關關系。如果大多數簡單的相關關系系數是大于0.3的，那么可以視為適合進行因子分析。③求解初始公因子和因子載荷矩陣。根據因子載荷矩陣，提取方差貢獻率和累計方差貢獻率信息，每個公因子的方差貢獻率代表對原始數據總信息量的解釋程度。④確定公因子 、 …… 。其中 代表公因子的個數，一般公因子的提取個數 所包含的原始數據的信息總量最好不要低于85%為最佳。⑤對因子載荷矩陣實施旋轉，計算因子得分和綜合得分。本論文運用spss軟件會給出每個公因子的因子得分，這里記為Factor（1）、Factor（2）......Factor（n）個公因子的特征值（ ）為權重計算綜合得分：

其中 為公因子的權重，利用上式可以算出總得分，將31個省市的農村人均居民消費水平進行排名，從而對得出的結果進行分析。

三、結果與分析

因子分析的前提條件是原始變量之間具有較強的相關性，因此在因子分析之前需要對原始變量進行獨立性檢驗，通常采用KMO檢驗及Bartlett球形檢驗。KMO是取樣適當性測量統計量。當KMO值愈大時，表明變量間的共同因素愈多，愈適合進行因子分析。當KMO大于0.7時可以進行因子分析。Bartlett球形檢驗用來判斷數據是否為多變量正態分布，也可用來判斷相關系數矩陣是否適合進行因子分析。

由表1可知，KMO值為0.805，說明非常適合進行因子分析；Bartlett球形檢驗的p值為0，通過了顯著性檢驗，適合進行因子分析。

根據論文上述的因子分析步驟對2012年全國31個省市的農村人均消費水平的數據進行分析，最后按照總得分進行排名，從而可以得出表2。

我們可以將消費水平分為三個層次：高消費水平，中等消費水平、低消費水平。通過表2可以看出，高消費水平的區域包括北京、上海、天津、江蘇、浙江、吉林等東部沿海省市。而中等消費水平的省市大多位處中部地區，經濟發展雖然不及東部沿海地區，卻要好于西部經濟欠發達區域。這種分布基本和我國的基本國情相吻合，同時也反應了地區間農村居民消費還存在著巨大差異。消除這些差異，提高農村人民的消費水平，對于實現共同富裕有著重要的意義。

四、結論和建議

通過上述分析可以看出，我國區域間的農村人均消費水平差異比較大，高消費水平集中分布在東部沿海地區，這和區域的經濟發展水平密切相連。雖然國家非常重視西部發展，但由于起步較晚，地處偏僻，依然和中東部有著不小的差距。應采取如下政策措施：

首先，提升落后地區居民收入水平。收入是影響消費的重要因素，特別是低收入人群，邊際消費傾向相對更高，因此，提升落后地區低收入者的收入水平對消費水平均衡發展產生決定性作用。改革開放30多年來，人們逐漸享受到發展帶來的諸多成果，但是成果分享過程中存在著較大的個體差異。而這些個體差異匯聚而表現出來的無非就是不同區域的整體差異，這些差異顯然不利于和諧社會的建設，提升落后地區居民的收入水平，可以實現改革、發展成果的共享更加公平化，推動和諧社會建設。

其次，加快市場體系建設進程。經濟發展水平差異是區域農村消費水平差異的重要原因，市場機制的完善、相關配套設施的完備可以促使潛在的消費需求變現。市場的發展離不開交通基礎設施的建設，特別是廣大西部地區，與東部發達地區相比，還存在一定差距。因此，改變落后地區的基礎設施、物流、市場體系的現狀，可以極大地促進這些地區消費市場的振興。

最后，適度政策傾斜，推動消費水平區域協調。由于區域極化作用的存在，經濟發展水平較高地區往往會不斷自我強化，由于消費水平受到經濟發展水平的影響，消費水平的自我強化作用在所難免。因此，必須出臺相應的傾斜政策，推動欠發達地區的發展進程，以免區域差異更加顯著。

參考文獻：

[1] 孫文爽，陳蘭祥.多元統計分析[M].北京：高等教育出版社，1994.

[2] 張 馳.我國各地區城鄉居民人均收入的對應分析[J].數理統計與管理，2003（1）.

篇（5）

中圖分類號：F323.8 文獻標識碼：A

1 消費支出增長加快

據江蘇省統計局網站2011年12月14日公布的數據顯示，江蘇農民消費支出2010年人均達6543元，比2001年翻了一番多，年均增幅10.8%。社會消費品零售總額也能說明農民消費水平的提高。2010年，江蘇社會消費品零售總額中鄉村地區實現1516.79億元，比2000年增長了85.2%，反映最近10a來鄉村地區的消費需求呈增長趨勢。

2 收入水平對消費的影響

收入是消費的基礎。自20世紀90年代末期至2003年，農民收入始終低速增長。1997年至2002年，農民人均純收入6年只增加549.5元，每年平均增長不到4%。盡管2003年以后，農村居民收入有所增加，但仍然十分有限，只有農民收入大幅增加，農村居民消費才能同步增長。

3 收入分配差距對農民消費的影響

目前，農村的收入和消費水平遠低于城市。江蘇省統計局2011年12月份公布的數據顯示，按收入5等份分組計算的高收入戶與低收入戶的差距由2000年的5.4：1變為2010年的6.7：1，絕對差距從2000年的6452元變為2010年的16983元，擴大了2.6倍。這個結果表明，農村居民中只有一部分人的消費可望得到擴大。

4 消費結構逐漸轉型

消費結構是反映居民生活消費水平、生活質量變化狀況以及內在過程合理化程度的重要指標。一般所指的消費結構就是衣食住行和文教、醫療等幾大類消費支出占生活消費支出的比例。目前，農民的教育消費太高，以高等教育為例，教育改革前，全國高校年人均學費僅為200元，1997年教育改革后，學費從1998年的1000余元攀升至目前的5000元左右。國家統計局的《2004年國民經濟和社會發展統計公報》表明，2004年全國農村居民人均純收入實際增長6.8%，但農村家庭的教育支出年增長率超過20%。教育費用的昂貴，是農民進行現期消費的“后顧之憂”。

5 農村社會保障機制不健全

預防性儲蓄理論認為，當消費者面臨收入的不確定性越大的時候，他更多的是依據當期收入來進行消費。而且，未來的風險越大，他越會進行更多的預防性儲蓄。當前，雖然農民收入有所增加，但出于謹慎動機，用于預防意外事件的貨幣量也隨之增加。例如，農村中“看病難”“養老難”仍是目前農民反映最強烈的問題。不久前，國務院發展研究中心組織專家實地調查顯示，52%的人頭痛感冒就自己買藥吃，有近20%的人是自我治療或者硬挺著等病好。農村社會保障機制不健全，使得農民有錢也不敢大膽增加現期消費。

6 農村消費環境較差

主要表現在：

6.1 鄉村道路建設問題突出

尤其是山區農村，農民有特產運不出，工業品也難以進入，形成一道較難逾越的鴻溝。

6.2 我國當前電視廣播

通訊設施雖然發展很快，但在農村尤其是廣大偏僻山區仍然是盲區，限制了廣播電視及手機等產品的消費。

6.3 因缺乏對消費品質量的有效監督

大量劣質產品擁入農村市場，農民深受其害，消費積極性嚴重受挫。

7 消費水平總體偏低

從總趨勢上看，江蘇農村居民消費支出不斷增長，但農民消費水平總體仍然偏低。2001～2010年江蘇地區生產總值使用額中，居民消費從3027.67億元增加到10942.82億元，年均實際遞增12.4%。其中：農村居民消費從1373.31億元增加到2676.41億元，年均僅遞增5%；而城鎮居民消費從1654.36億元增加到8266.41億元，年均遞增16.7%。由此可見，在江蘇近10a的經濟發展中，來自農民消費的貢獻非常小。

8 消費心理因素對農民消費的影響

現實生活中，農民的消費行為還受到傳統消費習慣和消費觀念的影響，如平時省吃儉用，到節假日過度消費，重視人情消費、非科學消費，消費方式講究從眾與求同，造成實際改善生活的支出受到擠占，使得農民消費增長乏力。

9 財政與金融市場的支持力度對農民消費需求的影響

近幾年，國家財政、金融在支持農村消費上做了很多工作，但相對于對城市消費的支持，還是很小的。就金融信貸來說，一來因農民金融信貸觀念相對落后，在生產生活消費時，如自有資金不足，大多數選擇向親戚朋友等個人借款，甚至向不法高利貸者借貸。其次是銀行等金融機構不太愿意向回報率較低、風險相對較大的農村或農民貸款。另外，宏觀經濟環境、就業機會等因素同樣會對農村消費產生作用，或將成為制約消費需求的阻力。

篇（6）

[中圖分類號] F126 [文獻標識碼] 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

近年來，國際經濟形勢受到歐債危機和全球經濟低迷等一系列因素影響，中國或多或少的受到了沖擊，吉林省作為中國的農業大省，也不同程度感受到全球需求暴跌的沖擊，就業壓力加劇，這些都直接影響到吉林省民眾的生活。為了應對這種沖擊，吉林省應該從發展方式轉變上看待問題，要積極擴大內需，特別是要加快形成主要依靠消費需求拉動經濟增長的格局。吉林省通過改變三駕馬車中，從前將投資作為第一位的格局，把消費放到了首位，同通過擴大居民消費需求實現吉林省經濟增長的長期目標。吉林省是農業大省，擁有1492.7萬農村居民，因此如何解決吉林省農村居民消費問題是擺在吉林省各級政府面前的一個關鍵問題。因為吉林省農村居民的消費長期低迷，其消費率一致持續在60%以上，明顯高于全國平均水平及鄰省。而吉林省的農村居民消費所占比重卻持續降低，從1980-2012年的32年間下降了近26個百分點。因此，如何提高吉林省農村居民的消費水平，引導吉林省的農村居民朝著正確的消費方向前進，也是促進吉林省農村經濟增長，調整好經濟結構，促進吉林省更好的改善民生的重要決策。吉林省的農村居民消費又存在著區域性的不同特點，特別是吉林省不同地市的農村居民消費水平不同，消費結構也不一樣，如何破解吉林省不同地市之間的農村居民消費水平不同的問題，防止經濟在不同地市之間的不均衡和集聚現象，同時也是吉林省各級政府改善民生，制定相應經濟政策和消費政策的重要內容之一。本文根據吉林省的省情，并對吉林省地市區域的農村居民收入和消費價格指數的空間依賴性進行分析，分析吉林省不同地市的農村居民消費的區域差異和集聚特征，為吉林省制定相關政策提供有價值的參考。

二、空間計量模型的相關理論

本文利用空間自相關檢驗模型（Global Spatial Autocorrelation），根據變量選擇不同的數據并進行處理，對吉林省地市區域的農村居民消費特征進行分析研究。全域空間的自相關是從整個區域空間來探討吉林省不同地市的農村居民消費的空間分布情況。

利用式（4）-式（6）的差值來檢驗吉林省n個地市區域的農村居民消費是不是存在著全域空間的自相關關系。根據相關文獻資料可知，空間計量模型主要分成兩種，一種是空間滯后模型，它的形式是y=pWy+xβ+ε，另一種是空間誤差模型，它的形式為y=Xβ+ε，這里的ε是隨機誤差項向量，而且ε=Wε+μ，限于篇幅，這里就不再贅述。

三、吉林省地市區域農村居民消費特征研究的實證

本論文把吉林省地市區域農村居民人均消費作為被解釋變量，把吉林省地市區域的農村居民收入水平、價格水平為解釋變量，建立模型，取吉林省的長春市、吉林市、四平市、遼源市、通化市、白山市、松原市、白城市、延邊市9個地級市進行回歸分析，以此來驗證凱恩斯的絕對收入假說。數據來源吉林省各年統計年鑒和吉林省各地市的各年年鑒。有的可能缺少某年的居民價格指數，就用居民消費價格指數代替，因為分析的空間狀態，所以利用消費價格指數不會影響具體的分析結果。為了檢驗吉林省各地市區域的農村居民消費的差異與集聚的規律，本文擬提出兩個假設作為檢驗的工具，第一個就是假設吉林省各個地市的農村居民消費行為滿足于凱恩斯絕對收入假設理論。第二個就是假設吉林省地市區域的農村居民消費存在著空間集聚的特征。

這里的C表示消費額，Y表示收入，P表示消費價格指數，α與βi（i=1，2）為待估參數，βi表示為邊際消費傾向，通過分析模型形成整體上是否成立來研究吉林省各地市區域的農村居民的消費支出是否取決于收入的絕對水平。筆者選擇2012年的數據進行分析，所獲得的9個地市區域的擬合優度為0.8725，大于0.8，F值為135.847，伴隨概率為1.774e-021，說明模型總體上成立，又由于收入變量的參數βi是0.8014，P是0，這也說明了吉林省地市區域農村居民收入決定消費，而且邊際消費傾向還比較大，所以，滿足第一個假設吉林省農村居民消費符合凱恩斯的絕對收入假說的原理。又因為1986-2012年期間9個地市區域消費（根據常理，為了不出現偽回歸，ECQ取對數）的MoranI平均值是0.42748，而且每一年的無空間相關假設的概率也都在0.05以下，說明了吉林省內相鄰的地市區域的消費水平存在著一般意義的正相關，從這一點來看第二個假設是成立的。根據空間自相關檢驗模型計算得到MoranI的2001年和2010年統計值，吉林省9個地市區域農村居民消費指數2001年MoranI為0.4307，2010年MoranI為0.4425。通過計算結果可知，吉林省農村居民消費行為表現為，消費水平較高的地市是相鄰的，相鄰地市的消費水平也相近。

通過分析反映了地市區域農村居民消費行為的空間集聚特征，下面來驗證第二個假設。如果在坐標系下進行分析，則2000年，長春位于第一象限，屬于高-高的自相關關系的集群；松原和四平屬于第二象限是低-高的負空間自相關關系集群；白城、通化、白山、遼源等地市在第三象限，是低-低的空間自相關關系的集群；吉林市和延邊朝鮮族自治州在第四象限，是高-低的空間自相關關系。2012年，長春、吉林、延邊朝鮮族自治州在第一象限，是高-高的自相關關系的集群，松原在第二象限是低-高的負空間自相關關系集群，白城、通化、白山、遼源4個市位于第三象限，也是低-低的空間自相關關系的集群；四平在第四象限，屬于高-低的空間自相關關系。

通過分析可知，吉林省的各個地級市的農村居民消費在各個市域之間存在空間的擴散效應，說明吉林省相鄰地級市之間消費是互相影響的，而且地市區域的消費也具有空間的相互影響現象。而且價格變量通過了顯著性水平為5%的顯著性檢驗，可是卻沒有通過1%的檢驗，這也充分證明了吉林省的物價還是比較穩定的，農村居民消費的物價彈性小，這是主要是因為吉林省各個地市區域的農民消費基本上都集中在生活必需品，價格方面的作用不是很強，因此對消費量的影響不是很大。

四、結論

本文借助空間經濟計量模型，在考慮到空間因素影響的條件下，探討了吉林省地市區域的農村居民消費所具有的特征，通過研究表明：

（一）吉林省不同地市間的農村居民消費呈現出空間集聚現象

經濟發展水平決定了消費水平，由于吉林省相鄰地市的經濟水平相當也就導致了相鄰地市的消費水平也接近，消費模式也是伴隨著當地經濟發展而定的。自從吉林省實行了長吉圖開發開放先導區的國家戰略，國家給予很多政策支持，更為長吉兩市的經濟聯動增長提供了動力支持，只有農村居民的收入水平提高了，才能提高消費水平。農村居民的消費環境不好，消費理念、消費文化也比較低，導致消費性價比也比較低，不僅如此，農村居民還存在著習慣于維持性消費和示范和攀比的現象。

（二）吉林省9個地市的農村居民消費具有明顯的空間自相關性

利用空間滯后模型，通過對吉林省地市區域的農村居民消費特征進行分析，反映出吉林省地勢區域的農村居民消費具有明顯的空間依賴性，地理空間效應對吉林省9個地級市的農民消費起著一定的作用。通過前文中的檢驗可知，空間誤差模型還是能夠很好地解釋吉林省不同地級市的農民消費的變化規律及其影響因素的空間作用機制。

（三）吉林省在制定農村居民消費政策時應該考慮空間的相關性

根據吉林省的地圖來看，地域狹長，區域跨度較大，各個市域的發展各不相同，從地市區域的范圍來看，每個地級市的消費結構都不一樣，消費存在著空間的正向依賴性，鄰近地市的農民可以說有著傳染性，存在著溢出效應，基于此，吉林省在制定農村居民消費政策時就應該把空間相關性考慮進來，同時制定政策時要向發展比較落后的地市傾斜，通過穩定物價，建立完善的社會保障機制，增強消費信心，改進農村地區銷售網絡，完善農村基礎設施問題等下功夫。

[參 考 文 獻]

篇（7）

1研究對象和方法

應用社會學調查方法對中國大城市有職業居民的體育消費水平進行調查。為了科學、有效的調查，并與1996年調查結果進行比較，采用了1996年《中國群眾體育現狀調查與研究》第5階抽樣結果。調查樣本含量為1170人。問卷回收率92．73％，有效率70．41％，經專家鑒定，信度和效度較高，符合本課題研究的要求。

調查對象的地區分布為：北京、上海、福州、成都、吉林、廣州、蘭州、包頭、鄭州9個城市。職業情況為：工人、管理人員、科教文衛工作者、直接服務人員和其他人員。

本調查問卷的所有原始數據均在Pentium586微機上采用Excel電子表格和Foxpro數據庫軟件處理。

2城市居民不同職業人群體育消費水平

2．1 1996～1999年體育消費水平比較

體育消費水平是指一定時期內，個人(家庭)體育消費需求滿足程度，從量的方面反映個人(家庭)體育消費在某一時間上的水平。關于我國居民體育消費水平，國內學者進行了大量的調查：1991年我國家庭體育消費抽樣調查結果顯示，城市家庭戶均體育消費191．55元，人均50．81元。1992年調查結果顯示，我國城市居民有67．8％的家庭在體育消費上有投入。1995年武漢市居民體育消費支出占年均收入的1．7％，年均體育消費69．54元(按年均收入4170元計算)。1995年北京市海淀區體育消費調查顯示，海淀區人均體育消費536．7元。1996年我國城市居民家庭體育消費328．83元，相隔4年之后，對相同的地區進行調查得到我國城市居民1999年家庭體育消費情況。

1996年至1999年城市居民不同職業人群體育消費增長比例是不同的。總體上，1999年我國城市居民家庭體育消費559．73元，比1996年的調查結果，增加230．90元，增長70．22％，年均增長高于國民生產總值增長速度。在這4年間，我國城市居民體育消費水平呈現大幅度上升趨勢，說明體育消費已經成為拉動城市居民消費需求的重要因素。

2．2體育消費占家庭收入、支出的比值

從表2可見：1996年城市居民家庭體育消費占家庭年收入的1、78％，1999年占家庭年收入的2．01％，占家庭支出的3．56％。經濟發達國家人們日常生活中用于體育消費方面的支出占整個社會文化娛樂消費的30％～40％。4年來，我國城市居民體育消費提高幅度很大，但是與經濟發達國家相比是一個很小的比例，說明我國城市居民體育消費水平與經濟發達國家相比有很大的差距，這是發展我國體育產業亟待解決的問題，同時也說明我國體育產業還有非常大的發展空間。體育消費水平的高低與社會生產力發展水平、國家的經濟實力分不開。據資料顯示，體育消費水平的不斷提高，已成為經濟發達國家影響居民消費結構變化的重要因素，對提高國民生產總值有巨大的拉動作用。

2．3體育消費與家庭收入的相關關系

本文對不同職業家庭年均體育消費與家庭月均收入數據進行了回歸分析(見表3)。

結果相關系數r=0．9076，對相關系數進行T檢驗，tr=3．758>t0．05(3)=3．182，所以P<0．05，說明不同職業家庭體育消費與家庭收入有顯著性的相關關系，即：體育消費隨家庭經濟收入的增長而增長。本文調查結果顯示城市居民體育消費增長高于家庭收入增長的比例，不同職業家庭體育消費增長與家庭收入增長不同步，最為明顯的是教科文衛工作者家庭，家庭收入增長排在第5位，體育消費增長卻排在第1位，說明了不同職業家庭體育消費增長不僅與家庭收入有相關關系，還與職業分工有很大的關系(見表4)。

3影響城市居民體育消費的因素

人是社會的人，每個消費者都不是在真空中做出自己的購買決策。消費者的購買決策很大程度上受社會因素、文化因素、個人因素和心理因素的影響。其中，影響面最廣、最普遍的因素是社會文化因素，它主要包括文化和亞文化、社會階層、相關群體和家庭等內容。對消費者影響最直接的是個人和心理因素，個人因素包括消費者的年齡和生命周期階段、職業、經濟狀況、生活方式、個性和自我觀念；心理因素包括動機、感覺、學習、信念和態度。目前為止，我國主要大城市和沿海、經濟發達地區人民生活基本上進入了小康階段，中國將會發展成為世界上最大消費市場之一，這預示著我國整體消費趨勢將出現以“發展需求”為主體，兼顧“享受需求”，以提高生活質量為主流的消費革命，并帶動各種產業更新換代。宏觀社會因素的變化和發展，帶來體育產業的發展，使體育消費水平有大幅度的提高，這也預示著在21世紀初，體育產業的發展會成為我國經濟發展的支柱產業，并逐漸成為新的經濟增長點。

4結論與建議

4，1結論

(1)城市居民的體育消費水平受家庭收入、社會因素、文化因素、個人因素、心理因素的影響，與家庭收入、文化教育等因素成正比。

(2)我國城市居民不同職業家庭體育消費處于增長的態勢，其增長速度高于國民生產總值增長速度，說明體育消費在我國城市居民生活中占有重要的位置，并成為拉動城市居民消費需求的重要因素。

篇（8）

1.引言

改革開放以來，我國經濟取得了巨大的發展，人民生活水平得到很大的提高。然而，我國過去三十年的經濟發展主要依賴于出口與投資拉動，消費不足成了制約著國民經濟持續發展的首要問題。為此，國家提出了“擴內需、保增長”的宏觀經濟政策，以促進國家經濟持續發展。由于浙江省城鎮居民消費是居民消費的主要力量，分析研究城鎮居民消費水平及其影響因素，對于浙江省制定恰當的消費政策，提高居民消費水平以及刺激經濟增長具有重要的現實意義。

2.研究意義

消費是人類社會經濟生活中的重要行為和過程，任何社會都離不開消費。在我國，隨著社會主義市場經濟體制的確立，消費在全民經濟生活中的作用更顯重要。可以說，消費活動是經濟活動的終點，一切經濟活動的目的就是為了滿足人們不斷增長的消費需求；但另一方面，消費活動又是經濟活動的起點，是拉動經濟增長的動力。國家一系列決策和尚待解決的問題很大程度上是既源于消費，又回歸到消費。要使我國經濟長期增長，啟動消費需求，就要正確解決“潛在需求很大”與“有效需求不足”的矛盾。

消費水平的提高對經濟發展有很大的影響。社會再生產總是以生產為起點運行的，生產是消費的基礎，并為消費提供了對象，決定消費水平。但消費也能反作用于生產，首先它是生產的歸宿和目的，它使產品得以最終完成和實現，其次它把生產者的勞動能力再生產出來，為生產提供生產主體，三是它充當產品的價值、使用價值的鑒定者，四是它為再生產提供動力和投入的導向，從而促進再生產在規模結構和布局上的優化、合理化。在市場經濟條件下，消費水平的提高會促進消費增長和擴大，加快經濟運行，增加投資和進出口貿易，推動國民經濟的快速增長，國家對此也提出了擴內需、保增長的宏觀經濟政策。

本文利用浙江省1986年到2009年統計年鑒上的相關數據，對影響城鎮居民消費水平的因素進行了實證研究，首先找出可能影響消費水平的因素，然后采用多元線性回歸模型其進行分析和檢驗，最終得出結論，并根據分析結果提出幾點提高消費水平的建議。

3.理論假設、數據來源和分析方法

根據大量的消費理論文獻的借鑒和研究可知，影響居民消費水平的因素有很多，如居民人均可支配收入、對收入的預期、消費心理、消費偏好、消費慣性、消費者年齡性別及全社會人均固定資產投資、人均生產力水平、消費價格指數等等。由于消費心理等一些因素是不可度量的，因而本文排除這些不可測量的變量，從浙江省居民人均可支配收入、人均固定資產投資、人均生產力水平、消費價格指數等四個可度量的方面來考察其對浙江省城居民消費水平的影響狀況，其中本文以浙江省城鎮居民人均消費支出來代表人均消費水平。通過對大量相關文獻的參閱，本文選擇四個對消費水平可能存在顯著影響的因素，具體如下：

第一個因素，浙江省城鎮居民家庭人均可支配收入，指居民家庭在支付個人所得稅之后所得的實際收入。收入和消費的關系非常的緊密，城鎮居民的收入水平的高低決定消費水平的高低，是制約消費的基本因素，近年來隨著改革開放的深入，人民生活水平的提高，城鎮居民的收入普遍增加，所以居民消費水平也相應地提高。

第二個因素，全社會人均固定資產投資。它是反映固定資產投資規模、結構和發展速度的綜合性指標，用我省全社會固定資產投資額除去全省人口數就得出人均固定資產投資額。根據西方經濟學的基本理論可知投資具有乘數的效應，較小的投入可以引起大的資產流動。投資乘數的放大作用體現在對生產的拉動和引發居民消費上。因為固定資產投資增加必然使企業擴大生產規模，這樣社會各部門的勞動者收入也會隨之增加，從而消費增加。

第三個因素，消費價格指數指居民支付所購買生活消費品和獲得的服務項目的價格。CPI提高，則通貨膨脹率提高，居民實際消費水平下降。CPI提高，則居民可分配收入減少，恩格爾指數上升，生活水平下降。CPI提高，刺激居民減少儲蓄，增加消費，

第四個因素，全社會人均生產力水平。生產力水平提高，促進勞動生產率的提高，同時降低產品生產成本，因此這將導致產品的價格的下降，從而促進消費者進行消費支出。

變量選取及數據收集主要來自于《浙江統計年鑒》，本文共選取5個變量：浙江省城鎮居民人均生活消費支出（Y）；居民人均可支配收入（[x1t]）；人均固定資產投資（[x2t]）；消費價格指數（[x3t]）；人均生產力水平（[x4t]）。通過《浙江省統計年鑒》收集有關數據（1986-2009年），整理后得到所需數據。

本文將城鎮居民人均消費支出作為被解釋變量，城鎮居民家庭人均可支配收入、全省社會人均固定資產投資、全省社會人均生產力水平和消費價格指數等作為解釋變量，除了以上幾個主要因素做解釋變量外，其余的因素都歸到隨機項中。

4.分析結果

4.1　數據描述性統計

通過spss軟件，對變量進行描述性統計其結果如下：

從表1可以看出，人均生產力水平均值大于城鎮居民人均消費支出、人均可支配收入、人均固定資產投資與消費價格指數。同時，各變量的標準差較大，1986年至2009年隨著經濟的飛速發展，全社會人均生產力水平、人均消費支出，人均可支配收入，人均固定資產投資與消費價格指數都在穩定增長。

4.2　回歸分析結果

根據表2可以看出，R2=0.998，模型整體擬合較好，則模型系數不全為0。且城鎮居民人均可支配收入及消費價格指數系數在1%水平內顯著不為0，人均固定資產投資在5%水平內也顯著不為0。城鎮居民人均消費支出與城鎮居民人均可支配收入，人均固定資產，消費價格指數間存在正相關，即收入與固定資產投資及消費價格指數的增長將導致消費支出的增長。但人均生產力水平與城鎮居民人均消費支出存在負相關關系，這與經濟理論不符，且以人均生產力水平為被解釋變量，做對城鎮居民人均消費支出的回歸，可以看出，二者呈正相關關系，系數為0.357，在1%水平內顯著不為0，因此本次回歸中人均生產力水平的回歸系數不具有經濟意義。

4.3　多重共線性的檢驗與消除

從表2可以看出各系數的方差膨脹因子（　variance　inflation　factor，　VIF）均遠大于10，因此認為各變量間存在多重共線性，且對各變量間做pearson相關系數，得表3。

表3　變量相關系數矩陣（　N　=　24）

[＼&1＼&2＼&3＼&4＼&5＼&城鎮居民人均消費支出＼&1.000＼&＼&＼&＼&＼&城鎮居民人均可支配收入＼&.997＼&1.000＼&＼&＼&＼&人均固定資產投資＼&.976＼&.987＼&1.00＼&＼&＼&消費價格指數＼&.878＼&.848＼&.760＼&1.000＼&＼&人均生產力水平＼&.986＼&.995＼&.994＼&.800＼&1.000＼&]

從表3可以看出各變量間存在較嚴重的多重共線性，且城鎮居民人均可支配收入與城鎮居民人均消費支出相關系數最大，因此根據經濟理論與統計檢驗，收入是最重要的解釋變量，選出最優簡單回歸方程為[yt=f（x1t）]，

5.結論與建議

通過分析，本文得出城鎮居民的人均可支配收入和消費價格指數都是影響消費水平的因素，對其具有顯著的正相關作用。從實際情況來說，我國城鎮居民的相當一部分都是工薪階層，收入主要來源于工資，是消費的來源及基礎，只有滿足基本的生活需要以后才會去消費，而消費水平的提高其實很大程度上是受該部分消費的制約，因為剩余的可支配收入越多時，由其而帶動的引致消費就會越高，引致消費對消費水平的貢獻較大，所以消費水平也會相應得到提高。與此同時，消費價格指數間存在正相關，即收入及消費價格指數的增長將導致消費支出的增長。

為了使我省經濟快速持續發展，必須增加人們的消費。通過增加消費，拉動經濟增長，通過經濟增長帶動消費的增加。這樣才能使我區經濟不斷向前發展。因此，從上面分析可知，我們可以通過以下幾種方法來增加人們的消費。

第一，要著力增加居民收入。把增加城鎮中低收入居民作為重點和中長期目標加發確立；逐年提高收入分配在國民收入總分配中的比例，使居民收入保持一個合理的、較快的增長速度，使其與經濟發展速度相適應。綜合運用財政、稅收、貨幣等政策，努力增加就業機會，縮小收入差距，重視對有發展前景的勞動密集產業的大力扶持，增加就業人數，提高居民收入，從而提高居民的消費能力。

第二，建立健全的社會保障制度。要盡快建立覆蓋現更廣、更規范、更透明的社會保障制度，提高保障水平。當前，要采取經濟、行政、法律等措施，保證居民養老、醫療保險和失業救濟等款項足額到位，及時發放，盡最大努力減少對居民消費預期的負面影響。

第三，發展消費信貸。發展消費信貸是促進內需擴大的必然選擇。發展消費信貸，可以聯通生產與消費，疏導巨額儲蓄適當向消費領域分流，解決現實購買力與消費需求不匹配的矛盾，這里的信貸不僅包括耐用消費品及住房方面，還指居民對子女教育信貸的程度。只有這樣，才能減少居民對本期收入的嚴重依賴性。

第四，拓寬消費領域、發展消費熱點、開辟新的消費方式。隨著社會的發展與進步，涌現出大量的新的消費熱點，比如旅游、住房、汽車等。當然上述的消費品必然要有政府的一系列的配套改革，推進城市住房、用車信貸的制度。還要調整在短缺時期與消費一般水平內限制性消費措施，如高消費稅等，調整社會的消費水平偏離度。

第五，強化輿論引導。轉變人們的消費觀念，引導合理消費。傳統觀念制約著居民消費的傾向，間接導致消費結構的不合理，消費不足，倡導科學消費、文明消費、適度消費。可以從輿論引導和典型示范兩個方面入手。要堅持“適度超前消費”的輿論導向。媒體要加大宣傳力度，努力提高實際效果。在全社會廣泛開展消費者教育。消費者教育是指對廣大消費者所進行的有目的、有計劃、有組織地傳授有關消費知識和技能，提高消費者自身素質的一種社會活動。在全社會廣泛開展消費教育，不僅可以直接增長消費者的科學文化知識，而且可以培養消費者形成各種必要的消費技能。

參考文獻：

[1]浙江省統計局網站.浙江省統計年鑒

[2]高鴻業.西方經濟學第四版[M].北京：中國人民大學出版社，2007

[3]李子奈.計量經濟學第二版[M].北京：高等教育出版社，2005

[5]李婭玲，王智慧.浙江城鎮居民消費現狀的實證分析[J].商場現代化，2006

[6]堯華英.中國城鎮居民平均消費傾向對收入分配的影響的實證研究[J].現代經濟信息，2009.2

篇（9）

 

一、引言

改革開放以來，我國經濟有了飛速地發展，隨著居民生活水平的提高，消費水平也有了顯著的提高。但是,投資和消費的增長比例關系卻不盡如人意,消費增長大大慢于投資增長,消費需求對經濟增長的貢獻率不斷下降并成為當前經濟運行中的重要問題。為實現擴大內需、拉動經濟增長的長效目的,我們要在洞察當前居民消費現狀的基礎上,深入分析居民消費增長緩慢的原因,并探索擴大居民消費需求、拉動經濟增長的對策和措施。我們就從人均量的角度出發，建立計量經濟模型來對上述問題進行分析。

二、數據說明

從《中華人民共和國年鑒》上得到人均國民生產總值（GDP）、農村居民人均消費和城鎮人均消費的數據（1988--2009）。在本文，采取GDP為Y作為因變量，農村居民人均消費X1和城鎮人均消費X2作為自變量。，居民消費。具體數據見下表：

表1單位：元

 

obs Y X1 X2 Y1 X3 X4 1988 379 138 405  

 

 

 

篇（10）

一、引 言

當前我國經濟放緩，顯露經濟停滯和通脹并存的跡象。統計數據顯示，2011年一季度GDP增幅降至9.7%，①出口在減速，外儲增加的1412億美元中，經常項目順差僅為298億美元，②投資增幅跌至25%，5月份PMI指數為52.0%，環比回落0.9個百分點。③可見，如何擴大內需尤其是擴大居民消費需求成為當前政策的首要任務。事實表明，城鎮居民消費一直是我國最終消費的主體，但是其發展已步入正軌，發展潛力有限。因此，當前擴大消費內需的關鍵在于擴大農村居民的消費需求。換言之，當前的消費問題，很大程度上就是農村居民消費需求結構問題。

關于農村居民消費結構問題，經濟學界研究成果相當豐富，歸納起來，主要是從以下三視角展開的：一是從農村居民家庭的衣食住行等消費類商品消費

情況的視角來研究其現狀：由于國家各項惠農政策的實施，農村居民家庭消費質量不斷提高，表現為食品和衣著消費支出逐漸降低，文娛、交通通訊、醫療保健等消費支出逐漸增加。二是從轉型的視角來研究農村居民消費結構的特征：農村居民消費結構逐步升級，未來20年居民消費結構將由生存型向享受型和發展型轉變，并且農村消費結構升級滯后于城市。三是從消費差異的視角研究農村居民消費結構的差異：表現為城鄉居民之間的消費結構差距擴大和農村居民群體之間的消費結構差距加大。本研究是從農村居民消費結構與產業結構和經濟增長之間的互動關系視角，利用我國1978 -2010年經驗數據，實證分析我國農村居民消費結構對產業結構和經濟增長的影響，旨在為當前我國經濟轉型尋找原動力。

二、農村居民消費結構與轉變經濟發展方式的機理

（一）居民消費結構變動與轉變經濟發展方式的機理

從產業結構的視角看，居民消費結構是指各產業產品在居民最終消費中所占的比重，［1］因而產品結構是否合理，影響消費結構是否合理，而產業結構在一定意義上又決定了經濟的增長方式。經濟學家庫茲涅茨((Kuznets, 1949)曾提出，一個國家國民收入的度量必須從產業結構的角度去衡量，而一個經濟的產業結構又是由其生產方式所決定的。也就是說，居民消費結構變動與經濟發展方式是相互作用相互影響的。具體地如下圖所示。當居民消費結構發生變動時，首先通過價格機制引起生產消費資料的最終產品產業的生產調整，最終產品產業生產的調整會引起資源在不同產業間的重新分配，以居民消費結構變動為目的的不同產業協調發展必然促進經濟發展方式轉變。然后，經濟發展方式引導和決定三大需求協調拉動經濟發展，收入決定消費，經濟的發展通過收入機制影響消費者行為，從而直接帶動居民消費結構變動。簡而言之，消費結構的變化決定著產業結構的變動，產業結構的變動決定著經濟發展方式的變動，反之，經濟發展方式的變動必須依據消費結構的變動進行調整。

居民消費結構與經濟發展方式的相互作用機理（二）農村居民消費結構升級是我國未來經濟增長的最大原動力

社會經濟發展的終極目標是為了改進或提高廣大人民的福祉，因而人們消費需求的滿足狀況、消費水平和消費結構提高程度成為衡量一個國家經濟發展、國民經濟是否良性循環的關鍵。目前我國有7.4億農民、1.82億農戶，占中國人口的56.1%、世界人口的11.32%，④這是中國乃至世界最龐大的消費市場，具有最大的發展空間。然而，從目前發展現狀看，無論是消費水平還是消費結構，農村居民與城鎮居民相比，都落后10-15年。如，2009年農村居民消費水平為4021元，略高于城鎮1994年的消費水平3852元，不到1995年的4931元。⑤2009年農村居民平均每百戶年度擁有彩電量為108.9臺，大體相當于城鎮居民1999年水平的105.43臺。⑥可見，農村消費市場的發展是我國新一輪經濟增長的契機，農村居民消費結構升級是我國未來經濟增長的最大原動力。

三、農村居民消費結構與轉變經濟發展方式的實證分析

（一）模型的設定、變量的選擇與數據的處理

向量自回歸模型（Vector Auto-regression Model, VAR）模型是一種非結構化的動態聯立方程模型，它可以同時揭示內生變量之間的即期關系和動態影響。基于此，本文采用VAR模型研究我國農村居民消費結構變動與產業結構和經濟增長之間的長期均衡和短期關系，以及在給定單位變化條件下各變量系統內相互影響的綜合動態反應。考慮到統計數據的可得性及其代表性，選擇相關變量和對相關數據進行處理如下。

文中采用農村居民的恩格爾系數(EC) ,即農村居民食品支出占消費總支出的比重，作為農村居民消費結構的代表變量。產業結構是中間變量，用三大產業占GDP比重，即第一產業比重（PFI），第二產業比重(PSI)、第三產業比重(PTI)作為產業結構的代表變量。經濟增長指標用國內生產總值(GDP)指標，為了消除物價水平的影響，用歷年生產總值指數對GDP進行調整，即按可比價計算。所選變量數據均根據《中國統計年鑒（1978-2010）》整理得來。為消除異方差，對以上五個變量做自然對數化處理，于是構建VAR模型為：yt=c+∑Pi=1A變量向量,At是帶估計的參數矩陣， C是常數項，p是自回歸滯后階數，εt是隨機擾動項。

（二）模型的估計與檢驗

1.單位根檢驗

由表1顯示，五個變量都為不平穩的時間序列，經過一階差分后為平穩I（1）過程，因此，可利用1978―2010年農村居民消費結構與產業結構和經濟增長的經驗數據來構建反映它們之間互動關系的VAR模型。表1單位根檢驗結果變量 ADF

檢驗值檢驗類型

注：檢驗類型中的C，T，K分別表示檢驗模型中含有截距項、趨勢項、滯后值；臨界值均為Mackinnon協整檢驗臨界值；表示一階差分。

2.VAR模型估計

在VAR模型估計中的一個重要問題就是滯后階數的確定，通常可采用兩種方法:一是LR(似然比)檢驗法，另一種方法是利用AIC信息準則、SC信息準則和HQ信息準則判斷。根據樣本數據計算相應的統計量，經判斷初步選定滯后階數為2階，VAR模型具體估計式如下：

一般而言，第一個協整向量具有較強的經濟解釋能力，對第一個協整向量進行正規化后可以得到對應的協整關系表達式為:

由協整方程可以看出，農村居民消費結構與GDP的增長呈正相關，即GDP每增長1%，農村居民消費結構升級0.130801%。而三大產業的系數均為負值，顯然，三大產業結構與農村居民消費結構脫節。因此，當前應高度重視農村居民消費升級對產業結構調整的影響，把握擴大農村居民的有效消費需求以及明確經濟結構調整方向，增強產業結構調整的針對性和有效性，促進我國盡快走上消費驅動型經濟發展階段。

4.格蘭杰檢驗

為考察農村居民消費結構變動與三大產業結構和經濟增長之間存在的長期均衡關系是否構成因果關系以及方向如何，選擇滯后期為2的格蘭杰檢驗，結果見表3。表3

由表3可得出如下結論：其一，我國農村居民消費結構演變和第一、二產業結構之間存在單向因果關系，而第三產業與農村居民消費結構不存在因果關系。換言之，三大產業中，只有第一、二產業結構在一定程度上促進農村居民消費結構的升級，而農村居民消費結構升級對第一、二產業結構的拉動作用不明顯。究其原因，三大產業結構與農村居民消費結構不相適應，特別是第三產業的發展與農村居民的消費需求相差甚遠。其二，在0.1的顯著性水平下，農村居民消費結構與經濟增長之間不存在雙向的因果關系。這意味著，經濟增長提高了農村居民的收入水平，促進了農村居民的消費結構從生存消費需求向享受、發展需求層次轉變。但是，農村居民消費結構對經濟增長的促進作用卻不明顯。其三，第一產業與經濟增長不存在雙因關系，而第二、三產業結構與經濟增長都存在雙向因果關系。可見，第二、三產業對經濟增長的貢獻比較大，而第一產業相對較小。

5.脈沖響應分析

為了清晰地反映農村居民消費結構與產業結構和經濟增長的動態影響，在VAR模型的基礎上估計農村居民消費結構的脈沖響應函數，并根據相關指標的比較把響應函數追蹤期設定為15年。由表4顯示：一方面，當本期給第一、二、三產業一個沖擊后，居民消費結構立即作出了響應，并且這一沖擊對農村居民消費結構變動短期內影響較大，呈現一定的波動性，因此，三大產業的協調發展更有利于農村居民消費結構升級。另一方面，經濟增長不僅在短期內對農村居民消費升級有明顯的拉動作用，而且能持續形成對農村居民消費增長的正向響應，不過這種帶動作用將會越來越弱。

6.方差分析

方差分解可將系統的預測均方誤差分解為系統中各變量沖擊所作的貢獻，從而可以進一步考察我國農村居民消費結構與產業結構和經濟增長之間的動態變化。具體分解結果如表5。

由表5可知:一方面，消費結構的沖擊影響呈現先上升后下降的趨勢，在第6期最高點27.14417%。三大產業結構的沖擊影響是遞增的，在第15年分別到達1.438864%、1.460255%和23.53602%。另一方面，在lnGDP的變動中，0.000332%-27.14417%的波動可以由消費結構的變動解釋0.328230%-1.148291%的波動可以由第一產業的變動解釋，0.272053%-1.482778%的波動可以由第二產業的變動解釋，3.709335%-23.53602%的波動可以由第三產業的變動解釋。可見，農村居民消費結構變動對經濟增長的沖擊大于三大產業結構的變動對經濟增長的沖擊，并且第三產業結構變動大于第一、二產業結構的變動。因此，調整產業結構，大力發展第三產業，促進我國農村居民消費結構升級是未來經濟增長的最大原動力，這與理論分析相吻合。

四、結論與政策建議

綜上可知：我國農村居民消費結構與產業結構和經濟增長具有長期的均衡關系；農村居民消費結構變動對經濟增長的沖擊大于三大產業結構的變動對經濟增長的沖擊，并且第三產業結構變動大于第一、二產業結構的變動。然而，目前我國產業結構與農村居民消費結構存在著嚴重“錯位”，經濟增長提高了農村居民的收入水平，促進了農村居民消費結構升級，而農村居民消費結構演變并沒有引起產業結構的改變，對經濟增長的促進作用也不明顯，從而導致農村居民消費慢于經濟增長。因此，在當前和未來時期內，可從如下幾方面促進農村居民消費結構的升級與優化，適時調整三大產業結構，實現經濟增長方式的轉型。

（一）建立農民增收的長效機制，穩定農村居民的消費預期

首先，建立農民增收的長效機制。農村居民消費取決于農民收入增長的長效性，因而要拓寬農民的增收渠道，既要從農業內部挖掘農民持續增收潛力，又要通過市場，增加農民的貨幣收入，從農業外部尋求增收途徑，同時還要通過教育、培訓等方式提高農民自身增收能力。［2］(56-57)其次，穩定農村居民的消費預期。目前我國農村居民面對農業生產、疾 病等方面的不確定性，不得不減少當前消費，增加儲蓄以增強抵御不確定的風險。據調查，農民一次大病的平均花費7000多元，幾乎等于一個家庭一年的全部收入。⑦因此，擴大公共財政向農村傾斜，完善農村教育、醫療等社會保障體制，增強農村居民消費信心，從而促進農村居民消費支出及其支出結構的升級。

（二）把握農村居民消費熱點，引導農村居民消費結構優化與升級

消費熱點反映出消費者新的消費愿望，構成了消費者對未來消費的潛在需求的方向。隨著農民收入水平的提高，農村居民消費逐漸升級。因此，要關注農村居民消費需求的新動向，把握農村消費熱點。一方面，加強輿論導向，引導農村居民合理的消費行為。另一方面，以農村居民消費熱點為增長極，適時調整產業結構，引導農村居民消費結構的升級。這樣既能使企業生產實現有效供給，又能使農村居民消費需求結構的變化成為產業結構優化升級的強大動力。所以，政府可以通過宏觀調控政策培育農村消費熱點，［3］(29)如調整財政資金的使用方向、力度和節奏，采用各種轉移支付手段來改變產品的相對價格，在農村市場培養那些示范效應強，能夠帶動相關產業發展、輻射作用大的消費熱點，引導農村居民消費結構升級。

（三）以農村居民消費結構升級為導向，促進產業結構調整

首先，適時調整農業結構，發展農業生產，增加農產品的有效供給。一方面，把握市場消費需求，合理調整農業生產結構和農業的品種結構；另一方面，根據市場消費結構，發展高產優質高效農業，不斷推出農產品消費熱點；同時，提高農產品的科技含量，構建優勢產業群體，延伸產業鏈條，推進農業產業升級。其次，面向農村消費品市場調整第二產業結構，生產適合農民消費水平的工業消費品。第三，大力發展農村服務業，加大公共財政對農村的基礎設施的投入力度，改善與農民生活消費相配套的“硬”環境和“軟”環境，提高農村居民消費的幸福指數。

（四）縮小城鄉居民消費差距，促進消費公平

消費差距在很大程度上源于收入差距。所以縮小城鄉居民消費差距，應從合理調節城鄉居民收入差距入手。首先，穩定和完善農村稅收政策。繼續通過對農業生產資料從生產到銷售各個環節實行稅收減免，降低農業生產資料的成本；完善現行對農產品征收增值稅制度，應將增值稅延伸到農業生產環節，切實減輕農民負擔。［4］(177-179)其次，完善農村土地產權制度。數據資料分析表明：⑧農村居民土地價值下降是城鄉居民財產占有水平差距擴大的重要原因。因此，應從保護農民土地權益出發，健全土地承包權流轉的方式和程序，緩解農地關系緊張的矛盾，提高資源的利用效率，使農民能夠獲得通過市場化運作土地資產在流轉中帶來增值的收益。第三，建立和完善補償機制，著力改善農村低收入群體的的生產和生活條件，增加低收入者的消費能力。

注 釋：

①中華人民共和國國家統計局.stats.省略/tjsj/jidusj/

②余豐慧.智慧應對中國經濟不確定性風險［EB/OL］.中國宏觀經濟信息網.2011-5-30

省略/xsfx/rdfx/20110530099713.shtml

③中國宏觀經濟信息網.5月中國制造業PMI為52%經濟增速回落［EB/OL］. 2011-6-1省略/news_speed/hgjj/20110601099730.shtml

④中國人民大學課題組.擴大農民消費問題研究――背景和意義(上) ［EB/OL］. hbzyw.省略/xwxx.asp?id=791

⑤中華人民共和國國家統計局. stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm

⑥中華人民共和國國家統計局.stats.省略/yearbook/indexC.htm，stats.省略/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm

⑦韓 俊，羅 丹.中國農村醫療衛生狀況報告［J］.中國發展觀察, 2005(1):16

⑧張 鑫.中國城鄉居民收入差距及其成因的演化路徑研究［D］.遼寧大學博士論文，2009（11）：183-184．

主要參考文獻：

［1］姜 濤．轉型時期中國居民消費升級的產業結構效應研究［D］．山東大學博士論文，2009．

［2］賀喜燦．人力資源開發視角的農民增收長效機制研究――以江西為例［D］． 南昌大學博士論文，2010(6)．

［3］楊志安，王 娜，張 磊．中國農村居民消費熱點培育問題研究―基于ELES模型［J］．經濟與管理研究,2010(12)．

［4］劉 利．中國城鄉居民收入差距：理論分解•現狀評判•對策思考［D］．吉林大學博士論文，2010（5）．

Rural Resident Consumption Structure and Transforming Economic

Development Model: Evidence from 1978 to 2010

篇（11）

引言

近年來，隨著城鄉統籌發展政策的不斷推進，以城帶鄉、城鄉協調的一體化發展進程越發順利、合理。據中國行業企業信息中心調查結果顯示，2011年我國消費品市場首要特點就是農村消費增長加快，城鄉消費增量差距趨于縮小。但是，在解決城鄉消費差距，建設全面小康社會的過程中，盡管我國消費品市場總體呈現出了平穩較快發展的良好態勢，城鄉二元結構方面卻仍存在一些難以在短期破解的問題，表現在：一是城鄉居民收入、消費增長相對量相對較慢與社會保障體系不健全、保障水平低并存，如何調整收入分配格局、提高城鄉居民尤其是中低收入者的消費能力是當前擴大內需的重點和難點；二是居民消費品制造業成本壓力大與創新能力不足、信貸分配結構不盡合理并存；三是城市網絡購物等新型消費業態不盡規范與農村流通網絡不健全并存，制約著消費市場的擴大，根本原因還是基礎設施與金融支持的問題；四是誠信機制不健全與事后維權難度大并存，特別是在農村金融體系不夠完善、金融服務不夠全面、金融信息不夠順暢的背景下，城鄉金融非均衡性發展難題難以“化解”。林毅夫等（2009）認為政府干預導致了中國城鄉消費差距擴大，農業生產支持程度和農業貸款對中國城鄉消費差距影響不穩定。張軍（2010）認為我國城鄉家庭消費差距問題一直懸而未決，根源在于收入增長的行業制約、設施建設投入的城鄉分離、消費觀念轉變的養老制度約束。儲德銀等（2010）認為收入分配和政府支出對城鄉居民消費影響的絕對程度基本相同，但二者對城鄉居民消費的影響效應卻存在顯著性差異，政府支出對城鎮居民消費具有正向擠入效應，而對農村居民消費則產生負向擠出效應。本文從金融非均衡性發展的角度，分析產生城鄉消費差距的原因根源，在一定程度上為當前解決城鄉消費差距難題提供參考。文章通過研究我國城鄉金融非均衡性發展現狀與城鄉居民消費水平差距逐年擴大的相關關系，實證兩者間相關關系顯著性意義的有效性。基于金融視角下提出解決城鄉金融非均衡發展難題、破解城鄉居民消費差距難題的對策建議，從而最終實現我國城鄉一體化、縮小城鄉差距，最終實現我國全面小康社會的總目標。

我國城鄉金融非均衡發展與居民消費差距現狀

本文首先對1995-2011年我國城鄉金融非均衡發展和居民消費差距的存量和絕對差量統計數據進行了系統歸納和整理，以分析兩者的發展現狀。

（一）我國城鄉金融非均衡性發展差距現狀

通過對1995-2011年我國城鄉金融貸款占比量進行分析，可以看出我國城鄉金融貸款占有總量的差距明顯。1995年全國城鎮金融貸款占有總量為47518.9億元，而農村同期金融貸款占有總量僅為3019.1億元，城市占有金融貸款是農村的15倍。而隨著我國東西部、沿海與內陸經濟發展速度差距的擴大，城鄉金融貸款占有總量的差距在不斷地擴大。從貸款占有量的差距看，1995年至2011年的17年間，城鄉金融貸款絕對差距從1995年的44499.8億元擴大到2011年的459179.3億元，并呈現逐年擴大態勢（如圖1所示）。

（二）我國城鄉收入水平差距的發展現狀

通過對我國1995-2011年的城鄉收入水平統計資料的搜集和整理，可以得出我國城鄉居民收入差距的時間序列圖（如圖2所示）。從城鄉可支配收入看，呈現逐年上升態勢。1995年城鎮人均可支配收入為4283元，農村人均純收入為1578元，城鄉收入差距為2705元，城鎮收入為農村收入的2.7倍；而2011年城鎮人均可支配收入21810元，農村人均純收入為6977元，城鄉收入差距為14833元，城鎮收入為農村收入的3.1倍。總的來看我國城鄉居民收入不斷提高，但是城鄉收入的絕對差距卻并沒有得到改善。

（三）我國城鄉消費水平差距變化的發展現狀

根據對我國1995-2011年城鄉消費水平統計資料的搜集和整理，得出我國城鄉居民消費水平差距的時間序列圖（如圖3所示）。由圖3可知，我國城鄉人均消費水平隨收入水平呈現逐年遞增態勢。1995年的城鎮人均消費4931元，農村人均消費為1313元，城鄉消費差絕對差距為3618元，城鎮消費為農村消費的3.8倍；2011年城鎮人均消費17163.7元，農村人均消費為4882.7元，城鄉絕對差距為12281元，城鎮消費為農村消費的3.52倍。雖然從消費水平差距倍數看2011年較之1995年有所減少，但是結合收入水平的差距倍數來看，仍然顯示出了我國城鄉消費水平差距并沒有得到明顯改善。

我國城鄉金融非均衡發展與居民消費差距的相關性分析

根據現狀分析，以城鄉金融非均衡發展差距水平（FD）和城鄉居民消費差距水平（RC）為研究變量，以1995-2011年的時間序列為研究范圍，分別以城鄉貸差和城鄉消費差距代表FD和RC的差距水平來分析兩者之間的相關性。

（一）編制相關性研究變量的時間序列表

根據現狀分析，本文首先編制了我國城鄉金融發展差距水平（FD）與居民消費差距（RC）的相關性分析時間序列表。如表1所示。

（二）城鄉金融非均衡發展與居民消費差距

根據城鄉金融非均衡發展差距水平和城鄉居民消費差距水平的時間序列發展現狀，為了解金融非均衡發展的城鄉差距水平與城鄉居民消費水平差距的相關關系及金融資源配置變化情況對城鄉消費差距的影響程度，本文對兩者的發展現狀變化情況進行相關關系的實證分析。利用SPSS.16.0對表1進行系統分析，輸出分析結果如表2所示。

（三）結論

由表2我們可以看到：一方面，1995-2011年我國城鄉金融非均衡性發展與城鄉居民消費水平差距的變化情況相關系數為0.978，說明兩者的變化情況是成正相關關系的，即城鄉金融非均衡性發展必然對城鄉居民消費水平的差距存在影響，而且城鄉金融非均衡性發展程度越高，居民消費水平差距越大；另一方面，從表2中我們看到Sig.（2-tailed）置信水平小于0.05，所以單純的根據我國城鄉金融信貸差距代表的非均衡性發展狀況與城鄉消費水平差距狀況的相關性系數來說明兩者之間的高正相關水平是不全面的。

綜合我國城鄉金融非均衡發展與居民消費差距的現狀分析和以上相關性實證分析可以得出以下結論：城鄉金融貸款非均衡在一定程度上導致了城鄉人均收入和消費的不均衡，并且成為造成城鄉差距不斷擴大的主要原因之一。事實上，追溯到計劃經濟時期，優先發展資本密集型重工業的發展戰略在資本稀缺的條件下內生決定了金融資源配置上的偏向城市行為。一方面，城市化發展，導致大量經濟富裕的農民遷移城市，在增加了城鎮消費增長的同時壓縮了農村消費；另一方面，也在于農村金融市場不完善，一部分通過銀行機構將農業剩余資金轉移到城鎮。這些均是造成我國城鄉金融非均衡性發展和居民消費差距不斷擴大同時存在的重要原因。

基于金融非均衡發展視角縮小城鄉居民消費差距

本文首先從城鄉貸款占有量差距、城鄉收入差距與城鄉消費差距的時間序列圖來反映FD和RC之間的相關關系；然后利用計量經濟學模型對兩者的相關關系進行定量分析，得出兩者正相關度為0.978的高相關性。因此，要實現我國城鄉經濟一體化、加快我國現代化進程，縮小城鄉差距特別是限制國民經濟均衡發展的核心動力的居民消費之間的差距，就必須抓住推動經濟發展、縮小城鄉居民消費差距的動力源：金融發展。結合“二元論”核心觀點以及哈羅德-多馬模型相關經濟增長理論，基于金融非均衡發展視角為縮小我國城鄉居民消費差距提出以下對策建議：

（一）加強金融機構在城鄉經濟發展中的運作能力

建立完善的區域金融體系。形成合作化、政策化和商業化相結合的分工合理、競爭適度的金融體系。使不同金融機構在區域金融體系內滿足不同層次的農村金融服務需求，加強金融機構在城鄉經濟發展中的運作能力。

1.加強金融機構“資本創造”經濟發展。發揮鄉村、城郊信用社農村金融“主力軍”的作用，加強農村金融產品和服務方式創新力度，促進農業產業機構調整和農民增收。可以組建金融機構和鄉鎮單位經濟發展“一對一”幫扶小組，不僅有利于加速資本的運動效率，防止農村部分農戶資金長期閑置，監測農村資本運動方向；而且有利于推動農村金融機構運作能力的提升，緊密金融與經濟發展的相互關系，建立幫扶小組內金融機構與鄉鎮單位經濟共同進步的評估體系。

2.加強金融機構“資本創新”經濟發展。調整農業發展銀行政策性職能定位，除了加強農村基礎設施、高新技術產業及高技術產業化項目的支持力度外，還要加強對我國區域特色的多元化產業支持力度，以改善不同地區的金融機構的運作能力，實現區域特色、產業特色和金融特色相互結合的政策性職能定位。如定位江西景德鎮陶瓷金融、贛州的稀土金融、南豐的蜜橘金融、鷹潭的銅金融等等產業與金融相結合的創新性金融政策性職能。

3.加強金融機構“資本推動”經濟發展。引導郵政儲蓄銀行等具有農村邊遠地區先決優勢的金融機構開辦農村消費信貸品種，豐富農村金融市場的資本供給。通過增加資本供給來實現金融機構運作能力的提高，一方面有利于金融機構的城鄉均衡發展，另一方面有利于城鄉金融-經濟的共同發展。

（二）提高金融機構調整資本流動的靈活性和方向性的能力

完善農村中小金融機構體系的政策體系。一方面，需要豐富金融工具特別是具有區域特色的金融衍生工具的種類，提高金融機構調整資本流動的靈活性能力。另一方面，縮小城鄉金融非均衡性發展，大力開發農村居民生產信貸、消費信貸產品，提升消費、收入水平低下地區的綜合消費水平，實現全國資本流動的健康合理發展，提高金融機構調整資本流動的方向性能力。

1.豐富具有區域特色的金融產品，提高金融機構調整資本流動的靈活性。在傳統的金融期貨、期權、掉期及互換的基礎上，結合農村特色產業的發展要求，開創如農產品遠期合約、農業產業收益證券化等金融產品，從而提高金融機構在調整資本流動時更具有靈活性。其次，加強消費、收入水平低下地區消費信貸的有效供給。

2.完善金融市場生態環境，建立多層次、互補型的金融-經濟-自然可持續發展保障體系，提高金融機構調整資本流動的方向性。一是加大宣傳力度。提高社會公眾對金融市場生態環境的認知度，形成人人重視、人人參與的良好氛圍。二是發揮政府在農村金融市場生態環境中的主導作用，實現農戶整體信用評級的提升。三是發揮典型示范效應。落實好對文明信用農戶的激勵政策，加大對其授信、貸款、利率等方面的優惠力度，調動群眾積極性的同時，加強對不良信貸主體進行信用控制，并且通過全國征信系統對其進行公示，以提高違約成本。實現金融機構資本流向優質資產，推動社會資源的有效利用和合理分配。

（三）推動具有區域特色的農村投融資平臺的建設

隨著金融危機爆發后“影子銀行”-民間資本流動活躍，在國家適度寬松和穩健的財政貨幣政策背景下，各地區金融機構及政府部門積極探索，為應對后危機時代的經濟發展摸索出路。而在各城市投融資平臺飛速發展并推動城市經濟發展的同時卻忽略了農村特色的投融資平臺建設，從而致使農村地區“相互抱團”組成生產合作組織，以提高農戶生產安全性。但是這種合作組織形式在解決當前農村地區生產、銷售和贏利的基礎上卻難以有效推動合作社每一位社員的主觀能動性和勞動積極性。只有推動農業生產股份經營才是最終出路。因此，文章建議為推動農村基礎設施建設、現代化水平和金融普及率的共同提高，須設立農村小額貸款公司和村鎮銀行，促進城鄉市場競爭，提高農村金融服務水平。在這樣一個投融資平臺，需要實現社會資本流向農業產業部門的同時，更需要實現金融知識的宣傳，引導農民更新消費觀念。一方面，各金融機構特別是涉農金融機構要根據農村的特點，把不同地區真正需要的金融政策、金融常識、金融業務知識及主要的金融業務辦理程序送到農民手中，使農民學會運用金融致富，利用金融改善生活，最終實現我國城鄉居民消費差距；另一方面，結合國家關于“三農”優惠的“家電下鄉”、“汽車下鄉”等擴大內需政策，利用全國各地具有區域特色的農村投融資平臺，推行“金融下鄉”活動，實現金融機構城鄉區域政策共享、信息共享、技術共享，以城鄉金融支持產業發展達到均衡，縮小城鄉差距。

（四）構建農產品-資本流動監管體系

構建農產品-資本流動監管綜合體系，包括農產品流動信息、資本流動信息、農村人均收入增長狀況、金融發展狀況以及農村金融發展狀況，形成農村金融風險監測體系、風險損失補償體系、資本流動財政支持體系等，有利于實現區域市場經濟發展與金融發展的同步監管與發展。

對于農產品的監管體系。包括對農產品的標準化生產過程、農產品的質量檢測、農產品的效益監測。從生產到流通的全過程，是否實現投入產出的可持續發展是農產品監管體系的監測目標。

對資本流動的監測體系。包括銀行金融機構對農產品的支持資本、農戶的自有資本以及財政部門的轉移支付資本監測。根據弗里德曼的貨幣需求理論，只有恒久財富才會對社會貨幣流動量產生影響。而從整個社會的角度出發，市場資本總量是由全社會國民收入決定的，從而為構建資本流動檢測體系提供了可行性。

綜上所述，文章結合區域經濟發展特色和優勢采取適度的貨幣信貸政策和保險政策；對區域內的重點中心地區實施特殊發展政策，從而達到以點帶面、以局部帶動整體的效果；采取優化城鄉區域金融的產品結構、金融服務手段的更新、金融機構網點設備的覆蓋以及金融人才城鄉結構的優化等措施；構建現代化農村金融服務體系等等措施，研究金融非均衡性發展與城鄉居民消費差距的關系，為進一小縮小各區域金融非均衡發展對城鄉居民消費水平帶來的不均衡影響，縮小城鄉金融非均衡性發展程度的同時，為擴大農民收入來源、提高農民消費水平提供參考建議。

參考文獻：

1.魯釗陽.城鄉金融發展非均衡化的形成機理及對策研究[D].重慶大學經濟與工商管理學院博士研究生畢業論文，2012（4）

2.賈健，徐展峰，葛正燦.城鄉居民收入差距與金融非均衡發展關系研究[J].區域金融研究，2012（3）

3.朝正清.我國農村金融發展水平的實證分析[J].農村經濟，2007（1）

4.錢水土，程建生.金融非均衡發展對城鄉收入差距影響的實證研究[J].貨幣銀行， 2011（8）