時間：2022-09-19 04:22:12
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創(chuàng)造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇消費支出論文，希望這些內(nèi)容能成為您創(chuàng)作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
論文關(guān)鍵詞：消費率，最終消費支出，投資率，居民消費率
消費率，又稱最終消費率，是指最終消費支出占支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重。在國內(nèi)生產(chǎn)總值不變的情況下，消費率與最終消費支出總額同向變動：最終消費支出總額增加則消費率上升，最終消費支出總額減少則消費率下降。根據(jù)消費主體不同，最終消費支出可分為居民消費支出和政府消費支出，其中居民消費支出占比較高，因此，居民消費支出水平及其變動是消費率波動的主導(dǎo)因素。[①]
一、中國消費率現(xiàn)狀及其演進歷程
自1978年改革開放以來，中國消費率整體上呈現(xiàn)下降趨勢。如表1和圖1所示投資率，從1978年的62.1%下降至2008年的48.6%，盡管其間經(jīng)歷了幾次小幅波動和回升，但總體趨勢是顯著下降的論文格式模板。特別是自2003年消費率一次性下降近3個百分點（從2002年的59.6%到2003年的56.8%）之后的6年時間里，消費率連續(xù)下降了11個百分點，自2006年便持續(xù)低于50%（2006年49.9%，2007年49.0%，2008年48.6%）。與此相對應(yīng)，資本形成規(guī)模逐年加大，投資率（又稱資本形成率，即資本形成總額占支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重）則呈波動上升趨勢，從1978年的38.2%上升至2008年的43.5%。[②]
由于中國的凈出口總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重一直不高，最高的年份2007年也僅為8.9%，因此，消費率和投資率的高低及其消長關(guān)系便成為現(xiàn)實宏觀經(jīng)濟運行狀況的直接反映。與世界各發(fā)展中國家平均水平（工業(yè)化初期消費率87%、中期消費率81%，末期消費率78%[③]）相比，中國較低并持續(xù)下降的消費率反映了國內(nèi)需求的萎縮，說明最終消費需求對經(jīng)濟增長的拉動作用顯著削弱；而較高并繼續(xù)上升的投資率則標志著投資需求對經(jīng)濟增長拉動作用增強。由于投資需求屬于中間需求，其實質(zhì)是投資增加所引起的總供給能力的提高和產(chǎn)出的增長，二者共同作用的結(jié)果是經(jīng)濟總量上的供給大于需求，即宏觀經(jīng)濟總體上的供求失衡，而且這種失衡具有長期性和嚴重化的趨勢投資率，在全球經(jīng)濟整體下滑、出口需求相應(yīng)減弱的情況下，這種供過于求將使國內(nèi)經(jīng)濟面臨更大的緊縮風險。
表1 消費率、投資率和增長率[④]
年
份
投資率
（%）
消費率
（%）
國內(nèi)生產(chǎn)
總值增長率
（%）
最終消費
支出增長率
（%）
消費增長率與GDP增長率差額（%）
住宅銷售價格(元/平方米)
標準化
住宅
價格
1978
38.2
62.1
-
-
-
-
-
1979
36.1
64.4
13.5
17.6
4.1
-
-
1980
34.8
65.5
12.2
14.2
2.0
-
-
1981
32.5
67.1
9.1
11.8
2.7
-
-
1982
31.9
66.5
11.6
10.5
-1.1
-
-
1983
32.8
66.4
11.2
11.1
-0.1
-
-
1984
34.2
65.8
18.4
17.4
-1.0
-
-
1985
38.1
66.0
23.3
23.5
0.2
-
-
1986
37.5
64.9
15.8
14.0
-1.8
-
-
1987
36.3
63.6
16.8
14.4
-2.4
-
-
1988
37.0
63.9
25.3
26.1
0.7
-
-
1989
36.6
64.5
12.5
13.5
1.0
-
-
1990
34.9
62.5
11.8
8.3
-3.5
-
-
1991
34.8
62.4
16.7
16.6
-0.1
756.23
0.08
1992
36.6
62.4
22.1
22.1
0.0
996.40
0.11
1993
42.6
59.3
34.0
27.3
-6.7
1208.23
0.13
1994
40.5
58.2
36.0
33.5
-2.4
1194.05
0.13
1995
40.3
58.1
25.9
25.7
-0.2
1508.86
0.16
1996
38.8
59.2
17.3
19.5
2.2
1604.56
0.17
1997
36.7
59.0
10.1
9.6
-0.5
1789.80
0.19
1998
36.2
59.6
6.0
7.2
1.2
1853.56
0.20
1999
36.2
61.1
5.3
7.8
2.5
1857.02
0.20
2000
35.3
62.3
8.4
10.6
2.2
1948.43
0.21
2001
36.5
61.4
10.4
8.7
-1.6
2016.75
0.22
2002
37.9
59.6
10.4
7.2
-3.2
2091.72
0.22
2003
41.0
56.8
13.3
8.0
-5.3
2197.35
0.24
2004
43.2
54.3
17.5
12.4
-5.1
2548.61
0.27
2005
42.7
51.8
17.7
12.4
-5.3
2936.96
0.31
2006
42.6
49.9
17.5
13.1
-4.4
3119.25
0.33
2007
42.2
49.0
18.7
16.5
-2.2
3645.18
0.39
2008
43.5
48.6
16.6
15.8
-0.9
論文關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民,消費結(jié)構(gòu),灰色關(guān)聯(lián)分析,模型
一、引言
在拉動經(jīng)濟增長的三駕馬車中，消費對經(jīng)濟的拉動作用最大。隨著經(jīng)濟的快速發(fā)展，黑龍江省城鎮(zhèn)居民的生活水平得到了很大的改善，消費結(jié)構(gòu)也隨之發(fā)生了較大的變化。本文首先運用灰色關(guān)聯(lián)分析方法對黑龍江省城鎮(zhèn)居民生活消費支出結(jié)構(gòu)進行量化對比分析，從而較科學(xué)地測度城鎮(zhèn)居民生活消費支出與其構(gòu)成因素之間關(guān)系的密切程度，揭示城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)的變化，在此基礎(chǔ)上，運用模型對黑龍江省城鎮(zhèn)居民消費支出及其構(gòu)成因素進行預(yù)測分析，揭示其動態(tài)演變過程。該分析對于適時調(diào)整和正確引導(dǎo)居民消費方向，促進經(jīng)濟的長期穩(wěn)定發(fā)展具有重要意義。
二、建模機理
（一）灰色關(guān)聯(lián)分析的建模機理
灰色關(guān)聯(lián)分析的基本思想是根據(jù)序列曲線幾何形狀的相似程度來判斷其聯(lián)系是否緊密。曲線越接近，相應(yīng)序列之間關(guān)聯(lián)度就越大，反之就越小。具體而言,就是通過計算參考序列和比較序列之間的關(guān)聯(lián)系數(shù)、關(guān)聯(lián)度,確定影響參考序列的主要因素和次要因素,從中找到最為關(guān)鍵的因素。
本文運用灰色綜合關(guān)聯(lián)模型進行消費結(jié)構(gòu)的分析。序列和的灰色綜合關(guān)聯(lián)度，其中，和分別為和0的灰色絕對關(guān)聯(lián)度和灰色相對關(guān)聯(lián)度，，一般取0.5。它既反映了和幾何形狀的相似程度，又反映了和相對于始點的變化速率的接近程度，是較為全面地表征序列之間聯(lián)系是否緊密的一個指標。
（二）模型的建模機理
該模型的基本思想是對原始數(shù)據(jù)序列進行累加，用指數(shù)曲線對累加生成的數(shù)據(jù)序列進行擬合并建立模型，然后根據(jù)時間進行外推，從而進行預(yù)測。
1．數(shù)據(jù)的檢驗
若參考序列的所有級比都落在可容覆蓋內(nèi)，則該數(shù)列可以作為模型的數(shù)據(jù)進行灰色預(yù)測。
2．建立模型
對參考數(shù)列0作1-AGO：，其緊鄰均值序列為
建立的灰微分方程：
相應(yīng)的白化微分方程為：
白化微分方程的解為：
3．檢驗預(yù)測值
分別檢驗預(yù)測值的絕對誤差和相對誤差，如果相對誤差小于0.2，則認為達到一般要求；如果相對誤差小于0.1，則認為達到較高要求。
4．結(jié)合實際問題的需要，給出相應(yīng)的預(yù)測預(yù)報。
三、黑龍江省城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變化的實證分析
（一）數(shù)據(jù)來源及階段性劃分
分析對象為黑龍江省城鎮(zhèn)居民人均全年生活消費支出及其八個構(gòu)成因素——食品、衣著、居住、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通和通訊、文教娛樂用品及服務(wù)、雜項商品和服務(wù)。原始數(shù)據(jù)來自于歷年《黑龍江統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。由于年鑒中城鎮(zhèn)居民的消費支出構(gòu)成項目在1992年發(fā)生了變化，所以，分析時間段確定為1992年至2008年。由于在此10多年時間內(nèi)黑龍江城鎮(zhèn)居民的收入水平發(fā)生了巨大的變化，消費結(jié)構(gòu)也會隨之發(fā)生變化，這就需要根據(jù)不同時期的特征，對這一時期進行進一步的劃分。從《黑龍江統(tǒng)計年鑒2009》中可以發(fā)現(xiàn)，在2000年前后，黑龍江城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)發(fā)生了根本性的變化（見表-1），所以以2000年為界，把分析數(shù)據(jù)分為1992-1999年和2000-2008年兩個階段。
表-11992-2008年黑龍江城鎮(zhèn)家庭恩格爾系數(shù)（%）
年份
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
恩格爾系數(shù)
49.9
49.2
50.8
48.2
46.2
45.9
43.5
年份
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
恩格爾系數(shù)
40.5
38.4
37.2
35.5
35.6
關(guān)鍵詞:農(nóng)村公共供給品 協(xié)整分析 誤差修正模型 效應(yīng)
在當前金融危機影響還未消退的背景下,國家采取了一系列的“保增長、擴內(nèi)需、調(diào)結(jié)構(gòu)、惠民生”的政策措施。我國農(nóng)村公共品供給不足問題較為嚴重,在很大程度上,農(nóng)村公共品供給影響農(nóng)民消費結(jié)構(gòu)和消費規(guī)模。我國目前仍是農(nóng)業(yè)大國,基于農(nóng)民人口基數(shù)大、農(nóng)民收入水平低這一基本事實,公共品供給仍然是影響農(nóng)民消費最主要因素之一。本文主要以農(nóng)村公共品供給和農(nóng)民收入這兩個影響農(nóng)民消費的因素為研究對象,通過實證分析,具體比較農(nóng)村公共品供給和農(nóng)民收入這兩個因素對農(nóng)民消費的長期效應(yīng)和短期效應(yīng),為政策措施制定提供相應(yīng)的實證依據(jù)論文下載。
農(nóng)村公共品供給對農(nóng)民消費影響的一致性分析
(一)數(shù)據(jù)選取與說明
通過《中國統(tǒng)計年鑒》選取1985-2008年人均財政支出(x1)、人均現(xiàn)金消費支出(yc)和農(nóng)村居民人均純收入(x2)指標。需要說明的是:首先,關(guān)于農(nóng)民消費支出,本文采用農(nóng)民人均現(xiàn)金消費支出指標,主要原因是:農(nóng)民消費支出包括生活消費總支出和生活消費現(xiàn)金支出,在生活消費總支出中,較多消費部分是自足自給的,這種消費對于拉動內(nèi)需效應(yīng)不大,因此,本文采取生活消費現(xiàn)金支出指標。其次,本文采用農(nóng)村居民人均純收入代替農(nóng)民收入,主要是考慮與農(nóng)民消費支出水平指標的統(tǒng)計口徑一致性以及數(shù)據(jù)可獲得性。最后,關(guān)于農(nóng)村公共品供給的數(shù)據(jù)較難以整理,同時考慮與前兩個指標的統(tǒng)計口徑一致性,因此本文采用人均財政支出作為農(nóng)村公共品供給指標。
(二)變量變化趨勢描述及其分析
根據(jù)1990-2008年人均財政支出(x1)、人均現(xiàn)金消費支出(yc)和農(nóng)村居民人均純收入(x2)的相關(guān)指標,作出圖1和圖2的變化趨勢圖。
由圖1可以看出,自1985年,我國人均現(xiàn)金消費支出整體處于不斷上升趨勢,在1999年之后,更以加速度上升。相比之下,人均財政支出整體上雖處于不斷上升趨勢,但上升幅度較小。從二者變化趨勢來看,人均現(xiàn)金消費支出和人均財政支出具有一致變化趨勢,這在一定程度上表明,二者具有一致相關(guān)性,農(nóng)村公共品供給影響農(nóng)民消費支出。但是,從各自的上升幅度來看,人均財政支出的上升幅度不及人均現(xiàn)金消費支出的上升幅度,這說明,一方面,我國的農(nóng)村公共品供給處于發(fā)展緩慢狀態(tài),農(nóng)村公共品供給不足。另一方面,影響農(nóng)民消費支出的因素不僅僅是農(nóng)村公共品供給,還有其他因素。或者是因為農(nóng)村公共品供給是間接地影響農(nóng)民消費支出。
根據(jù)圖2的農(nóng)村居民人均純收入和人均現(xiàn)金消費支出變化情況來看,二者具有一致變化趨勢,這說明,我國農(nóng)村居民人均純收入和人均現(xiàn)金消費支出具有一致相關(guān)性,農(nóng)民收入影響著農(nóng)民消費。同時,從圖2可以看出,我國農(nóng)村居民人均純收入大于農(nóng)民人均現(xiàn)金消費支出,這說明,我國農(nóng)村居民收入不完全用于消費支出。因此,農(nóng)村公共品供給對農(nóng)民消費的影響具有間接性和不完全性。所謂不完全性是指,一單位公共品供給帶動少于一單位消費支出。所謂間接性是指,農(nóng)村公共品供給可以通過影響農(nóng)民收入、農(nóng)民消費習(xí)慣以及其他因素來影響農(nóng)民消費。
農(nóng)村公共品供給的農(nóng)民消費效應(yīng)
(一)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗
對于時間序列數(shù)據(jù)要進行平穩(wěn)性檢驗,本文采用最常用的ADF檢驗法。在Eviews環(huán)境下,檢驗結(jié)果見表1。從表1顯示來看,這些變量在二階5%的顯著水平下是平穩(wěn)的。
(二)Granger因果檢驗
要具體研究變量間的相互依存關(guān)系,必須進行因果檢驗,其主要目的是具體知道每個變量在相互依存關(guān)系中的地位,即哪個變量是因,哪個變量是果,一旦知道了因果關(guān)系,就可以對本質(zhì)因素進行分析。本文采用Granger因果關(guān)系檢驗,結(jié)果如表2所示。
由表2可以看出,在5%的顯著性水平下X1 是 YC的原因,X2 是 YC的原因,X1 是 X2的原因。即農(nóng)村公共品供給引起農(nóng)民消費支出變化,農(nóng)民收入引起農(nóng)民消費支出變化,農(nóng)村公共品供給引起農(nóng)民收入變化。農(nóng)村公共品供給和農(nóng)民收入是農(nóng)民消費支出的原因,農(nóng)村公共品供給是農(nóng)民收入變化的原因。
三)協(xié)整分析
協(xié)整分析是檢驗變量是否具有長期穩(wěn)定的關(guān)系,由表2可知,人均財政支出(x1)、人均現(xiàn)金消費支出(yc)和農(nóng)村居民人均純收入(x2)的對數(shù)的二階差分是平穩(wěn)的,即log(yc)~I(2),log(x1) ~I(2), log(x2) ~I(2)。由于這些變量是同階平穩(wěn)的,因此可以繼續(xù)做協(xié)整分析。具體分析如下:
首先,協(xié)整回歸:
log(yct)=0.212.8log(x1t)+0.792269log(x2t)
et=log(yct)-log(yct)
其次,檢驗et的單整性:非均衡誤差項et的單整性檢驗如表3所示,表3顯示表明,非均衡誤差項et在5%的顯著水平下是平穩(wěn)的。
因此,變量log(yc)、log(x1) 、log(x2)是協(xié)整,他們之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系,為接下來的分析奠定基礎(chǔ)。
(四)效應(yīng)分析
為了具體明確log(x1)、log(x2)對log(yc)的影響情況以及它們之間的長期和短期效應(yīng)關(guān)系,同時有上面的協(xié)整分析,因此本文可以建立如下誤差修正模型:
在Eviews環(huán)境下的回歸結(jié)果如下:
log(yct)=0.634554log(x1t)-0.332041
(5.78934)(4.98754) D.W=1.8
[log(yct-1)-1.366096-0.789609log(x1t-1)(1)
R2=0.937
log(yct)=1.115537log(x2t)-0.143370
(6.78912) (3.24971)D.W=1.8
[log(yct-1)+0.439786-1.06355log(x2t-1)(2)
R2=0.937
根據(jù)方程(1)表明,x1對yc影響的短期彈性(0.634554)小于x1對yc影響的長期彈性(0.789609),因此,農(nóng)村公共品供給對農(nóng)民消費影響的短期效應(yīng)小于其長期效應(yīng)。
方程(2)表明x2對yc影響的短期彈性(1.115537)大于x2對yc影響的長期彈性(1.06355)。這說明農(nóng)民收入對農(nóng)民消費支出影響的短期效應(yīng)大于其長期效應(yīng)。因此,農(nóng)民收入能立即帶動消費,而公共品供給長期消費效應(yīng)比其短期效應(yīng)更大。
為了具體比較農(nóng)村公共品供給和農(nóng)民收入對農(nóng)民消費支出的效應(yīng)。由于人均財政支出(x1)、人均現(xiàn)金消費支出(yc)和農(nóng)村居民人均純收入(x2)具有協(xié)整性,它們具有長期穩(wěn)定關(guān)系,因此可以得出以下回歸方程:
log(yct)=0.191449log(x1t)+0.807953log(x2t)+
(3.704564) (4.12146)(4.0317) D.W=1.79
0.542815AR(1) (3)
R2=0.9937
由方程(3)可知,在x1和x2共同對yc的影響情況下,x1對yc影響的彈性(0.191449)小于x2對yc影響的彈性(0.807953)。這表明,從長期來說,如果考慮到公共品供給和農(nóng)民收入相互影響,農(nóng)村公共品供給對農(nóng)民消費支出的效應(yīng)小于農(nóng)民收入對農(nóng)民消費支出的效應(yīng)。這個結(jié)論似乎與實際不符合,但是,如果考慮到農(nóng)民收入和農(nóng)村公共品供給之間的關(guān)系就明白其中原因。有以上分析可知,公共品供給是農(nóng)民收入的原因,農(nóng)民收入的提高在一定程度上依賴于農(nóng)村公共品供給。
從圖3可以看出:由圖3(a)農(nóng)村公共品供給可以直接帶動農(nóng)民消費支出,也可以通過影響農(nóng)民收入間接帶動農(nóng)民消費支出。圖3(b)表明,農(nóng)民收入直接帶動農(nóng)民消費支出。之所以從長期來說農(nóng)村公共品供給對農(nóng)民消費支出的效應(yīng)小于農(nóng)民收入對農(nóng)民消費支出的效應(yīng),其根本原因是因為農(nóng)村公共品供給影響農(nóng)民收入,進而進一步影響農(nóng)民消費支出。從表面來看,影響農(nóng)民消費支出的因素來自于農(nóng)村公共品供給和農(nóng)民收入,實際上,農(nóng)民消費支出來自于通過農(nóng)村公共品供給帶來的收入。因此,農(nóng)民消費支出的收入效應(yīng)來自于農(nóng)民其他收入和農(nóng)村公共品供給帶來的收入,而農(nóng)民消費支出的農(nóng)村公共品供給效應(yīng)僅來自于農(nóng)村公共品供給。所以農(nóng)民收入對農(nóng)民消費支出的長期效應(yīng)大于農(nóng)村公共品供給對農(nóng)民消費支出的長期效應(yīng)。
但是,具體到農(nóng)民收入對農(nóng)民消費支出的短期效應(yīng)小于農(nóng)民收入對農(nóng)民消費支出的長期效應(yīng),其原因是農(nóng)民消費是非理性的,這符合Scott的思想,Scott認為農(nóng)民的經(jīng)濟行為奉行“生計第一”和“安全第一”的原則,而不是理性經(jīng)濟人的收益最大化原則。而農(nóng)村公共品的短期效應(yīng)大于其長期效應(yīng),這是由于農(nóng)村公共品供給帶動農(nóng)民的即期消費支出,林毅夫認為農(nóng)民在外部條件限制下,會按照傳統(tǒng)慣例作出消費行為,但在外部條件變化的情況下,會改變自己的行為方式。因此,農(nóng)村公共品供給的變化可以改變農(nóng)民的消費支出。
綜上所述,農(nóng)村公共品供給不僅能立即改變農(nóng)民的消費習(xí)慣產(chǎn)生即時效應(yīng),而且能影響農(nóng)民收入,進而影響農(nóng)民消費支出,產(chǎn)生長期效應(yīng)。按照消費者的消費習(xí)慣,收入是改變消費習(xí)慣最方便、最靈活的因素,但是這種習(xí)慣的改變是建立在農(nóng)村公共品供給這個外在條件之上的。因此,農(nóng)村公共品供給在影響農(nóng)民消費支出上不僅具有直接效應(yīng)而且可起到間接“橋梁”作用。
1.生產(chǎn)總值構(gòu)成變動分析。最終消費、資本形成總額、貨物和服務(wù)凈出口是經(jīng)濟增長的拉動力，同時是計算支出法生產(chǎn)總值的三要素,其中最終消費一直在我國生產(chǎn)總值中所占比重最大，在經(jīng)濟增長中貢獻率最大。1978年甘肅省生產(chǎn)總值為64.73億元，2007年為2702.40億元;消費率1978年為66.62％，2007年為59.78％,說明最終消費是拉動經(jīng)濟增長的最重要動力，因此實證分析甘肅省居民消費變動及其對經(jīng)濟影響作用有一定實際意義。
2．最終消費情況分析。最終消費由居民消費和政府消費兩部分組成，甘肅省最終消費支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據(jù)《甘肅統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)計算居民消費支出一直占據(jù)最終消費支出大部分的比例，穩(wěn)定在70％以上。
3.甘肅省最終消費對經(jīng)濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經(jīng)濟增長率中消費需求拉動所占的份額,計算甘肅省最終消費貢獻率在2002年至2007年間分別為63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最終消費對經(jīng)濟增長的貢獻率并不穩(wěn)定，其原因是經(jīng)濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務(wù)凈出口政策要素影響。
二、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)變動分析
1．農(nóng)村居民消費支出變動分析。消費結(jié)構(gòu)指各類消費支出在總消費中所占的比例，消費結(jié)構(gòu)能夠反應(yīng)出居民的生活水平，甘肅農(nóng)村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費，說明農(nóng)村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態(tài);從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫(yī)療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標志，相關(guān)數(shù)據(jù)變動說明甘肅省農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)逐漸優(yōu)化，農(nóng)村居民生活水平逐步提高。
2.城鎮(zhèn)居民消費支出變動分析。恩格爾系數(shù)從1993年的0.51總體上保持下降趨勢，到2007年的0.36，食品消費支出已不在占據(jù)消費支出的一半比例。說明城鎮(zhèn)居民的生活水平的提高，城鎮(zhèn)居民生活水平到達小康階段，醫(yī)療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應(yīng)有所增加，表明城鎮(zhèn)居民的生活質(zhì)量逐步提高，消費結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化。
3.城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)變動度分析。消費結(jié)構(gòu)變動度，是分析消費結(jié)構(gòu)變化程度的指標，計算公式為：
在1996年～2000年期間，甘肅省農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變動度為9.00％，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變動度為2.22％，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動度為3.27％。
在1996年～2000年期間，城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)變動非常顯著，其中食品支出消費對消費結(jié)構(gòu)的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)經(jīng)過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動影響最大；醫(yī)療、文教消費是影響消費結(jié)構(gòu)變動的又一重要因素。
三、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費函數(shù)分析
本文采用持久收入消費函數(shù)。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε
其中Ct為現(xiàn)期消費;Yp和Yz表示持久收入和暫時收入。系數(shù)α1和α2分別是持久收入和暫時收入的邊際消費傾向。根據(jù)《甘肅年鑒》統(tǒng)計資料，對模型進行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉(xiāng)居民消費函數(shù)(1）、（2）。
農(nóng)村居民消費函數(shù)Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）
（0.002）（8.237）（2.469）
R2=0.873D.W.=1.212F=34.461
城鎮(zhèn)居民消費函數(shù)Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）
（1.095）（40.793）（3.908）
R2=0.997D.W.=1.91F=1878.984
從方程中可看出，農(nóng)村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消費；每增加1元暫時收入，有1.74元用于消費。既增加了暫時收入，不僅要將暫時收入全部用于消費，同時還要拿出儲蓄來消費。城鎮(zhèn)居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費；每增加1元暫時收入，有0.87元用于消費。
四、簡要結(jié)論
1．經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)居民的收入和消費之間有直接的影響。經(jīng)濟增長越快，收入增加越高，消費也會隨著增加。但是，在投資、出口和消費等三要素當中,消費對經(jīng)濟增長的貢獻率最高，一般都在70%左右,說明拉動消費仍然是甘肅省經(jīng)濟發(fā)展的主要動力。
2.隨著經(jīng)濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結(jié)構(gòu)出現(xiàn)重要變動傾向。在城鄉(xiāng)居民的消費結(jié)構(gòu)變動當中，食品支出消費對消費結(jié)構(gòu)的變動影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來，城鄉(xiāng)居民的消費結(jié)構(gòu)劇烈變動，居住消費支出對城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動影響最大。另外，醫(yī)療、文教消費是影響消費結(jié)構(gòu)變動的又一重要因素。
3.為了鞏固消費對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率，我們建議：一是加快發(fā)展城鄉(xiāng)經(jīng)濟，保證固定資產(chǎn)的投資速度，使投資增長不要出現(xiàn)大起大落;二是進一步開發(fā)農(nóng)民能夠穩(wěn)定增加收入的就業(yè)渠道和途徑，如非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入、轉(zhuǎn)移性就業(yè)收入、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化收入等；三是對于城市居民來講，要把創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位和機會作為重點，用擴大就業(yè)保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉(xiāng)居民的消費結(jié)構(gòu)進行一定的引導(dǎo)，努力改善城鄉(xiāng)居民住房、醫(yī)療、教育、保障等關(guān)鍵性問題。
參考文獻：
[1]彭勁松:重慶市經(jīng)濟增長中消費與投資貢獻度分析[J].重慶大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2004，（4）；7～10
關(guān)鍵詞：有效稅率；經(jīng)濟增長；結(jié)構(gòu)性減稅
本文得到遼寧省教育廳人文社會科學(xué)研究一般項目資助（項目號：2009A228）
中圖分類號：F81文獻標識碼：A
有效稅率分為邊際有效稅率和平均有效稅率，前者是指邊際稅基所承擔的有效稅率，后者等于稅收收入與相應(yīng)稅基的比值。相對于法定稅率和宏觀稅負，有效稅率更能說明經(jīng)濟增長過程中不同結(jié)構(gòu)要素所承擔的稅負水平。按照征稅對象的不同，本文將稅收收入分為資本收入稅收、勞動收入稅收和消費支出稅收。將分別計算資本、勞動和消費的有效稅率，并用三種有效稅率進行實證分析。
一、稅收的歸類
（一）資本稅收。對資本征收的稅收是我國稅收收入的主要部分，在所得稅、財產(chǎn)稅、行為稅中都有所體現(xiàn)。對資本征收的稅收主要包括土地使用稅、土地增值稅、耕地占用稅、房產(chǎn)稅、車輛購置稅、車船使用稅、固定資產(chǎn)投資方向調(diào)節(jié)稅、印花稅、資源稅、城市維護建設(shè)稅、燒油特別稅、牲畜交易稅、契稅、企業(yè)所得稅、外商投資企業(yè)和外國企業(yè)所得稅等稅種，以及增值稅、營業(yè)稅和個人所得稅中應(yīng)計入對資本征收的部分。
（二）勞動收入稅收。勞動收入是勞動者出售勞動力所獲得的報酬。對勞動收入征收的稅收包括農(nóng)業(yè)稅、牧業(yè)稅、社會保險基金和來自于勞動收入的個人所得稅等。其中，社會保險基金雖然沒有采用稅收的形式，但是國際上一般將其作為稅負的組成部分之一，因此，本文將其納入勞動收入的有效稅率的計算。
（三）消費支出稅收。本文的消費支出稅收是指以消費品或消費行為為征收依據(jù)的稅收的總稱，包括特別消費稅、農(nóng)業(yè)特產(chǎn)稅、集市交易稅、筵席稅、鹽稅、屠宰稅、關(guān)稅、增值稅和營業(yè)稅中對消費征收的部分和消費稅。
二、對部分稅種的處理
（一）流轉(zhuǎn)稅的處理。由于我國目前實行的增值稅是生產(chǎn)型的，它同1994年前的產(chǎn)品稅、營業(yè)稅都屬于部分對資本收入征收（如對機器設(shè)備和中間產(chǎn)品征收的增值稅），部分對消費支出征收（如對最終消費品征收的增值稅）。1994年稅制改革后，營業(yè)稅的征稅范圍改為流通領(lǐng)域的應(yīng)稅勞務(wù)、轉(zhuǎn)讓無形資產(chǎn)和銷售不動產(chǎn)，應(yīng)視為完全對資本征收。因此，對于流轉(zhuǎn)稅的整理方法，本文參照劉溶滄、馬拴友（2002）的方法，按照最終消費率即支出法GDP中最終消費所占的比例核算增值稅和營業(yè)稅對消費支出征收的部分，并與消費稅合并計入對消費征收的流轉(zhuǎn)稅，計算公式為：1994年前對消費征收的流轉(zhuǎn)稅＝（產(chǎn)品稅＋增值稅＋營業(yè)稅）×最終消費率；1994年后對消費征收的流轉(zhuǎn)稅＝增值稅×最終消費率＋消費稅。同理，1994年前對資本征收的流轉(zhuǎn)稅＝（產(chǎn)品稅＋增值稅＋營業(yè)稅）×資本形成率；1994年后對資本征收的流轉(zhuǎn)稅＝增值稅×資本形成率＋營業(yè)稅。
（二）個人所得稅的處理。由于個人所得稅一部分針對勞動收入征收，如工資、薪金所得，一部分針對資本收入征收，如利息、股息、紅利所得，因此需要將個人所得稅在勞動和資本收入間進行分配。本文按照城市家庭收入中工薪收入與經(jīng)營凈收入、財產(chǎn)性收入所占比例，將個人所得稅分為勞動收入的稅收和資本收入的稅收兩部分。
（三）農(nóng)業(yè)稅、牧業(yè)稅、耕地占用稅、農(nóng)業(yè)特產(chǎn)稅和契稅的處理。《中國統(tǒng)計年鑒》將農(nóng)業(yè)稅、牧業(yè)稅、耕地占用稅、農(nóng)業(yè)特產(chǎn)稅和契稅統(tǒng)計為農(nóng)業(yè)各稅。而在中國現(xiàn)行稅制中，農(nóng)業(yè)稅、牧業(yè)稅屬于農(nóng)業(yè)稅類，由于農(nóng)牧業(yè)從業(yè)者主要是通過投入勞動獲得產(chǎn)出，因此作為對勞動收入征稅；農(nóng)業(yè)特產(chǎn)稅也屬于農(nóng)業(yè)稅類，但主要對農(nóng)產(chǎn)品的消費行為征稅，因此作為對消費支出征稅；契稅屬于財產(chǎn)稅類，耕地占用稅屬于資源稅類，將耕地視為資產(chǎn)的一種，因此將契稅和耕地占用稅計入對資本收入征收的稅收。
（四）關(guān)稅的處理。Mendoza（1994）就曾指出，在分析發(fā)展中國家的經(jīng)濟問題時，由于許多產(chǎn)品依賴于進口，應(yīng)將關(guān)稅納入有效稅率的核算體系。關(guān)稅屬于流轉(zhuǎn)稅類，是海關(guān)機構(gòu)對進出我國關(guān)境的貨物和物品征收的稅收。關(guān)稅的征收涉及國民經(jīng)濟的投入產(chǎn)出和消費結(jié)構(gòu)，在本文的核算中，將關(guān)稅計入對消費支出征收的稅收。
三、資本、勞動總收入以及消費支出的核算方法
（一）資本總收入。由于缺少直接的統(tǒng)計項目，對資本收入的核算較為復(fù)雜，本文采用以下核算方法：資本總收入＝營業(yè)盈余－企業(yè)虧損補貼＋資本稅收。1994～2006年數(shù)據(jù)根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》各年份計算而得；1985～1993年（營業(yè)盈余－企業(yè)虧損補貼）數(shù)據(jù)根據(jù)劉溶滄、馬拴友（2002）論文中的數(shù)據(jù) （資本收入－資本征稅）計算。
（二）勞動總收入。勞動總收入等于勞動稅收與稅后勞動報酬之和。由于稅后勞動報酬在1990年前缺乏年鑒數(shù)據(jù)，本文采用以下方法計算勞動收入：1985～1998年勞動收入根據(jù)劉溶滄、馬拴友（2002）所提供的勞動報酬加上勞動稅收計算；1999～2003年由《中國統(tǒng)計年鑒》中各省勞動報酬合計而得。
（三）消費支出。消費支出用最終消費表示。最終消費指常住單位從國內(nèi)和國外購買貨物和服務(wù)的支出，包括居民消費和政府消費，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。
根據(jù)前面的核算方法，計算出資本總收入、勞動總收入和總的消費支出。然后，按照上述各種稅收的歸類，用下面的公式就可以計算出資本、勞動和消費有效稅率：
圖1給出了三種有效稅率變化趨勢圖。（圖1）從中可以看出，在三種有效稅率中，資本有效稅率最高，而且與另外兩種有效稅率相差比較懸殊。資本有效稅率在1986年達到最大值為35.6%，在其他年份有較大的波動，但總體水平一直在20%以上。從國際比較看，我國資本有效稅率也達到了一個比較高的程度，OECD國家資本有效稅率平均只有22%，G7國家平均為24.4%，歐盟成員國平均為21.2%。圖1表明，我國勞動有效稅率呈現(xiàn)出逐年上升的趨勢，1985～2003年一直低于消費有效稅率，在三種有效稅率中處于最低水平，而從2004年開始高于消費有效稅率，說明隨著我國收入水平的提高，勞動稅收在總稅收中占有越來越重要的地位。1985～2005年消費有效稅率在平穩(wěn)中呈現(xiàn)下降的趨勢，尤其是近幾年下降的比較明顯，說明目前我國消費有效稅率的水平比較低，消費稅收還有一定的增稅空間。同時，通過三種有效稅率比較分析也說明，我國的稅制改革應(yīng)注重結(jié)構(gòu)性減稅，降低資本的有效稅率，適度提高勞動和消費的有效稅率。
四、有效稅率對經(jīng)濟增長影響理論分析
我們在Milesi-Ferretti，Gian Maria and Nouriel Roubini（1995）給出的框架下研究有效稅率與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。考慮一個兩部門的經(jīng)濟，第一個部門生產(chǎn)物質(zhì)資本，第二個部門生產(chǎn)人力資本。設(shè)K表示物資資本，L表示人力資本，生產(chǎn)函數(shù)是規(guī)模不變的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：
其中：v和u分別表示物質(zhì)資本和人力資本用于生產(chǎn)產(chǎn)品的投入比例。設(shè)物質(zhì)資本存量的折舊率為?啄。人力資本是一個非市場性的活動，也采用以物質(zhì)資本和人力資本投入的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，并且設(shè)人力資本的折舊與物質(zhì)資本的折舊相同，也為?啄，則有：
其中：xt和zt分別是物資資本和人力資本的投入比例。
政府部門的預(yù)算約束為：
其中：Ct和Gt分別是私人消費和政府消費。
假定家庭同質(zhì)，并且永遠存續(xù)，其終生效用以下列效用函數(shù)表示：
其中：p是時間偏好率，l是閑暇時間。假定即時效用函數(shù)采用固定跨期替代彈性形式：
當消費、物質(zhì)資本和人力資本都以相同的增長率?酌增長，要素配置u，v，z保持不變時，經(jīng)濟達到均衡增長路徑。
Milesi-Ferretti，Gian Maria and Nouriel Roubini（1995）在一些假設(shè)條件下（此處從略）得出平衡增長路徑上的經(jīng)濟增長率為：
以上分析表明三種稅率通過直接或間接影響資本收益率而影響經(jīng)濟增長速度。
五、有效稅率對經(jīng)濟增長影響實證分析
在實證研究中，Bleaney等的研究表明消費稅是非扭曲性稅收，利用非扭曲性稅收來為生產(chǎn)性消費融資，能夠促進經(jīng)濟增長，而扭曲性稅收則降低了經(jīng)濟增長率。Daveri和abellini的研究則表明勞動稅的扭曲效應(yīng)要大于資本稅和消費稅。劉溶滄、馬拴友（2002）發(fā)現(xiàn)我國對資本征稅降低了投資率和全要素生產(chǎn)率，但不影響勞動供給，對經(jīng)濟增長有一定的負效應(yīng)；對勞動征稅降低了投資率，刺激了勞動供給，對技術(shù)進步?jīng)]有影響，總效應(yīng)是降低經(jīng)濟增長；對消費支出征稅，提高了投資率和全要素生產(chǎn)率，不影響勞動供給，最終效應(yīng)是不妨礙或弱促進經(jīng)濟增長。
人均產(chǎn)出增長主要取決于資本或投資大小。另外，經(jīng)濟增長研究表明，經(jīng)濟的開放程度也對經(jīng)濟增長有重要影響。因此，本文建立如下的回歸方程（樣本期間：1985～2006年）：
其中，gpgdp表示實際人均GDP增長率，ktax、ctaxr、ltaxr分別表示由（1）、（2）、（3）式計算的資本有效稅率、消費有效稅率、勞動有效稅率，ifr為投資率，open為進出口總額占GDP的比重，用來衡量開放程度。回歸結(jié)果表明，資本有效稅率和勞動有效稅率與經(jīng)濟增長率負相關(guān)，并且勞動有效稅率對經(jīng)濟增長率的影響大于資本有效稅率的影響。而消費有效稅率傾向于對經(jīng)濟增長率有正的影響，但不顯著。
（作者單位：東北財經(jīng)大學(xué)數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟學(xué)院）
主要參考文獻：
[1]李芝倩.資本、勞動收入、消費支出的有效稅率測算.稅務(wù)研究，2006.4.
[2]劉溶滄，馬拴友.論稅收與經(jīng)濟增長對中國勞動、資本和消費征稅的效應(yīng)分析.中國社會科學(xué)，2002.1.
[3]劉初旺.我國消費、勞動和資本有效稅率估計及其國際比較.財經(jīng)論叢，2004.4.
[4]BleaneyMichael.Gemmell Norman and Kneller Richard.Testing the Endogenous Growth Model：Public Expenditure，Taxation，and Growth over the Long Run，Canadian Journal of Economics，2001.Vol.34.
[5]Daveri Francesco and Tabellini Guido（1997）.Unemployment，Growth and Taxation in Industrial Countries，IGIER （InnocenzoGasparini nstitute for Economic Research），Bocconi University.
論文關(guān)鍵詞：貨幣供給，內(nèi)生性，固定資產(chǎn)投資人均消費支出
自2008年波及全球的金融危機發(fā)生以來，2008年底，我國政府為刺激經(jīng)濟提出投放4萬億資金擴大內(nèi)需的政策，而實際上，2009年各商業(yè)銀行卻放出了9.6萬億的信貸資金,這意味著我國的經(jīng)濟流通領(lǐng)域中真的需要這么多的資金，還是我國中央銀行在一定程度上已經(jīng)失去了對貨幣供給的控制，并且這么多的信貸資金投出去后會對我國經(jīng)濟增長起到多大的刺激作用也值得我們深思。
一、文獻綜述與問題的提出
自貨幣產(chǎn)生以來，人們對貨幣問題（包括貨幣供給的性質(zhì)）的討論就未曾停止過。在貨幣供給內(nèi)生性理論方面，馬克思早在1867年《資本論》第一卷中就有論述，馬克思在他的貨幣流通公式中認為，在商品的流通過程中，流通中所需要的最適合的貨幣量是由流通中商品的價格總額和同名貨幣的流通次數(shù)決定的，即：執(zhí)行貨幣流通手段職能的貨幣量=商品價格總額/同名貨幣的流通速度[①]。馬克思具體是這樣論述的，“因為這里所考察的直接的流通形式總是使商品和貨幣作為物體彼此對立著，商品在賣的一極固定資產(chǎn)投資人均消費支出，貨幣在買的一極，所以，商品世界的流通過程所需要的流通手段量，已經(jīng)由商品價格總額決定了。事實上，貨幣不過是把已經(jīng)在商品價格總額中觀念地表現(xiàn)出來的金額實在地表現(xiàn)出來，因此，這兩個數(shù)額相等是不言而喻的。”[②]從這我們可以看出，馬克思認為貨幣供應(yīng)量是有一定的內(nèi)生性。新古典綜合派的代表人物詹姆斯·托賓認為，貨幣供給量作為內(nèi)生變量主要是由銀行和企業(yè)的行為決定的，而銀行和企業(yè)的行為取決于經(jīng)濟體系內(nèi)的許多變量，中央銀行不可能有效地限制銀行和企業(yè)的支出[1]，更不能支配銀行和企業(yè)的行動，所以貨幣供給是內(nèi)生的。新劍橋?qū)W派的卡爾多認為，貨幣供給依賴于由收入水平支配的需求，貨幣當局只能控制利率，對貨幣供給并沒有控制能力。卡爾多進一步支出，“在任何時候，或在一切時候，貨幣存量將由需求決定，而利息率則由中央銀行決定。”[③]從以上分析可以看出，卡爾多認為貨幣供給也是內(nèi)生的。
自1984年我國建立二級銀行體制以來，我國學(xué)者對貨幣供給的性質(zhì)也進行了大量的研究。謝平和俞喬（1996）[2]分析了貨幣供應(yīng)量與基礎(chǔ)貨幣和總準備金之間的關(guān)系認為，我國貨幣供給很大程度上是由貨幣需求影響和決定的雜志鋪。萬解秋和徐濤（2001）[3]從貨幣乘數(shù)的角度出發(fā)，認為銀行和居民對經(jīng)濟環(huán)境的變化做出的反應(yīng)改變了中央銀行對貨幣乘數(shù)的控制能力，從而使貨幣供給具有很強的內(nèi)生性。孫伯銀（2003）[4]通過一系列分析認為，1997年以前中國的貨幣供給是以政治內(nèi)生性為主的，而1997年之后則是以市場內(nèi)生性為主的。
二、我國貨幣供給的內(nèi)生性分析
（一）基礎(chǔ)貨幣的內(nèi)生性分析
根據(jù)現(xiàn)代貨幣供應(yīng)理論，基礎(chǔ)貨幣與貨幣供應(yīng)量的關(guān)系為：M=B*K（M表示貨幣供應(yīng)量，B表示基礎(chǔ)貨幣，K表示貨幣乘數(shù)），即貨幣供給取決于基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)兩個因素固定資產(chǎn)投資人均消費支出，且具有同方向變化的關(guān)系。一般來說，貨幣當局能夠完全控制基礎(chǔ)貨幣，但由表1可知，我國的基礎(chǔ)貨幣投放忽快忽慢，很不穩(wěn)定。我國中央銀行投放基礎(chǔ)貨幣的渠道主要有兩條：一是對商業(yè)銀行等金融機構(gòu)的再貸款，二是外匯占款。
1、再貸款與再貼現(xiàn)貸款
我國中央銀行的再貸款額度等于貨幣發(fā)行量和存款準備金之和，1995年以前再貸款是基礎(chǔ)貨幣投放的主要渠道,占央行總資產(chǎn)的60%。當商業(yè)銀行普遍要求中央銀行增加再貸款或再貼現(xiàn)貸款時，中央銀行為了防止經(jīng)濟衰退，不得不滿足商業(yè)銀行的要求，這種“倒逼機制”使得我國貨幣供給初現(xiàn)內(nèi)生性[5]。其次由于我國社會信用機制不完善，企業(yè)缺乏契約觀念，商業(yè)票據(jù)還沒有普及，沒能形成一個發(fā)育成熟的票據(jù)貼現(xiàn)市場，所以我國再貼現(xiàn)業(yè)務(wù)發(fā)展十分緩慢。因此，央行再貼現(xiàn)貸款占基礎(chǔ)貨幣投放總量的比重很低，使得基礎(chǔ)貨幣的調(diào)控作用遠未得到充分的發(fā)揮。
表1 1993-2008年中國外匯占款、基礎(chǔ)貨幣和貨幣供應(yīng)量變動表
年份
外匯占款[④]
（億元）
基礎(chǔ)貨幣[⑤]
（億元）
外匯占款/基礎(chǔ)貨幣（%）
M2（億元）
M2/基礎(chǔ)貨幣（%）
1993
875.54
13190.1
6.64
34879.8
2.64
1994
4481.8
15352.2
29.19
46923.5
3.06
1995
6774.5
18246.2
37.13
60750.5
3.33
1996
9578.7
23789.7
40.26
76094.9
3.20
1997
13467.2
27096
49.70
90995.3
3.36
1998
13728.3
26808.8
51.21
104498.5
3.90
1999
14792.40
29798.3
49.64
119897.9
4.02
2000
14291.14
31957.3
44.72
134610.4
4.21
2001
17856.43
33957.8
52.58
158301.9
4.66
2002
23223.34
37528.6
61.88
185007.0
4.93
2003
34846.92
43514.9
80.08
221222.8
5.08
2004
52592.64
53245.6
98.77
253207.7
4.76
2005
71211.12
64343.13
110.67
298755.48
4.64
2006
98980.27
77757.83
127.29
345577.91
4.44
2007
128377.32
101545.40
126.42
403401.3
3.97
2008
168431.11
129222.33
130.34
475166.60
3.68
2009
193112.47
143985.00
134.12
關(guān)鍵詞：大學(xué)生消費情況；spss方差分析；層次分析法
本文把在校大學(xué)生的消費分為了學(xué)習(xí)消費、飲食消費、衣著消費、通訊消費和戀愛及娛樂消費五個方面。通過在學(xué)校收集數(shù)據(jù)的方式統(tǒng)計了在校大學(xué)生家庭月收入、在校月支出以及在上述五個方面的具體支出的消費數(shù)據(jù)，運用數(shù)學(xué)方法建立模型得出影響大學(xué)生在校消費支出的因素并通過模型分析得出健康的消費結(jié)構(gòu)。本論文主要研究了以下兩個方面：通過運用Spss軟件進行方差分析，得出大學(xué)生在校月支出和在上訴五個方面的支出分別與其家庭月收入之間的關(guān)系。通過層次分析法建立消費模型，得出符合大學(xué)生情況的正確消費結(jié)構(gòu)。
一、Spss方差分析
1.Spss方差分析（研究大學(xué)生在校月支出與家庭月收入之間的關(guān)系）。所得結(jié)果表明大學(xué)生在校月支出與其家庭月收入有很顯著的關(guān)系，隨著家庭月收入的升高，大學(xué)生在校的月支出通常也會隨之升高。
2.Spss方差分析（研究大學(xué)生在校月支出的五個主要部分與其家庭收入的關(guān)系）。通過Spss軟件分析得到：
（1）家庭月收入不同的大學(xué)生在校時在飲食、衣著、戀愛及娛樂方面的消費存在顯著的差異，而在學(xué)習(xí)及通訊方面的差異并不大，這基本上符合在校大學(xué)生的消費情況，其家庭收入是其在校的消費的基本經(jīng)濟來源。
（2）通過對在校大學(xué)生生活的調(diào)查得出其在學(xué)習(xí)及通訊消費方面相差不大的原因有以下幾點：首先，大學(xué)生在校時在學(xué)習(xí)方面的支出普遍較少，通常除了各種考試的報名費之外幾乎沒有其他支出，所以經(jīng)濟條件較差和較好的學(xué)生在此方面的支出沒有較大差別。其次，大學(xué)生在校時除與其家人及教師同學(xué)聯(lián)系外，其他聯(lián)系較少。
二、層次分析法建立消費模型
將大學(xué)生在校的消費結(jié)構(gòu)按照它們之間的關(guān)系分為目標層、準則層和方案層。其中，目標層為大學(xué)生的在校月支出，方案層為其在校支出的五個組成部分，準則層為價格、生活必需、心理需求和發(fā)展需求四個因素。價格是指價格高低對消費決策的影響；生活必需是指滿足基本生活需求對消費決策的影響；心理需求是指大學(xué)生根據(jù)其自身經(jīng)濟狀況滿足其心理消費欲望對消費決策的影響；發(fā)展需求是指大學(xué)生為了今后發(fā)展的支出對消費決策的影響。
結(jié)合對本校在校大學(xué)生的實際考察，得出符合現(xiàn)代大學(xué)生消費特點的正負反矩陣：
A=1 1/6 2 1/66 1 5 11/2 1/5 1 1/76 1 7 1 A有主特征根λ=4.0740，對應(yīng)的特征向量 ■ =（0.1406 0.6715 0.1000 0.7206）T 歸一化后得 ■ *=（0.0861 0.4112 0.0612 0.4413）T
CIA=（λ-4）/（4-1）=0.0247
CRA=CI/RI=0.0247/0.9=0.027
所以A有滿意的一致性。
下面考慮方案層對決策準則的正互反矩陣：
1.方案層對價格決策準則的判斷矩陣
B1=1 1/2 3 7 32 1 5 9 51/3 1/5 1 5 41/7 1/9 1/5 1 1/31/3 1/5 1/4 3 1B1的主特征值λ1=5.2828，
特征向量歸一化后為： ■ *1=（0.2939 0.5057 0.1665 0.0371 0.0882）T
2.方案層對生活必需決策準則的判斷矩陣
B2的主特征值λ2=5.2182，特征向量歸一化后為：
■ *2=（0.0832 0.5831 0.1091 0.0393 0.1852）T
3.方案層對心理需求決策準則的判斷矩陣
B3的主特征值λ3=5.0032，
特征向量歸一化后為：
■ *3=（0.2512 0.1045 0.3117 0.1018 0.2308）T
4.方案層對發(fā)展需求決策準則的判斷矩陣
B4的主特征值λ4=5.0246，
特征向量歸一化后為：
■ *4=（0.5210 0.2071 0.1070 0.0580 0.1070）T
所以令B=（ ■ *1， ■ *2， ■ *3， ■ *4）
于是對象對目標的排序
■ =B ■ *=（0.3048 0.3811 0.1255 0.0512 0.1446）T
模型的檢驗和分析：
CIB1=0.0707
CIB2=0.0545
CIB3=0.0008
CIB4=0.0061
RIB1=RIB2=RIB3=RIB4=1.12
令CI=(CIB1,CIB2,CIB3,CIB4)
CIz=CI· ■ *=0.03123
RIz=RI· ■ =1.11978
CRz=CIz/RIz=0.03123/1.11978=0.0279
所以有滿意的一致性。
即 ■ =（0.3048 0.3811 0.1255 0.0512 0.1446）T結(jié)果表明在校大學(xué)生的消費應(yīng)該按照學(xué)習(xí)消費應(yīng)占0.3048，飲食消費應(yīng)占0.3811，衣著消費應(yīng)占0.1255，通訊消費應(yīng)占0.0512，戀愛及娛樂消費應(yīng)占0.1446。即如果在校大學(xué)生每月1000元，那就應(yīng)該按照學(xué)習(xí)消費300元，飲食消費380元，衣著消費125元，通訊消費50元，戀愛及娛樂消費145元的基本情況進行消費。
三、結(jié)論
大學(xué)生在校的月支出與其家庭月收入有顯著的關(guān)系，家庭收入越高的學(xué)生在校支出相應(yīng)較高。但是大學(xué)生在學(xué)習(xí)和通訊方面的消費基本一致，家庭經(jīng)濟的差異主要體現(xiàn)在飲食、衣著和戀愛及娛樂方面。結(jié)合大學(xué)生實際在校消費情況得出符合健康消費的結(jié)構(gòu)標準，即在校大學(xué)生的消費應(yīng)該按照學(xué)習(xí)消費占0.3048，飲食消費占0.3811，衣著消費占0.1255，通訊消費占0.0512，戀愛及娛樂消費占0.1446，此結(jié)構(gòu)是基本符合大學(xué)生消費標準的。
參考文獻：
一、經(jīng)濟增長來源的實證分析
分析經(jīng)濟增長來源，需從拉動經(jīng)濟的“三駕馬車”入手。完整意義上的“三駕馬車”是指在支出法核算中的最終消費支出、固定資本形成總額、產(chǎn)品和服務(wù)出口。最終消費支出反映消費需求；資本形成總額反映投資需求；凈流出等于貨物和服務(wù)的流出減去流入后的凈額，反映外部需求。這“三大需求”就是常說的拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車。其中Y為國民收入，C為消費需求，I為投資需求，為外部需求即產(chǎn)品和服務(wù)的出口，為參數(shù)。從國家統(tǒng)計年鑒2013年統(tǒng)計數(shù)據(jù)中提取出1995-2012年國內(nèi)生產(chǎn)總值、年終消費總值、貨物和服務(wù)凈出口值、投資總值的數(shù)據(jù)，將數(shù)據(jù)進行歸一化處理，歸一化處理的方法如下通過對置信區(qū)間的檢查，發(fā)現(xiàn)對應(yīng)因素C,I,的系數(shù)置信區(qū)間沒有包含零點。因此，此模型成立。于是得到模型：Y0.00590.6836C0.0590.3020I從上式可以看出，消費需求、投資需求和外部需求對經(jīng)濟增長的影響中，消費需求所占權(quán)重最大，遠遠大于投資和外部需求。聯(lián)系現(xiàn)實經(jīng)濟，不難理解，消費需求是生產(chǎn)的目的，可以創(chuàng)造出生產(chǎn)的動力，刺激投資需求促進經(jīng)濟發(fā)展。因此說，消費是經(jīng)濟增長的真正最終需求，是推動經(jīng)濟穩(wěn)定增長的根本動力。相比之下，投資是社會總需求的重要組成部分，它對總需求的總量和結(jié)構(gòu)會產(chǎn)生直接的影響，通過增加投資能夠擴大社會生產(chǎn)能力，對經(jīng)濟影響不容小覷。而外部需求的權(quán)值雖然較小，近年來，我國積極推動外貿(mào)發(fā)展出口，成為出口第一大國，對經(jīng)濟增長貢獻越來越大。
二、收入增長來源的實證分析
關(guān)于我國居民收入主要指的是工資收入，分析收入增長的來源也就是對工資收入進行分析，對此，借鑒特定要素模型理論，排除人口數(shù)量變化對其影響，著重對名義工資，實際工資進行分析，找到收入增長來源。利用特定要素理論模型中，關(guān)于勞動要素對收入分配的影響，式子如下其中ω為勞動要素名義價格，即名義工資；MPL是勞動要素的邊際產(chǎn)量，即增加一個單位勞動投入所帶來的總產(chǎn)量的增加量；P為價格，是勞動要素所生產(chǎn)產(chǎn)品的價格。該式子說明，勞動要素的收入即工資，來源于勞動要素的產(chǎn)量及產(chǎn)品價格，并成正比關(guān)系。換句話說，分析收入的來源找到收入來源于邊際產(chǎn)量和價格，并與之成正比。通過驗證工資與總產(chǎn)量的正比關(guān)系和工資與價格的正比關(guān)系，即能說明以上問題。由于不能直接建立工資與總產(chǎn)量的關(guān)系，通過產(chǎn)值代替，同樣說明問題。利用國家統(tǒng)計年鑒2013統(tǒng)計數(shù)據(jù)，提取1995-2012年居民收入、國民生產(chǎn)總值、物價數(shù)據(jù)，利用Matlab曲線擬合工具箱，分別對GDP指數(shù)、CPI指數(shù)、收入指數(shù)的趨勢變化情況進行曲線擬合，如圖所示：結(jié)果表明，工資、物價和總產(chǎn)值隨年份的增長具有相同的變化趨勢。說明工資來源于價格和總產(chǎn)值，并都是正方向趨勢，從而驗證了收入增長來源于物價增長和經(jīng)濟增長，且為正向趨勢。
參考文獻：
[1]田景文.人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)算法研究及應(yīng)用[M].北京：北京理工大學(xué)出版社,2006.7.
[2]陳繼光.MATLAB與自適應(yīng)神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模糊推理系統(tǒng)[M],山東：山東省地圖出版社,2002.2.
[3]熊俊.經(jīng)濟增長因素分析：對索洛模型的一個擴展.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究,2005(08)
[4]張賢躍.四川省經(jīng)濟增長因素協(xié)整分析和政策建議.西南財經(jīng)大學(xué)碩士學(xué)位論文,2006.
作者：張文輝 劉琦 代征鳴 單位：天津農(nóng)學(xué)院
在經(jīng)濟全球化的進程中，各國的競爭是全方位的，世界各國都在大力發(fā)展本國經(jīng)濟，而旅游作為新的經(jīng)濟增長點，業(yè)界把旅游市場劃分為:國內(nèi)旅游、人境旅游、出境旅游.人境旅游作為旅游市場的重要組成部分，是一個地區(qū)或國家創(chuàng)造旅游外匯收人和緩解就業(yè)壓力的有效渠道.目前，人境旅游已成為衡量一個地區(qū)或國家旅游業(yè)發(fā)展水平的重要指標，受到了學(xué)術(shù)界與實務(wù)界的廣泛關(guān)注.
世界旅游組織2009的統(tǒng)計資料顯示，2008年世界上有80多個國家獲得的國際旅游外匯收人超過了10億美元，全球旅游外匯收人高達9 440億美元.這個龐大的數(shù)據(jù)有力地佐證了人境旅游在國家與全球經(jīng)濟發(fā)展中，扮演著越來越重要的角色，鑒于人境旅游對經(jīng)濟的重要性，從經(jīng)濟的視角研究人境旅游消費，已經(jīng)成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點問題之一國外關(guān)于人境旅游的起步較早，而國內(nèi)關(guān)于人境旅游的研究起步較晚，正處在逐步完善的階段，關(guān)于人境旅游消費的研究已經(jīng)取得了一些成果.席建超等選取了1996年、2000年、2005年3個時間截面數(shù)據(jù)，從人境游客消費水平、人境游客旅游消費結(jié)構(gòu)變動、人境游客消費區(qū)域差異三方面對中國人境游客的消費變動以及區(qū)域差異進行實證分析.鄧淇中等12]利用1996-2008年的人境游客的旅游消費數(shù)據(jù)，構(gòu)建多個評價指標，對中部六省人境旅游消費的區(qū)域差異進行實證研究.李一瑋對人境旅游消費結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀進行了分析，研究表明人境游客在我國旅游消費的層次較低，消費結(jié)構(gòu)不合理.王瑞運用計量經(jīng)濟學(xué)的檢驗方法以及灰色關(guān)聯(lián)度理論對我國1999-2010年人境旅游外匯收人及其結(jié)構(gòu)的數(shù)據(jù)，進行模型檢驗及預(yù)測，系統(tǒng)分析了我國的外匯收人結(jié)構(gòu).陳蓉等對西藏的人境旅游市場結(jié)構(gòu)和人境旅游消費結(jié)構(gòu)的特征進行了實證分析，結(jié)果顯示西藏的人境旅游消費結(jié)構(gòu)不合理.劉佳等咐巴旅游外匯收人、人境旅游者人均天消費構(gòu)成，作為衡量沿海地區(qū)人境旅游消費水平及其消費結(jié)構(gòu)的評價指標.孫根年等引人旅游消費傾向率、結(jié)構(gòu)指數(shù)和消費彈性3個新概念，根據(jù)2002-2009年的調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了浙江省旅游消費對國民消費的貢獻.縱觀以上的研究，學(xué)者們均通過構(gòu)建相關(guān)評價指標，對人境旅游的消費需求的結(jié)構(gòu)進行了實證研究.由于我國地域遼闊，受多方面因素的影響，各地區(qū)的人境旅游發(fā)展水平不一致，旅游消費情況也不相同，研究不同地域的人境旅游消費具有可操作性，而浙江省是我國旅游資源較豐富的省份，旅游外匯收人一直穩(wěn)居全國前幾名，對其人境旅游消費需求結(jié)構(gòu)變動的研究，對于浙江省的人境旅游的消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級可以提供理論參考redlw.com.
1數(shù)據(jù)來源和研究方法
1.1數(shù)據(jù)來源
研究數(shù)據(jù)主要來源于2004-2014年浙江省旅游局的浙江旅游統(tǒng)計便覽以及國家統(tǒng)計局的地區(qū)年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)，利用搜集到的數(shù)據(jù)對浙江省的人境旅游消費結(jié)構(gòu)進行評價。
1.2研究方法
從三方面對人境旅游的消費情況進行評價，包括人境旅游消費水平、人境旅游消費結(jié)構(gòu)平均變動度和人境旅游消費結(jié)構(gòu)指數(shù).
1)人境旅游者消費類型的評價
席建超等咐巴人境旅游消費分為3種類型:①同步型消費，即人境旅游者的旅游消費與旅游外匯收人同步變化;②滯后型消費，即人境旅游者的旅游消費水平的增加幅度小于旅游外匯收人的增長速度，人境旅游的發(fā)展依賴于旅游者數(shù)量的擴張;③早熟型消費，即人境旅游者消費支出的增加率大于旅游外匯收人的增長率.用人境旅游者的消費水平與旅游外匯收人水平的比值，作為衡量人境旅游消費類型的評價指標，將其值記為口，口值的計算公式為:
其中Q為衡量人境旅游消費類型的評價指標;CI為人境旅游者消費水平指數(shù)，以人境旅游人均天消費作為衡量人境游客消費水平重要的評價指標;FI為旅游外匯收人水平指數(shù).其中，人境旅游者消費水平指數(shù)和旅游外匯收人指數(shù)均以上一年為基期.若CI=FI，則口=1，表明人境旅游者的旅游消費屬于同步型消費;若CI<FI，則口<1，表明人境旅游者的旅游消費屬于滯后型消費;CI>FI，則口>1，表明人境旅游者的旅游消費屬于早熟型消費。
2)人境游客旅游消費結(jié)構(gòu)變動評價
旅游消費結(jié)構(gòu)，按用途可以分為吃、住、行、游、購、娛六大類，用期末各類消費占總消費額的百分比與其期初同類消費占總消費額的百分比之差，作為某類消費的結(jié)構(gòu)變動度，6類旅游消費結(jié)構(gòu)變動值的絕對值之和便構(gòu)成旅游消費結(jié)構(gòu)變動度，用它來考察一定期間旅游消費結(jié)構(gòu)的變動程度.用旅游消費結(jié)構(gòu)變動值除以考察期的年數(shù)，便可得到年均結(jié)構(gòu)變動度，其計算公式如下
(2)其中C為年均結(jié)構(gòu)變動度;X},為期末第a類旅游消費占總消費額的百分數(shù);X。為期初第a類消費占總消費額的百分數(shù);i=1,2,3,4,5,6;N為考察年數(shù).
3)人境旅游消費結(jié)構(gòu)指數(shù)評價
旅游的六要素，包括吃、住、行、游、購、娛六個方面，旅游消費支出也是基于這六大方面的消費，其中有必要消費與非必要消費，根據(jù)其必要性的大小將其劃分為基本旅游消費和非基本旅游消費兩大部分.基本旅游消費是游客在旅游過程中所必須要負擔的費用，包括交通、餐飲、住宿、游覽的花銷，基本上比較穩(wěn)定，屬于理性消費的范疇;非基本旅游消費是指旅游過程中不是必須要花費的，而是可有可無的，包括娛樂、購物、郵電通訊等方面的開銷，具有比較大的彈性，屬于非理性消費的范疇.以非基本旅游消費的百分數(shù)與基本旅游消費的百分數(shù)的比值，來判斷旅游消費結(jié)構(gòu)的高級化程度pol的高低，其計算公式為: 刀=X /Y.
其中為旅游消費結(jié)構(gòu)高級化指數(shù);X為非基本旅游消費支出的百分數(shù)，X=娛樂支出+購物支出+郵電通訊支出+其他支出)/總的消費支出;Y為基本旅游消費支出的百分數(shù)，Y=交通支出+餐飲支出+住宿支出+游覽支出)/總的消費支出.根據(jù)a值可以判斷一個國家(或地區(qū))旅游業(yè)的發(fā)展水平.a值越小，即非基本旅游消費的百分數(shù)越小，說明該國家(或地區(qū))旅游業(yè)發(fā)展水平比較低，旅游者的消費水平也較低，游客的消費支出主要是用于基本旅游消費的常規(guī)支出，而用于非基本旅游消費的支出卻比較少，旅游收人的增幅靠的不是質(zhì)的提高，而是量的擴張，消費結(jié)構(gòu)不合理;反之君值越大，非基本消費的百分數(shù)越大，則該國家(或地區(qū))的旅游業(yè)發(fā)展水平比較高，旅游者的消費水平也比較高，游客除了基本的旅游花費以外，更多的用于非基本消費，非基本消費的百分數(shù)的高低可以很好地診釋一個國家(或地區(qū))的旅游消費質(zhì)量，非基本旅游消費大于基本旅游消費，說明旅游收人更多來源于非基本旅游消費，旅游業(yè)的發(fā)展屬于質(zhì)的提高，消費結(jié)構(gòu)比較合理redlw.com。
2 研究分析
2.1數(shù)據(jù)分析
根據(jù)搜集到的浙江省2004-2014年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，畫出浙江省的地區(qū)生產(chǎn)總值與旅游外匯收人變化的對比折線圖，結(jié)果見圖1，由圖中可以看出浙江省的地區(qū)生產(chǎn)總值與旅游外匯收人在總體上呈同步增長態(tài)勢，2004年的浙江省的地區(qū)生產(chǎn)總值為11 648.70億元，旅游外匯收人為1 300.47百萬美元;而2014年浙江省的地區(qū)生產(chǎn)總值為40 153.50億元，旅游外匯收人為5 753.48百萬美元，地區(qū)生產(chǎn)總值的年均增長率為13.17%，旅游外匯收人的年均增長率為16.03 %，因而，對人境旅游外匯收人的研究對于地區(qū)經(jīng)濟的增長，就顯得尤為必要.而旅游外匯收人與人境旅游消費是針對不同的主體而言的，人境旅游消費是針對人境游客的消費支出而言的，而旅游外匯收人則是針對與旅游相關(guān)的企業(yè)或部門而言的，它們是對同一個事物的不同的表達.因此，對旅游外匯收人研究的必要性，也可以歸結(jié)為對人境旅游消費從表中可以看出，旅游消費結(jié)構(gòu)高級化指數(shù)刀值除2004年及2006年外，均小于1,刀值呈先下降后上升，最后趨于平衡僅出現(xiàn)微小的波動.根據(jù)表中各項具體消費支出的比例變化數(shù)據(jù)可知，刀值的變化受長途交通和購物影響較大，隨著長途交通和購物的波動而波動，刀值較小說明旅游消費結(jié)構(gòu)處于不合理的狀態(tài).非基本旅游消費百分比的大小是評判旅游消費結(jié)構(gòu)是否合理的有效指標，國際上規(guī)定其最低限為30%，目前旅游發(fā)達國家的非基本旅游消費比例已高達60%以上浙江省的非基本旅游消費雖然超過了國際規(guī)定的最低限，但是其非基本消費所占的份額還比較少，除個別年份外，基本維持在30%-45%，仍屬于比較低的層次，浙江省的人境旅游消費水平仍比較低.2004-2014年浙江省的人境旅游的基本消費的均值為58.25%，非基本消費的均值為41.75%，與旅游發(fā)達國家相比有很大的差距，在提高人境旅游消費水平方面還需要更多的努力.圖2展示了2004-2014年浙江省基本消費與非基本消費占總消費比例的變化情況，從圖中可以看出在2004-2007年浙江省的人境旅游消費結(jié)構(gòu)出現(xiàn)了短期的波動，而在2008-2010年消費結(jié)構(gòu)處于基本穩(wěn)定的狀態(tài)，在2011-2014年出現(xiàn)了小幅的波動，基本消費維持在60%左右，而非基本消費維持在40%左右，浙江省的人境游客消費基本消費占主導(dǎo)地位，旅游消費結(jié)構(gòu)不合理redlw.com。
2.2入境旅游消費水平分析
衡量人境旅游消費類型的評價指標口值的計算結(jié)果見表2，如表中所示，浙江省2004-2014年的旅游消費指數(shù)在1附近不斷地波動，而旅游外匯收人指數(shù)均大于1，這表明浙江省的人境旅游消費處于不斷波動的狀態(tài)，旅游外匯收人處于不斷增長的態(tài)勢;2004-2014年Q值呈先r升后下降再r升的變化趨勢，總體r呈上升的趨勢，Q值的變動趨勢與人境旅游人均天消費同步;Q值均小于1，表明浙江省的人境游客消費支出增長的速度小于旅游外匯收人增長的速度，這說明浙江省的人境游客的消費屬于滯后型的消費.2014年的人境旅游人均消費為220.71美元/天，比上年下降了0.8%，旅游外匯收人為5 753.48百萬美元卻比上年增加了6.7 %，旅游人次為9.31百萬人次，比上年增長了7.5%. 2014年的人境旅游的數(shù)據(jù)波動比例，有效地闡明了浙江省的人境游客的旅游消費是滯后型的，旅游外匯收人的增加是由于人境旅游人次的增多帶來的，是數(shù)量上的擴張而不是旅游消費質(zhì)量方面的提升，其人境旅游的消費水平仍比較落后，刺激人境游客的旅游消費仍是今后努力的方向.
2.3入境旅游結(jié)構(gòu)變動度分析
對比2004-2009年與2009-2014年這2個時期人境游客消費的變動值，計算結(jié)果見表3.由表3的數(shù)據(jù)可知，2004-2009年人境游客年均變動度是0.086，而2009-2014年人境游客年均變動度為0.021，較2004-2009年下降了4倍多.這說明在2004-2009年，浙江省的人境旅游處于快速發(fā)展的階段，人境游客消費結(jié)構(gòu)變化比較大，2009-2014年人境游客消費結(jié)構(gòu)變動比較小，人境旅游處于穩(wěn)步發(fā)展的階段.就具體數(shù)值來分析，2004-2009年對消費結(jié)構(gòu)變動貢獻比較大的是長途交通、購物，其次是其他服務(wù)、住宿、餐飲;而2009-2014年對消費結(jié)構(gòu)變動貢獻較大的是長途交通、餐飲，其次是住宿、娛樂、購物、其他服務(wù);2004-2009年與2009-2014年游覽、郵電通訊的變化幅度均不大，說明在2004-2009年各項基礎(chǔ)設(shè)施都處于不斷建設(shè)的階段，主要致力于滿足基本旅游需求，而2009-2014年基本旅游服務(wù)能夠得到滿足，非基本旅游服務(wù)正處于建設(shè)過程中。這正好符合管理學(xué)家馬斯洛提出的需要層次理論，只有較低層次的需要得到滿足之后，才會產(chǎn)生較高層次的需要。
論文摘要：運用當前該研究領(lǐng)域內(nèi)幾種經(jīng)濟條件標準具體分析了山東省棗莊市全面推行農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度的可行性，進而得出棗莊市已經(jīng)具備全面推行農(nóng)村養(yǎng)老保險制度的經(jīng)濟條件的結(jié)論。
農(nóng)村養(yǎng)老保險制度建設(shè)的現(xiàn)狀嚴重阻礙了農(nóng)村經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展和農(nóng)民收入水平的提高，影響社會的公正和安定，進而影響了社會主義和諧社會的建設(shè)。因此，盡快建立起覆蓋城鄉(xiāng)的社會保障體系，尤其是農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度，己經(jīng)成為各級政府面臨的一項重大課題。
棗莊市地處山東省南部，總面積4563平方公里，人口367. 27萬人。其中，鄉(xiāng)村人口253. 95萬人，城鎮(zhèn)人口113. 32萬人。2005年，全市實現(xiàn)地區(qū)生產(chǎn)總值 633. 35億元，比上年增長17. 4%。那么，棗莊市是否具備推行農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度的基本條件?要回答這個問題，就必須對其經(jīng)濟條件進行逐一的具體分析。
一、棗莊市推行農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度的經(jīng)濟條件分析
棗莊是否具備全面推行農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度的經(jīng)濟條件，必須對該地區(qū)是否達到國際上建立農(nóng)村養(yǎng)老保險制度的最低標準進行全面分析，才能得出比較全面合理的結(jié)論。
(一)棗莊市人均GDP和農(nóng)業(yè)GDP的比重
近年來，棗莊市經(jīng)濟發(fā)展連續(xù)保持了良好的發(fā)展勢頭。2005年全市生產(chǎn)總值實現(xiàn)633. 35億元，是2000年的2. 5倍，扣除價格因素，年均增長15%。經(jīng)濟結(jié)構(gòu)全面優(yōu)化，三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例由2000年的16. 7:49. 5:33. 8調(diào)整到2005年的9. 6:63. 9:26. 5,第一產(chǎn)業(yè)比重下降了7. 1個百分點，第二產(chǎn)業(yè)比重上升了14. 4個百分點。全市人均GDP為17602元(約合2000余美元)，比2004年增長23. 5%，己遠超過斯里蘭卡和波蘭的368. 9美元和1822美元。近四年來，第一產(chǎn)業(yè)(主要是農(nóng)業(yè))GDP所占比重從2002年的14. 6%下降到2005年的9. 6%。以低于芬蘭和波蘭的14. 5%和12%，基本接近日本的8%(見表1)。因此，可以說，棗莊市的經(jīng)濟實力已達到了推行該制度的經(jīng)濟條件。
(二)棗莊市的城市化率及農(nóng)業(yè)勞動力結(jié)構(gòu)
2005年棗莊市城市化率和農(nóng)業(yè)從業(yè)人員比例分別為31%和47%(見表2)，單從量的角度上來看，還遠未達到國際上的最低標準。但是，研究這兩個標準無外乎是想知道推行農(nóng)村養(yǎng)老保險制度以后國家財政和農(nóng)民自身等方面經(jīng)濟負擔大小的問題。換句話說，就目前棗莊市財政支付能力和農(nóng)民自身經(jīng)濟實力等方面，是否能夠達到推行該制度的最低標準。
1、棗莊市人均應(yīng)領(lǐng)取養(yǎng)老金標準匡算
棗莊市每位老年人每年應(yīng)領(lǐng)取多少養(yǎng)老金才能基本保證他們安享晚年，沒有一個現(xiàn)成的標準可供參考，但是可以在2005年《棗莊市統(tǒng)計年鑒》中找到與它最相近的該年度“農(nóng)民人均生活消費支出”統(tǒng)計資料(見圖1)，該年度農(nóng)民人均生活消費支出為2598元，那么，剔除老年人基本生活之外的消費因素便可得出能夠基本反映客觀需要的養(yǎng)老金標準。在生活消費支出的各因素中，交通通訊、教育娛樂因素基本可以剔除，醫(yī)療保健因素應(yīng)放到農(nóng)村醫(yī)療保險制度中加以考慮，因而也可以剔除，居住因素中用來購買建筑生產(chǎn)用房材料和直接購買生活用房的人均支出為172元，考慮到邁入老年的這一群體中絕大部分應(yīng)居有定所，因此，這一項支出也應(yīng)被剔除掉。此外，設(shè)備用品消費因素也應(yīng)略有降低。綜合以上方面的考慮，棗莊市老年人每年領(lǐng)取的養(yǎng)老金若能保持在1650元左右的水平便可以保證他們的晚年基本生活。
2、棗莊市財政支出能力分析
2005年，棗莊市的財政實力進一步增強，境內(nèi)財政總收入55. 5億元，比上年增長41. 9%，全年人均財政總收入達到1511. 15元。其中，地方財政收入28. 16億元，增長36%。同時，財政收入的質(zhì)量穩(wěn)步提高，地方財政收入占GDP的比重為4. 5%，地方財政收入中稅收的比重為73. 2%，分別提高0. 4和2. 5個百分點。所以，只要加強財政管理，調(diào)整財政支出結(jié)構(gòu)，杜絕資金浪費，有效提高財政資金使用效率，就能結(jié)約更多的財政資金，為開展農(nóng)村社會養(yǎng)老保險提供可靠的資金保障。
3、農(nóng)村居民收入分析
隨著整個國民經(jīng)濟的快速發(fā)展，農(nóng)村經(jīng)濟也呈現(xiàn)出了快速的增長勢頭，農(nóng)民收入逐年提高。棗莊地區(qū)2005年農(nóng)村經(jīng)濟人均總收入實現(xiàn)5660元，r匕2004年增長13. 2%，而且，從2002年以來，一直保持一個較快的增長勢頭(見圖2)。一方面，農(nóng)民收入快速增長;另一方面，農(nóng)村取消了農(nóng)業(yè)稅等稅費，農(nóng)民基本沒有了負擔。農(nóng)民已經(jīng)具有足夠的經(jīng)濟實力來承擔自己一部分保險費，其參保意識必然會得到進一步加強。
二、結(jié)論與建議
關(guān)鍵詞：資產(chǎn)配置資產(chǎn)價格居民消費
一、引言
長期以來，我國經(jīng)濟增長嚴重依賴投資和出口拉動，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)失衡，如何進一步擴大消費需求，調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和增長模式，是一個長期困擾我國經(jīng)濟發(fā)展的問題，有學(xué)者認為資產(chǎn)配置不合理，財產(chǎn)性收入不足也是我國消費率過低的重要原因。另一方面，隨著當下金融行業(yè)的發(fā)展，居民持有資產(chǎn)的規(guī)模不斷擴大，結(jié)構(gòu)也發(fā)生了改變，如何進行資產(chǎn)配置成為每個人關(guān)注的問題，所以針對資產(chǎn)配置、資產(chǎn)價格與消費之間關(guān)系的研究具有重要現(xiàn)實意義。
有關(guān)資產(chǎn)配置與消費之間關(guān)系的研究文獻主要集中于從宏觀層面上研究資產(chǎn)與消費選擇行為，并沒有深入揭示其內(nèi)在的影響機理。已有較多文獻研究資產(chǎn)價格變動對消費的影響，概括來講，大多數(shù)論文都證明了資產(chǎn)價格變動對消費支出存在正向的作用，即財富效應(yīng)的廣泛存在；總的來說，已有的研究也大多闡述了資產(chǎn)配置或資產(chǎn)價格對消費支出的單方面影響，而忽略了消費與資產(chǎn)配置及消費與資產(chǎn)價格之g具有相互影響的關(guān)系，導(dǎo)致結(jié)論有不準確的可能性，在資產(chǎn)配置與消費的關(guān)系上，大多文獻從不同類別資產(chǎn)對消費的影響來論證，并不能很好地描述資產(chǎn)配置與消費的關(guān)系。
本文基于經(jīng)典理論以及已有的研究嘗試更加全面地分析資產(chǎn)配置、資產(chǎn)價格與消費之間的影響機理，豐富資產(chǎn)與消費關(guān)系的理論研究，也為解決資產(chǎn)配置不合理、消費不足等問題提供一種思路。
二、相關(guān)理論
需要說明的是，本文的理論分析是以前人的一些經(jīng)典理論為基礎(chǔ)的，下面筆者就以本文研究問題為出發(fā)點，對以下三個理論進行分析解讀。
（一）生命周期理論
Ando&Modigliani（1963）的生命周期模型提供了研究資產(chǎn)和居民消費關(guān)系的基本理論框架。在該模型框架下，人們的最優(yōu)決策是將資產(chǎn)“平滑”地分配到人一生的消費中去，所以居民的壽命將會對消費決策有著重要影響，居民根據(jù)預(yù)期的壽命來安排各期消費的比例。該理論認為消費者消費不僅與現(xiàn)期收入有關(guān)，還與未來的收入，以及持有資產(chǎn)有關(guān)。基于此理論的消費函數(shù)可以寫成：
Ct=αY1+βAt （1）
方程（1）中A為實際財富，Y為現(xiàn)期收入和預(yù)期未來收入的總和，α和β分別為實際財富和勞動收入的邊際消費傾向。可以看出，在其他條件不變的情況下，擁有越多資產(chǎn)的消費者，則他能實現(xiàn)消費也將越多。
人的一生都在消費，而我們獲得收入的時間是有限的，為了在退休后沒有穩(wěn)定收入的時候也能維持合理消費水平，我們就有必要進行儲蓄，保證其他條件不變，個人持有的資產(chǎn)存量越大，當期為了未來消費而進行的儲蓄就越少，從而有更多的收入來進行當期消費。因此，資產(chǎn)增值所帶來財富的增加，人們可以通過將增至的財富變現(xiàn)消費掉，或者人們不用進行更多的預(yù)防性儲蓄，不管怎樣這都將有助于消費的增加。
三、資產(chǎn)配置、資產(chǎn)價格與居民消費之間的影響機理分析
基于上述分析，我們可以認為不管是資產(chǎn)配置與消費之間還是資產(chǎn)價格與消費之間都存在較強的理論基礎(chǔ)，下面筆者從兩個方面分析各要素之間的影響機理。
（一）資產(chǎn)配置與居民消費之間的影響機理
資產(chǎn)配置具體來看，可以分為資產(chǎn)規(guī)模和資產(chǎn)結(jié)構(gòu)。資產(chǎn)規(guī)模就是家庭現(xiàn)在已經(jīng)擁有的資產(chǎn)存量，資產(chǎn)結(jié)構(gòu)就是各類資產(chǎn)所占總資產(chǎn)比例的狀況，本文從實物資產(chǎn)和金融資產(chǎn)兩個方面去考慮資產(chǎn)結(jié)構(gòu)。
1.資產(chǎn)配置對消費的影響。在生命周期理論中，消費者根據(jù)預(yù)期壽命安排一生各期消費的比例，來實現(xiàn)效用最大化。資產(chǎn)配置本身是不帶來效用增加的，居民一生的效用等于一生中各期消費以及遺產(chǎn)中帶來效用的加總。那居民為什么要進行資產(chǎn)配置呢？由于消費者為了在退休后保持正常生活水平，就必須在有工資收入的青壯年時期進行儲蓄，這里的儲蓄是為了未來更好地消費而進行的資產(chǎn)配置。由于現(xiàn)階段金融市場的發(fā)展，居民不單單可以通過銀行存款的方式來配置資產(chǎn)，還可以購買房產(chǎn)、股票、債券等進行投資，其目的是為了使資產(chǎn)保值增值進而能夠滿足未來的消費。
因此，在其他條件不變的情況下，個人持有的資產(chǎn)存量越大，那當期需進行的生命周期儲蓄就越少，因為越多的資產(chǎn)存量可以保證未來越多的消費，從而居民將更多的收入進行當期消費來提升效用，即資產(chǎn)存量越大，當期消費越多；反之，若居民現(xiàn)有的資產(chǎn)存量越小，那就需要進行配置越多的資產(chǎn)以保證未來的消費，這樣將導(dǎo)致消費減少。
另外，在資產(chǎn)結(jié)構(gòu)層面，我們認為實物資產(chǎn)與金融資產(chǎn)財富效應(yīng)大小不同，當相應(yīng)的資產(chǎn)價格變動時，不同資產(chǎn)結(jié)構(gòu)對消費的作用大小也不同。由于實物資產(chǎn)價格波動相對平穩(wěn)，以房產(chǎn)為例，我國房價具有剛性，自1994年以來，全國商品房平均售價持續(xù)上漲。所以根據(jù)持久收入假說，可以將房產(chǎn)的增值看做是長期的進而影響到了消費決策；而金融資產(chǎn)中以股票為例，其價格波動較大，具有較大風險性，所以居民將其視作是短期性的收入，并不會立刻影響當下的消費決策。由此看來，實物資產(chǎn)對消費的正向影響更為顯著。
2.消費對資產(chǎn)配置的影響。從當期來看，在收入不變的情況下，我們認為居民只進行消費和資產(chǎn)配置活動，那么消費越多，剩余的用于增加資產(chǎn)配置的資金越少；消費越少，將留下更多資金進行資產(chǎn)配置。即消費與資產(chǎn)存量變動成反向變動關(guān)系。
另外，筆者從實物資產(chǎn)和金融資產(chǎn)的流動性來考慮，認為資產(chǎn)結(jié)構(gòu)與消費之間存在以下關(guān)系。由于實物資產(chǎn)變現(xiàn)能力并不強，而且實物資產(chǎn)價格相對金融資產(chǎn)來說波動相對穩(wěn)定，可以認為，當居民配置了更高比例的實物資產(chǎn)時，其短期內(nèi)消費欲望不強，所以其配置了更多的實物資產(chǎn)進行長期投資；反之，如果居民配置了更高的金融資產(chǎn)比例，說明居民短期可能有較高的消費欲望，所以其通過配置流動性較強的金融資產(chǎn)來實現(xiàn)一定的變現(xiàn)能力，以滿足短期內(nèi)的消費。
可以從CCAPM模型分析中看出，那些收益率與未來消費協(xié)方差越大的資產(chǎn)，即未來消費越高，資產(chǎn)收益率越高的資產(chǎn)，消費者不會增加改資產(chǎn)的配置，因為這對于消費者來說，能夠提供較多回報的資產(chǎn)在消費比較多的時候并不具備較高吸引力，消費的邊際效用是遞減的，較高消費狀態(tài)下，消費的邊際效用比較低@。因而降低了消費者對該資產(chǎn)的需求；反之，那些收益率與未來消費協(xié)方差小的資產(chǎn)，消費者更加青睞。
（二）資產(chǎn)價格與居民消費之間的影響機理
1.資產(chǎn)價格對居民消費的影響。對于資產(chǎn)價格對消費的影響分析，可以從財富效應(yīng)的理解和分析出發(fā)。財富效應(yīng)概括地說就是資產(chǎn)價格的變化導(dǎo)致資產(chǎn)持有人實際財富發(fā)生變化進而對消費產(chǎn)生影響。具體地說，若資產(chǎn)價格上漲，則資產(chǎn)持有者將傾向于更多的消費；若資產(chǎn)價格下降，則資產(chǎn)持有者傾向于減少消費支出。國內(nèi)外關(guān)于財富效應(yīng)的研究非常多，雖然結(jié)論各有差異，但可以認為財富效應(yīng)是廣泛存在的。
資產(chǎn)財富價值的上升，增加了消費者的畢生資產(chǎn)財富，消費支出隨之增加，這就是資產(chǎn)價格變動的財富效應(yīng)。關(guān)于資產(chǎn)價格的財富效應(yīng)可以從以下四個方面分析。
一是直接財富效應(yīng)。對于一個家庭來說，當家庭資產(chǎn)價格上漲使得家庭擁有的財富增加時，居民可以通過多種方式將增加的財富轉(zhuǎn)化為可供消費的資金，從而提高了當期收入，促進現(xiàn)期消費。比如居民持有的股票因為股價上漲而將其賣出獲得了買賣差價，增加了收入，居民就會增加現(xiàn)期的消費；反之，若股票下跌，居民就會減少現(xiàn)期消費。
二是間接財富效應(yīng)。如果資產(chǎn)價格上漲導(dǎo)致居民財富增加，而居民當下沒有將其變現(xiàn)的欲望，比如居民投資性房產(chǎn)價值增加，而由于他覺得房產(chǎn)還有升值空間并沒有現(xiàn)在賣出，雖然此時他直接的收入并沒有增加，但由于預(yù)期財富增加帶來財富貼現(xiàn)值的增加，這些擁有房產(chǎn)的居民將會比以往更加富有，這種沒有實現(xiàn)的財富增量也可以刺激當期消費，對居民的消費支出產(chǎn)生積極的影響。
三是流動性約束效應(yīng)。當資產(chǎn)價格上升r，對于資產(chǎn)持有者來講，其財務(wù)狀況將會得到改善，他將憑借更高的信用水平獲得更多的融資，或者將更高的能力償還貸款。他陷入財務(wù)困難的可能性下降，此時消費者也會增加消費支出。
四是信心效應(yīng)。信心效應(yīng)是從宏觀經(jīng)濟環(huán)境角度分析財富效應(yīng)，當資產(chǎn)價格上漲時，市場信心增加，相應(yīng)的市場涌入更多投資，使得資產(chǎn)價格持續(xù)上漲成為可能，消費者認為宏觀經(jīng)濟情況向好。在這樣的情況下，一方面因為資產(chǎn)價格上漲的暫時性收入也將被視為持久收入，促進消費；另一方面消費者信心增加，減少預(yù)防性儲蓄，消費欲望增加。
2.消費對資產(chǎn)價格的影響。消費作為拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之一，消費的變動影響著整個宏觀經(jīng)濟，許多國家都將股價指數(shù)比作為宏觀經(jīng)濟“晴雨表”，因此可以說資產(chǎn)價格是宏觀經(jīng)濟的指示器，顯然可以認為消費對宏觀經(jīng)濟“指示器”――資產(chǎn)價格有著不容忽視的重要影響，具體影響筆者從以下兩個方面進行分析。
首先，消費變動改變市場供求狀況影響資產(chǎn)價格。試想在一個簡單市場經(jīng)濟中，只有一種商品A和一家生產(chǎn)銷售A商品的企業(yè)B，大眾可以在投資市場上順利買賣B公司股票或者將錢存入銀行進行理財投資。當處于均衡狀態(tài)時，生產(chǎn)、交換、消費能夠有效互動，市場得到合理運行，股票價格平穩(wěn)波動。而當由于某種原因消費者對商品A需求突然增加，A商品市場總需求增加，這時B企業(yè)現(xiàn)有生產(chǎn)不足以滿足市場需求，造成商品A價格上漲。一方面B企業(yè)銷售利潤增加，一方面B企業(yè)將擴大生產(chǎn)規(guī)模，生產(chǎn)更多商品來滿足消費，大眾看好B企業(yè)的發(fā)展，因此紛紛購買B企業(yè)股票，促使B公司股票價格上漲。上述中消費變動首先作用于實體經(jīng)濟市場，影響了市場供求，我們知道可以為企業(yè)提供融資的金融市場是以實體經(jīng)濟為載體的，實體經(jīng)濟的運行決定著金融市場的狀況，所以，實體經(jīng)濟向好的信號促使相應(yīng)的金融市場資產(chǎn)價格上漲。
其次，消費變動影響宏觀經(jīng)濟變量進而影響了資產(chǎn)價格。當居民消費需求增加時，由于社會總需求增加而為經(jīng)濟增長添加動力，在經(jīng)濟快速增長情況下，往往伴隨著股市和房地產(chǎn)行業(yè)的繁榮。繁榮經(jīng)濟下，高速的增長往往會伴隨股市的高歌猛進；而經(jīng)濟衰退、增長低迷則常與股市下跌相伴隨。消費需求增加影響物價水平，較高的消費需求往往導(dǎo)致物價水平一定的上漲。如果物價水平持續(xù)上漲將使政府不得不執(zhí)行緊縮貨幣政策，緊縮的貨幣政策通過貨幣供應(yīng)量和利率兩個中介目標將抑制經(jīng)濟過快增長，必定會限制資產(chǎn)價格的上漲，尤其在這個時候股票價格出現(xiàn)明顯下降。
論文關(guān)鍵詞：體育消費，體育市場，消費結(jié)構(gòu)
開展對體育消費結(jié)構(gòu)的研究，可以了解體育消費在我國城市居民生活中的地位，為體育消費市場生產(chǎn)和流通提供寶貴信息，正確引導(dǎo)居民體育消費，拓寬體育消費領(lǐng)域，促進我國經(jīng)濟和體育事業(yè)發(fā)展。
l研究對象和方法
對全國30個省市自治區(qū)25至50歲的城市有職業(yè)居民進行調(diào)查研究。采用PPS抽樣方法和簡單的隨即抽樣方法發(fā)放問卷，抽取北京、上海、福建(福州)、四川(成都)、吉林(吉林)、廣東(廣州)、甘肅(蘭州)、內(nèi)蒙(包頭)9個城市。調(diào)查樣本量為1170人，回收問卷1085份，回收率92．73％，有效問卷759份，有效率70．41％。經(jīng)專家鑒定，信度和效度較高，符合本課題研究的要求。
2研究結(jié)果與分析
2．1關(guān)于分析體育消費結(jié)構(gòu)的理論基礎(chǔ)
西方行為心理學(xué)家馬斯洛(A．H．Maskow)強調(diào)，人們對不同層次的需要強度是不同的，而且是有序的，即人們首先要求滿足較低層次的需要，在較低層次的需要得到滿足后，較高層次的需要才得以強化。馬斯洛的需要層次理論對于體育消費結(jié)構(gòu)分析，其啟發(fā)意義在于隨著人類需要層次的上升，人類消費結(jié)構(gòu)有層次的變化，體育消費結(jié)構(gòu)同樣也有層次的變化，表現(xiàn)為體育勞務(wù)消費比重上升，體育實物消費比重下降的趨勢，消費形式也將進一步多樣化。作為基本勞務(wù)產(chǎn)品形式之一的體育勞務(wù)，將隨著我國居民消費內(nèi)容的更新和消費結(jié)構(gòu)的變化，成為人們?nèi)粘趧?wù)消費之一。
2．2城市居民體育消費結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀
體育消費的結(jié)構(gòu)是指個人或家庭在生活過程中，不同類型體育消費的比例。為了便于調(diào)查研究，最大限度的保證獲得數(shù)據(jù)的準確性，本文將體育消費的結(jié)構(gòu)分成三大類進行調(diào)查：體育健身娛樂、體育比賽表演、體育實物產(chǎn)品(運動服裝、鞋帽、體育器材)，結(jié)果見表l。
從表1可以看出，各城市居民體育實物消費、體育健身娛樂消費、體育表演消費的情況。總體上，體育勞務(wù)消費水平211．74元(體育健身娛樂、體育比賽表演)高于體育實物消費水平204．45元，符合馬斯洛的需要層次理論，也與我國城市經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀相符合。但是，我們也能看到我國城市居民體育消費的結(jié)構(gòu)存在一些的特殊現(xiàn)象。
上海城市居民體育健身娛樂消費年人均高達407．14元，體育比賽表演消費132．14元，是城市體育比賽表演消費總平均數(shù)的2．70倍。為了進一步剖析這種現(xiàn)象，我們對本次調(diào)查中一些相關(guān)數(shù)據(jù)進行了分析、比較發(fā)現(xiàn)，上海市城市居民家庭收入水平均高于其它城市，上海市經(jīng)常參加體育活動人口數(shù)量與體育消費人口數(shù)量差異很大，而且，體育消費人口中的體育人口數(shù)量低，非體育人口數(shù)量高。根據(jù)這個結(jié)果推斷，上海市城市居民體育娛樂消費水平高。在本次調(diào)查中這種現(xiàn)象也得到了證實，上海城市居民經(jīng)常參加體育的人口在9個城市中排在第6位。
吉林城市居民體育健身娛樂消費相對自己城市經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀而言，120元也是一個很高的水平。在調(diào)查中了解到吉林城市居民家庭月均收入在9個城市中排在末位，但是體育健身娛樂消費相對比較卻很高，如果將體育健身娛樂消費與體育比賽表演消費相加，認為是體育勞務(wù)消費，那么吉林城市居民體育勞務(wù)消費占體育實物消費122．21％，占家庭體育消費44．92％。出現(xiàn)這種結(jié)果不符合馬斯洛的需要層次理論。
廣州和北京城市居民體育健身娛樂消費相對自己城市經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀而言，卻是一個低水平。如果按照上面的計算方法，根據(jù)馬斯洛的需要層次理論，這兩個城市體育勞務(wù)消費水平都應(yīng)該高于或等于體育實物消費水平，但是調(diào)查結(jié)果與推斷恰恰相反。這又是一個違背馬斯洛的需要層次理論的特殊現(xiàn)象，雖然北京和廣州兩個城市經(jīng)濟發(fā)展水平、城市居民生活水平高，但是體育消費的結(jié)構(gòu)與人們推斷的結(jié)果不同。
通過以上分析發(fā)現(xiàn)，我國城市居民體育消費的結(jié)構(gòu)，并非完全符合馬斯洛的需要層次理論，說明城市居民體育消費的結(jié)構(gòu)不僅僅受城市經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，同時也受城市居民社會生活環(huán)境、城市自然環(huán)境等因素的影響。而且，在城市經(jīng)濟發(fā)展水平、城市居民生活水平達到一定程度時，這些因素對體育消費的結(jié)構(gòu)會起到重要的作用。
2．3體育消費結(jié)構(gòu)的發(fā)展趨勢
2．3．1城鎮(zhèn)居民歷年消費的結(jié)構(gòu)情況
從表2可以看出，城鎮(zhèn)居民食品支出比重逐年下降。這種下降趨勢反映出，隨著家庭收入增加，家庭收入或家庭支出中用來維持基本生存條件——購買食品的支出下降，購買其它物品的可支配收入得到相應(yīng)增加。還可以看出，城鎮(zhèn)居民娛樂、教育文化服務(wù)支出逐年增加。此外，90年代以來人們對醫(yī)療保健需求開始顯著增加。1999年，我國醫(yī)療制度再次改革，人們更加關(guān)注自身的健康問題，尤其是食品科學(xué)含量的增高，健康問題被推倒人們生活的重要日程中，人們的自我保健意識日益增強，并不斷尋求科學(xué)的保健方法，這些為提高體育消費水平帶來了有利的契機，為改變體育消費的結(jié)構(gòu)帶來了強大動力
2．3．2國外家庭體育消費結(jié)構(gòu)發(fā)展情況
在經(jīng)濟發(fā)達國家，體育消費已成為人們?nèi)粘ＯM的重要組成部分之一。但是，這些國家居民體育消費并非從一開始就形成目前的結(jié)構(gòu)，而是有一個逐漸發(fā)展過程。從瑞典家庭體育消費情況可以得到證明，瑞典家庭體育健身的總支出，1992年比1985年增長了43．17億克朗，其中用于體育活動的開支，1992年比1985年增加了17．61億克朗，增長率184．02％；用于購買體育服裝、鞋帽的開支僅增長了15．95億克朗，增長率69、23％；用于購買體育器材的支出也僅增加了8．42億克朗，增長率62．56％。可見，近10年瑞典家庭體育勞務(wù)消費增長速度明顯快于體育實物消費。這種趨勢也被多數(shù)國家體育消費支出結(jié)構(gòu)變化所證實。
2．3、3城市居民體育消費結(jié)構(gòu)發(fā)展趨勢
隨著我國國民經(jīng)濟持續(xù)、快速發(fā)展，人民生活水平不斷提高，使居民消費結(jié)構(gòu)更趨合理，即物質(zhì)消費支出比重下降，服務(wù)性消費支出比重不斷增加。人們在滿足基本的生存資料需求基礎(chǔ)上，更加注重享受資料和發(fā)展資料的追求，參加體育健身、娛樂活動成為人們追求精神享受的形式之一。隨著人們閑暇時間增多，生活方式改變，體育意識、體育健康觀念增強，對體育需求會明顯增加。據(jù)謝瓊桓等人在2010年中國社會體育的戰(zhàn)略構(gòu)想研究中進行的抽樣調(diào)查，“1987年我國體育消費家庭年均體育支出49．67元，1992年54．83元，當時恩格爾系數(shù)分別為76％和69％；2010年恩格爾系數(shù)如果降到40—45％左右，則意味著有體育消費家庭的體育支出可達目前水平的5——6倍，在300元左右。”21世紀，居民體育需求迅速增加，體育消費結(jié)構(gòu)也向合理化方面轉(zhuǎn)變，即在90年代體育勞務(wù)消費和體育實物消費并重的基礎(chǔ)上，逐步向以體育勞務(wù)消費為主，兼顧體育實物消費為輔的方向轉(zhuǎn)變。從本文調(diào)查中也可以看到，城市居民總體體育消費結(jié)構(gòu)是體育勞務(wù)消費高于體育實物消費。未來體育消費結(jié)構(gòu)的發(fā)展趨勢是以高收入、高文化職業(yè)人群為主導(dǎo)，逐步向以體育勞務(wù)消費為主，兼顧體育實物消費為輔的方向轉(zhuǎn)變。
