時間：2023-03-29 09:25:11
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論文關鍵詞：體育消費，體育市場，消費結構
開展對體育消費結構的研究，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和流通提供寶貴信息，正確引導居民體育消費，拓寬體育消費領域，促進我國經濟和體育事業發展。
l研究對象和方法
對全國30個省市自治區25至50歲的城市有職業居民進行調查研究。采用PPS抽樣方法和簡單的隨即抽樣方法發放問卷，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)、內蒙(包頭)9個城市。調查樣本量為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研究結果與分析
2．1關于分析體育消費結構的理論基礎
西方行為心理學家馬斯洛(A．H．Maskow)強調，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構分析，其啟發意義在于隨著人類需要層次的上升，人類消費結構有層次的變化，體育消費結構同樣也有層次的變化，表現為體育勞務消費比重上升，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。作為基本勞務產品形式之一的體育勞務，將隨著我國居民消費內容的更新和消費結構的變化，成為人們日常勞務消費之一。
2．2城市居民體育消費結構現狀
體育消費的結構是指個人或家庭在生活過程中，不同類型體育消費的比例。為了便于調查研究，最大限度的保證獲得數據的準確性，本文將體育消費的結構分成三大類進行調查：體育健身娛樂、體育比賽表演、體育實物產品(運動服裝、鞋帽、體育器材)，結果見表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?？傮w上，體育勞務消費水平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，也與我國城市經濟發展現狀相符合。但是，我們也能看到我國城市居民體育消費的結構存在一些的特殊現象。
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的2．70倍。為了進一步剖析這種現象，我們對本次調查中一些相關數據進行了分析、比較發現，上海市城市居民家庭收入水平均高于其它城市，上海市經常參加體育活動人口數量與體育消費人口數量差異很大，而且，體育消費人口中的體育人口數量低，非體育人口數量高。根據這個結果推斷，上海市城市居民體育娛樂消費水平高。在本次調查中這種現象也得到了證實，上海城市居民經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濟發展現狀而言，120元也是一個很高的水平。在調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，認為是體育勞務消費，那么吉林城市居民體育勞務消費占體育實物消費122．21％，占家庭體育消費44．92％。出現這種結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濟發展現狀而言，卻是一個低水平。如果按照上面的計算方法，根據馬斯洛的需要層次理論，這兩個城市體育勞務消費水平都應該高于或等于體育實物消費水平，但是調查結果與推斷恰恰相反。這又是一個違背馬斯洛的需要層次理論的特殊現象，雖然北京和廣州兩個城市經濟發展水平、城市居民生活水平高，但是體育消費的結構與人們推斷的結果不同。
通過以上分析發現，我國城市居民體育消費的結構，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構不僅僅受城市經濟發展水平的影響，同時也受城市居民社會生活環境、城市自然環境等因素的影響。而且，在城市經濟發展水平、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構會起到重要的作用。
2．3體育消費結構的發展趨勢
2．3．1城鎮居民歷年消費的結構情況
從表2可以看出，城鎮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增加。還可以看出，城鎮居民娛樂、教育文化服務支出逐年增加。此外，90年代以來人們對醫療保健需求開始顯著增加。1999年，我國醫療制度再次改革，人們更加關注自身的健康問題，尤其是食品科學含量的增高，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構帶來了強大動力
2．3．2國外家庭體育消費結構發展情況
在經濟發達國家，體育消費已成為人們日常消費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構，而是有一個逐漸發展過程。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消費增長速度明顯快于體育實物消費。這種趨勢也被多數國家體育消費支出結構變化所證實。
2．3、3城市居民體育消費結構發展趨勢
隨著我國國民經濟持續、快速發展，人民生活水平不斷提高，使居民消費結構更趨合理，即物質消費支出比重下降，服務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上，更加注重享受資料和發展資料的追求，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。據謝瓊桓等人在2010年中國社會體育的戰略構想研究中進行的抽樣調查，“1987年我國體育消費家庭年均體育支出49．67元，1992年54．83元，當時恩格爾系數分別為76％和69％；2010年恩格爾系數如果降到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?！?1世紀，居民體育需求迅速增加，體育消費結構也向合理化方面轉變，即在90年代體育勞務消費和體育實物消費并重的基礎上，逐步向以體育勞務消費為主，兼顧體育實物消費為輔的方向轉變。從本文調查中也可以看到，城市居民總體體育消費結構是體育勞務消費高于體育實物消費。未來體育消費結構的發展趨勢是以高收入、高文化職業人群為主導，逐步向以體育勞務消費為主，兼顧體育實物消費為輔的方向轉變。
改革開放以來，我國城鎮居民消費結構發生很大的變化，通過國家統計給出2003-2012年的城鎮居民消費數據，來具體分析一下城鎮居民消費結構變化趨勢。
1.食品消費食品消費直接影響城鎮居民的物質生活和水平，人們只有溫飽問題解決了才會出現其他消費，這是其他消費的基礎。從國家統計局統計十年內我國城鎮居民的食品消費情況可以得出：從2003-2012年，城鎮居民的消費水平一直處于上升的階段，并且從2007-2008年間，上升的速度是最高的。
2.衣著消費隨著溫飽問題的解決和人民生活水平的提高，人民開始其他的消費品，比如我日常生活中衣著的消費，通過數據分析中可以得出：2003-2012年，城鎮居民在衣著消費水平的趨勢也是呈現直線上升的趨勢。
3.家庭用品消費家庭用品消費支出從2003-2012年也是一直處于上升趨勢。城鎮居民目前對高檔耐用消費品的需求已經飽和,現處于更新的階段,因而家庭用品的消費支出增加不大。隨著更新換代的加快以及新的消費“熱點”的形成,用品支出將趨于相對穩定,不會明顯下降。
4.醫療保健消費從數據中可知，醫療保健支出比重一直呈上升趨勢。一是表明人們生活水平提高了，開始注意保持健康的身體，二是物價上漲和各種收費提高使居民支出增加，并且居民的對健康方面的意識在不斷地加強。
二、影響我國城鎮居民消費結構的變化因素
1.城鎮居民收入變化一切消費的最終形成必然依賴于一定的購買力來實現。收入水平的變化直接決定著消費結構的最終形成及變化，我們從兩個方面加以分析。第一，從歷史資料看，收入水平的不斷提高推動著消費結構的改變。第二，從不同收入居民家庭看，不同收入水平決定著不同的消費結構。
2.物品價格變動價格是影響居民消費投向的重要因素之一，價格的變動，勢必要影響到消費結構的變化。1978年以后，國家開始調整不合理的價格體系，食品價格提高幅度較大，從而使城鎮居民恩格爾系數居高不下的重要原因；1993年，國家大幅度調整糧、油價格；自1988年物價猛漲，許多居民擔心貨幣貶值，大筆資金投到日用品，特別是耐用消費品上。
3.國家政策變化分配政策的變化，使居民間收入差距擴大，從而打破了過去消費結構的趨同性，形成了具有一定層次梯度的消費結構。同時，由于各項改革措施的陸續出臺，特別是住房制度改革的逐步推出，房租的提高，加大了住房支出的比重。以后，隨著醫療制度改革、退休制度改革和養老保險的推進，消費儲蓄的比例也會增加，這些都會改變消費結構。
4.消費者消費觀念和心理的變化隨著改革開放的進一步加深和收入的提高，居民的消費觀念和心理發生了很大的變化求新、求奇、求美、求精的消費觀念普遍被人們接受；攀比心理、追求名牌心理等也對居民購買行為有著重要的影響。人們越來越追求方便、舒適的生活。
三、結語
論文關鍵詞：SPSS，應用軟件因子分析方法，聚類分析方法居民消費水平，地區消費結構
隨著我國經濟的快速發展，城鎮居民的收入不斷增加，我國各地區城鎮居民的消費支出強勁增長，消費結構發生了巨大的變化。但是，由于各地區的經濟發展不平衡及原有經濟基礎的差異，各地區的消費結構仍存在著明顯差別。為了進一步改善消費結構，正確引導消費，提高我國城市居民的消費水平和生活質量，有必要對各地區城鎮居民的消費結構之間的異同進行考察與比較，以期發現特點和規律，從宏觀上把握各地區城鎮居民的消費現狀和不同地區消費水平的差異，為提高我國各地區消費水平提供決策依據。
一、對地區消費水平的差異的分析方法
1 因子分析模型的建立
因子分析模型是根據變量間的相關性大小，把變量分組畢業論文怎么寫，利用同組內的變量之間相關性較高而不同組的變量之間相關性較低，每組變量代表一個基本結構，這個基本結構稱為公共因子。因子分析的出發點是用較少的相互獨立的因子變量來代替原來變量的大部分信息，可以由下面的數學模型來表示[[1]]：
其中：，，，…，為p個原有變量，是均值為0、標準差為1 的標準化變量；，，，…，為m個因子變量，m 小于p，表示成矩陣形式為
，
其中：F因子變量或公共因子，可以將它們理解為在高維空間中互相垂直的m個坐標軸；為特殊因子；F 與均為不可觀測的隨機變量。 A為因子載荷矩陣，稱為因子載荷，是第i個原有變量對第j個因子上的載荷系數。在模型中，特殊因子表示了原有變量不能被因子變量所解釋的部分，相當于多元回歸分析中的殘差，被定義為彼此不相關且與公因子也不相關。
2 實證分析
居民消費水平是指居民在物質產品和勞務的消費過程中，對滿足人們生存、發展和享受需要方面所達到的程度。它主要通過消費的物質產品和勞務的數量和質量來反映。
在各種消費指標中，消費結構指標最能夠體現出各地區間的消費水平差異，本文引用我國常用的消費資料支出分類方法，將各地區城市居民人均生活費支出分為8個部分，相應的指標分別用X1～X8表示 。其中X1（食品）、X2（衣著）、X3（居?。?、X4（家庭設備用品和服務）、X5（醫療保?。?、X6（交通和通訊）、X7（娛樂教育文化服務）、X8（其他商品與服務），單位：元
2.1 因子分析
2. 1.1 數據來源
本文數據取自各地區域城鎮居民家庭平均每人全年消費性支出(2009年)，來自2010年中國統計年鑒[[2]]。具體表格略論文開題報告范文。
2.1.2因子分析的過程
由于多個變量使用的量綱可能各不相同或者變量間的數值大小相差很大，因此， 首先將初始變量標準化，把原變量數列化為均值為0，方差為1的數列。標準化后全國31個省市作為樣本，將上述X1～X8八項支出指標作為變量，得到原始數據陣。首先判斷數據變量是否適合進行因子分析，算出樣本相關系數陣為：
表1：樣本相關系數陣
由上述矩陣發現8個消費要素間的相關系數大部分均大于0.3，適合做因子分析。
再進行KMO統計檢驗，作為比較變量間簡單相關系數和偏相關系數的指標，數學定義為，其中是變量與其他變量的簡單相關系數，是變量與變量在控制了剩余變量下的偏相關系數。
Kaiser給出了常用的KMO度量標準： 0.9以上表示非常適合；0.8表示適合；0.7表示一般；0.6表示不太適合；0.5以下表示極不適合。
計算結果如下：
表2
并且通過巴特利特球體檢驗(P=0.000＜0.05)，表明說明原有的8個變量具有很強的相關性，它們反映的消費要素有很大重疊畢業論文怎么寫，可以做因子分析。
利用SPSS計算后得到主成分的碎石圖，分析發現提取2個主因子比較合適。
利用主因子分析法提取2個主因子，用最大方差旋轉進行簡化，得到因子載荷矩陣（見下表），它代表變量和公因子的相關系數：
表3
由表1 載荷矩陣可得出以下結論：
（1）第1 主成分，為主要消費因子，在食品、居住、交通和通訊、家庭設備用品、服務娛樂教育文化服務和其他商品與服務6個方面有較大的載荷，即該因子綜合反映了這6個方面的變動趨勢。 因此第1 主因子可以視為代表各地區城市居民在這6個方面的消費指標，可命名為生活必需型因素。
（2）第2 主成分，為次要消費因子，在衣著、醫療保健有較大的載荷，所以第2 主因子可視為各地區城市居民在這2方面的消費指標，可命名為生存型因素。如受此影響的地區多為北方省市，可分析為氣候因素的影響。
從二維的旋轉空間的成分圖可以明顯的看到各個消費要素間的類屬關系，可以看到主消費因子和次消費因子非常靠近兩個因子的坐標軸，表明用兩個因子刻畫消費要素效果非常好，信息丟失較少，達到了我們綜合消費要素，減少解釋變量的目的，使得提前的因子含義清晰，有利于我們對消費要素進行歸類進行分析解釋：
表4
2個因子能解釋的方差分別為5.640（70.494 ％），1.155（14.440 ％），因此這2個主因子能說明總情況的84.935％。8個變量標準化后（不受各變量的不同量綱的影響），最后各變量X1～X8相對應的共性值之和分別為0.916，0.854，0.744，0.783，0.843，0.892，0.926，0.835，除居住外均大于0.75，所以這些變量對各地區城市居民消費結構的分析具有很強的說服力。
根據標準化數據，分別計算各地區城市主要、次要消費因子得分，以各因子方差貢獻率作權重進行加權匯總，得出各地區居民消費水平綜合評價得分并排名，表中因子得分情況及其正負僅表示該省市與平均水平的相對位置，并不說明該省市的居民消費發展水平為負。
綜合評價排名V=0.704 * F1+0.144 * F2
2.1.2.1我國區域居民消費水平排序及解釋（由于篇幅限制，在這里只列取前10位）
表5：全國各省市居民消費因子得分及排名表
地區
F得分
F1排名
F2得分
F2排名
綜合得分
綜合排名
上海
3.34231
1
0.44751
7
2.42
1
廣東
2.23941
2
-0.75061
9
1.47
2
北京
1.32859
4
2.06475
1
1.23
3
浙江
1.35439
3
0.58846
6
1.04
4
福建
1.13345
5
-0.98121
10
0.66
5
天津
0.69190
6
1.05934
2
0.64
6
江蘇
0.59168
7
-0.05948
8
0.41
7
遼寧
-0.02806
8
0.61654
5
0.07
8
山東
-0.17779
9
0.84007
4
0.00
9
重慶
-0.19444
10
0.88520
3
-0.01
內容摘要：理論上消費結構與產業結構相互推動，基于我國1999-2011年間面板數據，論文實證檢驗城鎮居民消費結構與產業結構的互動關系，進而得出二者在我國東、中、西部的區域效應差異。全樣本的研究結果表明，城鎮居民消費結構與產業結構間互動關系并不成立;從區域效應上看，城鎮居民消費結構升級對產業結構的推動作用在中部地區不成立，而產業結構升級對城鎮居民消費結構的推動作用僅在中部地區成立。最后，文章指出應努力推進兩者良性互動，促進經濟持續健康發展。
基金項目：本文得到江蘇省社科研究應用精品課題“推動公共支出轉型增強經濟增長消費驅動力—以江蘇省為例的研究”(編號： 12SYC-100)資助
中圖分類號：F205 文獻標識碼：A
引言與文獻回顧
改革開放以來中國經濟高速發展， 國內生產總值(GDP)由1978年的3605.6億元增長到2011年的465731.3億元，增長了約128倍;城鎮居民的人均可支配收入由343.4元增長到21810元，增長了約63倍。經濟發展帶來了城鎮居民收入水平的提升，而收入水平的提升則增強了城鎮居民的消費能力。城鎮居民的人均消費支出由1978年的311.2元增長到2011年的15161元，增長了近50倍。在消費結構方面，城鎮居民家庭恩格爾系數由1978年的0.575下降到2011年的0.363，食品支出占消費總支出的比重持續下降，表明隨著收入水平的提高，城鎮居民減少其基本消費支出，消費結構由“溫飽型”向“發展型”和“享受型”轉變?！芭涞?克拉克定理”認為，隨著經濟的發展，國民收入(勞動力)的布局會由一、二、三產業向三、二、一產業轉移。產業結構方面數據顯示：1980年我國一、二、三產業分布情況分別是30.2%、48.2%和21.6%，2011年我國一、二、三產業分布情況變為10.0%、46.6%和43.4%。我國第一產業比重持續下降，第二產業比重在波動中穩定，第三產業比重持續上升，產業結構在持續升級。
理論上，“恩格爾定律”同“配第-克拉克法則”存在相互推動的內在聯系，學者們進行了大量的實證研究，文啟湘等(2005)、吳定玉等(2007)和周輝(2012)分別以河南省、湖南省和上海市為例，研究消費結構和產業結構的協調性，提出消費結構要與產業結構相協調的觀點。莊燕君(2005) 基于區域層面實證檢驗了區域產業結構與區域消費結構的關系。鄔德政(2008)則運用協整檢驗實證研究了我國農村居民消費結構與產業結構的關系?？紤]到城鎮居民和農村居民的消費層次不同，再加上地區經濟發展水平差距，我國產業結構和消費結構的關系具有很大的城鄉差異性和地區差異性(孟范昆等，2012)。由此，本文采用城鎮樣本，基于面板數據模型實證檢驗城鎮居民消費結構與產業結構間的互動關系，考察兩者的協調發展問題，以推動我國經濟的持續健康發展。
模型、變量與數據說明
(一)計量模型
面板數據模型一般形式為：
(1)
i為省區標志，t為時期標志。本文建立如下分析城鎮居民消費結構與產業結構關系的面板數據模型：
模型一： (2)
模型二： (3)
其中，α、β、Γ、φ、ν、λ均為待估系數，模型一可以分析產業結構(IR)對城鎮居民消費結構的影響，模型二則可以分析城鎮居民消費結構(CR)對產業結構的影響。要使理論上的城鎮居民消費結構和產業結構相互推動關系成立，則相關系數 和 應為負值。
(二)變量與數據說明
樣本數據包括31個省市?；跀祿暾缘目紤]，本文數據均來自于2000-2012年各年《中國統計年鑒》。由于使用的是相對量指標，并不需要剔除價格的影響。具體指標選取如下：
產業結構指標(IR)：衡量產業結構升級的程度可以用第二產業增加值/GDP、第三產業增加值/GDP和(第二產業增加值+第三產業增加值) /GDP這些指標，本文選用產業結構升級程度的指標為當年第二、三產業增加值之和/GDP，其值越大，說明產業結構層次越高。
城鎮居民消費結構指標(CR)：恩格爾系數是其通用的指標，本文選擇恩格爾系數(食品支出占消費支出的比重)衡量居民消費結構，其值越小，說明消費結構層次越高。
實證分析及結果
(一)單位根檢驗
為確保估計有效性，避免偽回歸現象，首先需要對各面板序列的平穩性進行檢驗，本文采用的是LLC、IPS、ADF和PP四種檢驗方法。由于各原始變量均存在時間趨勢，故采用含截距和含時間趨勢的檢驗方式，對一階差分后序列則采用含截距的檢驗方式，滯后期數根據SC準則自動選取。單位根檢驗結果如表1所示。
檢驗結果表明，對于消費結構LLC、IPS、ADF和PP四種檢驗方法均拒絕其存在單位根的原假設，而對于產業結構IPS檢驗未拒絕其存在單位根的原假設，對其變量一階差分后則顯著地拒絕有單位根的原假設。由此，CR和IR滿足I(1)。
(二)面板協整檢驗
由于面板數據滿足I(1)，需要進一步判別變量間協整關系是否存在。本文采用Pedroni的7個統計量和Kao的ADF統計量進行判斷(見表2)。根據Pedroni的檢驗方法，群rho未拒絕沒有面板協整關系的原假設，面板rho等其他的統計量都在10%的顯著性水平上拒絕了原假設。根據Kao面板協整檢方法，ADF統計量顯著地拒絕沒有面板協整關系原假設。綜合分析后本文認為城鎮消費結構和產業結構間存在面板協整關系。
(三)回歸結果
由于本文側重分析城鎮居民消費結構與產業結構相關性的區域差異，考慮東、中、西部地區內部的差異性相對較小，回歸模型選用變截距模型。為減少或消除截面異方差的影響，本文估計時采用截面加權法。表3和表4的Ad-R2和A-D值顯示，各回歸模型擬合效果較好，都通過整體性檢驗。
從表3的估計結果可知，基于全國樣本，城鎮居民消費結構升級對產業結構影響的系數通過5%的顯著性水平檢驗，且系數值為負，表明城鎮居民消費結構升級對產業結構具有顯著的推動作用。從東、中、西部的樣本來看，中部地區的城鎮居民消費結構升級對產業結構的影響不顯著，東部和西部地區城鎮居民消費結構升級顯著推動產業結構的發展，相關系數分別約為-0.02和-0.06，東部地區的影響相對較弱。從表4的估計結果可以看出，基于全國樣本，產業結構升級對城鎮居民消費結構影響的系數并未通過10%的顯著性水平檢驗，表明產業結構升級對城鎮居民消費結構并無顯著推動作用。從東、中、西部的樣本來看，東部和西部地區產業結構升級對城鎮居民消費結構的推動作用不顯著，但中部地區產業結構升級對城鎮居民消費結構具有顯著推動作用，相關系數約為-0.11。
結論與政策含義
第一， 理論上消費結構和產業結構相互影響、相互推動，我國城鎮居民消費結構與產業結構相互推動關系并不成立，需要構建起城鎮居民消費結構和產業結構間的互動關系，使兩者協調發展。近年來，我國城鎮生活水平不斷提高，居民消費結構發生巨大變化，轉向追求生活質量?？傮w上城鎮居民消費結構升級相應地刺激或限制相關行業的發展，進而對產業結構產生影響。由于我國的“外向型”經濟發展模式，產業結構升級相對緩慢，產業結構升級對城鎮居民總體上并沒有創造新的消費需求，進而促進其消費結構攀升。
第二，城鎮居民消費結構和產業結構之間的關系存在區域性差異，構建城鎮居民消費結構和產業結構的良性互動關系，需要考慮兩者關系的區域差異。實證研究表明，東、西部地區城鎮居民消費結構升級顯著地推動產業結構攀升，而產業結構對城鎮居民消費結構的影響不顯著。中部地區產業結構升級顯著地推動城鎮居民消費結構攀升，而城鎮居民消費結構對產業結構的影響不顯著。由于城鎮居民消費結構與產業結構間關系存在區域差異性，構建城鎮居民消費結構和產業結構的和諧關系應依據區域性差異有所偏重。
當前，我國經濟進入“次高”經濟增長階段，盡管外部環境不容樂觀，但中國東、中、西部地區經濟的差距和城鄉“二元”經濟結構在一定時期內為中國保持“次高”經濟增長提供了條件。我國產業結構將持續攀升，城鎮居民收入水平，特別是中西部地區的居民收入水平將持續得到提升。因此，應努力按照城鎮居民消費結構升級的市場需求配置資源，按照產業結構升級的經濟增長模式引導城鎮居民消費，促進消費結構和產業結構良性互動，推動我國經濟持續健康發展。
1.文啟湘等.消費結構與產業結構的和諧：和諧性及其測度[J].中國工業經濟，2005(8)
2.吳定玉等.居民消費結構與產業結構的關聯性分析—以湖南省為例[J].消費經濟，2007(5)
3.周輝.消費結構、產業結構與經濟增長—基于上海市的實證研究[J].中南財經政法大學學報，2012(3)
4.莊燕君.區域產業結構與消費結構關聯分析[J].統計與決策，2005(1)
5.鄔德政.我國農村居民消費結構與產業結構相關性分析[J].學術論壇，2008(4)
6.孟范昆等.消費結構升級與產業結構升級互動關系實證研究[J].商業時代，2012(32)
作者簡介：
1．農村居民消費支出變動分析。消費結構指各類消費支出在總消費中所占的比例，消費結構能夠反應出居民的生活水平，甘肅農村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費，說明農村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態;從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標志，相關數據變動說明甘肅省農村居民消費結構逐漸優化，農村居民生活水平逐步提高。
2.城鎮居民消費支出變動分析。恩格爾系數從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消費支出的一半比例。說明城鎮居民的生活水平的提高，城鎮居民生活水平到達小康階段，醫療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應有所增加，表明城鎮居民的生活質量逐步提高，消費結構不斷優化。
3.城鄉居民消費結構變動度分析。消費結構變動度，是分析消費結構變化程度的指標，計算公式為：
在1996年～2000年期間，甘肅省農村居民消費結構變動度為9.00％，城鎮居民消費結構變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農村居民消費結構變動度為2.22％，城鎮居民消費結構變動度為3.27％。
在1996年～2000年期間，城鄉居民消費結構變動非常顯著，其中食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉居民消費結構經過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大；醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。
二、甘肅省居民消費對經濟增長的貢獻率
1.生產總值構成變動分析。最終消費、資本形成總額、貨物和服務凈出口是經濟增長的拉動力，同時是計算支出法生產總值的三要素,其中最終消費一直在我國生產總值中所占比重最大，在經濟增長中貢獻率最大。1978年甘肅省生產總值為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《甘肅統計年鑒》數據計算居民消費支出一直占據最終消費支出大部分的比例，穩定在70％以上。
3.甘肅省最終消費對經濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經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濟增長的貢獻率并不穩定，其原因是經濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務凈出口政策要素影響。
三、甘肅省城鄉居民消費函數分析
本文采用持久收入消費函數。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε
其中Ct為現期消費;Yp和Yz表示持久收入和暫時收入。系數α1和α2分別是持久收入和暫時收入的邊際消費傾向。根據《甘肅年鑒》統計資料，對模型進行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉居民消費函數(1）、（2）。
農村居民消費函數Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）
（0.002）（8.237）（2.469）
R2=0.873D.W.=1.212F=34.461
城鎮居民消費函數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、簡要結論
1．經濟增長與城鄉居民的收入和消費之間有直接的影響。經濟增長越快，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濟發展的主要動力。
2.隨著經濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結構出現重要變動傾向。在城鄉居民的消費結構變動當中，食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來，城鄉居民的消費結構劇烈變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大。另外，醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。
3.為了鞏固消費對經濟發展的貢獻率，我們建議：一是加快發展城鄉經濟，保證固定資產的投資速度，使投資增長不要出現大起大落;二是進一步開發農民能夠穩定增加收入的就業渠道和途徑，如非農產業收入、轉移性就業收入、農業產業化收入等；三是對于城市居民來講，要把創造更多的就業崗位和機會作為重點，用擴大就業保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉居民的消費結構進行一定的引導，努力改善城鄉居民住房、醫療、教育、保障等關鍵性問題。
參考文獻：
[1]彭勁松:重慶市經濟增長中消費與投資貢獻度分析[J].重慶大學學報（社會科學版），2004，（4）；7～10
論文關鍵詞：關,鍵,詞,農村居民,消費結構,居民收入
重慶直轄以后經濟得到了快速發展，居民生活水平不斷提高，但同時農村居民消費增長緩慢導致城鄉消費差距不斷擴大，居民消費對經濟增長的拉動力明顯減弱。由于農村人口占全市較大比重，挖掘農村居民消費潛力，開拓農村市場，促進農村居民消費和結構升級，將極大地帶動重慶經濟增長。
一、重慶農村居民消費現狀及特點
西部大開發和鼓勵農業政策促進了重慶農村經濟的發展，生產規模和生產效率有了明顯提高，農村居民收入不斷增長，消費水平也逐漸上升。1998-2008年農村居民消費總額從333.41億元增至581.91億元，提高74.53%；人均生活消費從1417.08元上升至2008年的2884.92元，年平均增長7.37%，剔除物價上漲因素實際增長5.8%。但與重慶城鎮居民相比，農村消費水平明顯滯后，在消費層次上相差兩個等級。2008年重慶農村人口占全市總人口的73.8%，而消費總額卻只占居民總消費的20.9%，農村消費明顯乏力。
（一）農村居民消費水平偏低，增長緩慢
重慶農村居民人均消費支出不僅遠遠低于重慶城鎮居民，也低于全國農村人均水平（見表1）。重慶農村與全國農村人均之比從1997年的1.26:1下降至2008年的0.79:1（全國人均為1）；與重慶城鎮人均之比從1997年的0.29:1進一步下降為2008年的0.24:1（城鎮人均為1），農村人均消費還不及城鎮的1/4，而這種顯著落后的差距還有逐漸擴大的趨勢。就是與西部省份相比，2008年重慶農村居民人均消費居四川、云南、陜西、青海和寧夏五省之后，也處于較落后水平。
表1居民人均消費支出單位：元
年份
全國農村居民
重慶城鎮居民
重慶農村居民
1998
1128.16
4894.54
1417.08
1999
1144.61
5352.44
1388.64
2000
1284.74
5475.17
1395.53
2001
1364.08
5765.07
1475.16
2002
1541.83
6360.2
1497.72
2003
1656.32
7118.06
1583.31
2004
1842.75
7973.05
1853.94
2005
2231.14
8623.29
2142.12
2006
2533.91
9398.69
2205.21
2007
2970.65
9890.31
2526.7
2008
3660.68
論文關鍵詞：城鎮居民,消費結構,灰色關聯分析,模型
一、引言
在拉動經濟增長的三駕馬車中，消費對經濟的拉動作用最大。隨著經濟的快速發展，黑龍江省城鎮居民的生活水平得到了很大的改善，消費結構也隨之發生了較大的變化。本文首先運用灰色關聯分析方法對黑龍江省城鎮居民生活消費支出結構進行量化對比分析，從而較科學地測度城鎮居民生活消費支出與其構成因素之間關系的密切程度，揭示城鎮居民消費結構的變化，在此基礎上，運用模型對黑龍江省城鎮居民消費支出及其構成因素進行預測分析，揭示其動態演變過程。該分析對于適時調整和正確引導居民消費方向，促進經濟的長期穩定發展具有重要意義。
二、建模機理
（一）灰色關聯分析的建模機理
灰色關聯分析的基本思想是根據序列曲線幾何形狀的相似程度來判斷其聯系是否緊密。曲線越接近，相應序列之間關聯度就越大，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聯系數、關聯度,確定影響參考序列的主要因素和次要因素,從中找到最為關鍵的因素。
本文運用灰色綜合關聯模型進行消費結構的分析。序列和的灰色綜合關聯度，其中，和分別為和0的灰色絕對關聯度和灰色相對關聯度，，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據序列進行累加，用指數曲線對累加生成的數據序列進行擬合并建立模型，然后根據時間進行外推，從而進行預測。
1．數據的檢驗
若參考序列的所有級比都落在可容覆蓋內，則該數列可以作為模型的數據進行灰色預測。
2．建立模型
對參考數列0作1-AGO：，其緊鄰均值序列為
建立的灰微分方程：
相應的白化微分方程為：
白化微分方程的解為：
3．檢驗預測值
分別檢驗預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．結合實際問題的需要，給出相應的預測預報。
三、黑龍江省城鎮居民消費結構變化的實證分析
（一）數據來源及階段性劃分
分析對象為黑龍江省城鎮居民人均全年生活消費支出及其八個構成因素——食品、衣著、居住、家庭設備用品及服務、醫療保健、交通和通訊、文教娛樂用品及服務、雜項商品和服務。原始數據來自于歷年《黑龍江統計年鑒》和《中國統計年鑒》。由于年鑒中城鎮居民的消費支出構成項目在1992年發生了變化，所以，分析時間段確定為1992年至2008年。由于在此10多年時間內黑龍江城鎮居民的收入水平發生了巨大的變化，消費結構也會隨之發生變化，這就需要根據不同時期的特征，對這一時期進行進一步的劃分。從《黑龍江統計年鑒2009》中可以發現，在2000年前后，黑龍江城鎮居民的恩格爾系數發生了根本性的變化（見表-1），所以以2000年為界，把分析數據分為1992-1999年和2000-2008年兩個階段。
表-11992-2008年黑龍江城鎮家庭恩格爾系數（%）
年份
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
恩格爾系數
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
40.5
38.4
37.2
35.5
35.6
關鍵詞:國民消費,消費結構,消費需求
一、研究國民消費的意義
按照經濟學的分析,社會需求包括消費需求,投資需求和凈出口。消費需求作為其中很重要的一部分,對總需求具有很重要的影響,進而對總需求政策的制定也有明顯的影響,它影響著宏觀經濟的均衡發展。
現階段,我國有條件也有必要依靠擴大國內需求尤其是居民消費需求促進經濟發展。首先,我國處于居民消費結構優化升級的發展階段,較高的國民儲蓄率和巨大的國內市場潛力為拉動需求增長提供了物質條件。其次,我國居民生存型消費需求已基本得到滿足并正向發展型消費需求升級過渡,但產業產品結構、收入分配結構、區域協調發展程度及消費政策和觀念等嚴重滯后于消費結構升級變化的需求,既導致了消費需求的縮減,也給社會生產造成了不良影響,因此,我們必須擴大內需,推動經濟增長。
關于如何擴大國內需求方面,中央經濟會議曾指出增加居民消費是重點。從理論角度講,消費需求的具體內容主要體現在消費結構上,要增加居民消費,就要從研究居民消費結構入手,只有了解居民消費結構變化的趨勢和規律,掌握消費需求的熱點和發展方向,才能為消費者提供良好的政策環境,引導消費者合理擴大消費,才能促進產業結構調整與消費結構優化升級相協調,才能推動國民經濟平穩、健康發展。
二、影響消費水平的因素分析
(一) 模型建立與求解
居民消費水平受諸多因素的影響,例如收入水平,消費價格指數以及恩格爾系數。下表給出了從1991年到2010 年消費水平的相關數據?；诒?和表2的數據,分別建立城鎮、農村居民消費水平關于其三個影響因素的多元線性回歸模型,進行逐步回歸分析。
(二)模型檢驗
1、經濟意義檢驗 根據回歸結果:城鎮:y?4672.999?0.736x1?5.937x2?52.900x3 農村:y?470.486?0.721x1?1.793x2?8.827x3,得知,其中x1前面的系數0.736與0.721分別表示在城鎮(農村)居民消費價格指數和城鎮(農村)居民恩格爾系數不變的條件下,城鎮居民人均可支配收入(農村居民人均純收入)每增加1元,城鎮(農村)居民消費水平絕對數平均增加0.736元(0.721元),與理論中描述的居民收入水平增加對居民消費水平變化有明顯的影響,居民收入水平是影響消費水平增長的重要原因這個結論是一致的。
2.統計推斷檢驗
(1)擬合優度檢驗:
由上面分析數據知兩個模型的決定系數R分別為0.994、0.998,調整文秘站:的決定系數為0.992、0.998,可見解釋變量與被解釋變量間的關系極為密切,說明模型對樣本的擬合效果非常好,解釋變量能對被解釋變量99.4% 99.8%的離差做出解釋。
(2)方程顯著性檢驗—F檢驗
給定顯著性水平?=0.05,由表中可以看出F=823.034(3195.1),查F分布表中自由度分別為k=3,n?k?1?4的臨界值2F?3,4??6.59 ,由于0.05
F>F0.05?3,4?,所以認為在5%的顯著性水平下,Y對x1, x2, x3有顯著的線性關系,回歸方程式是顯著的,即城鎮居民家庭人均可支配收入(農村居民家庭人均純收入)、城鎮居民消費價格指數(農村居民消費價格指數)、城鎮居民恩格爾系數(農村居民恩格爾系數)聯合起來對被解釋變量有顯著影響。
(3)變量顯著性檢驗—t檢驗給定的顯著性水平?=0.05,查t分布表得出自由度為4的臨界值t?4?=2.776,由于回歸分析表中: 0.025
城鎮: t1?25.622,t2??0.371,t3??1.956
農村: t1?37.832,t2?0.812,t3??1.838 由檢驗可知,城鎮t1?2.776是顯著的,而t2?2.776,t3?2.776都是不顯著國民經濟統計分析論文的,農村t1?2.776,t2?2.776,t3?2.776也是不顯著的,即可以認為居民消費價格指數與居民恩格爾系數對居民消費水平沒有顯著的影響,在建立模型時,可以不作為解釋變量引進模型。而居民的收入水平對居民的消費水平的影響是顯著的。
（首都經濟貿易大學 經濟學院，北京 100070）
摘要：本文通過分析我國的文化消費現狀和趨勢，梳理文化消費影響產業結構的作用機理。根據中國與美國的投入產出數據分析我國居民文化消費對文化產業的拉動以及文化消費對產業總產出的拉動，與美國對比分析我國目前文化消費結構以及產業結構的合理性，探索文化產業發展以及總產業結構優化調整的政策建議。
關鍵字：文化消費；產業結構；結構合理性
[DOI] 10.13939/j.cnki.zgsc.2015.30.
1引 言
根據2014年的文化藍皮書[指《中國文化消費需求景氣評價報告（2014）》和《中國文化產業供需協調增長測評報告（2014）》.]數據，我國2012年全國城鄉文化消費需求達到11405.97億元人民幣，總量增長12.64%，繼續保持高速增長；人均文化消費需求達到844.45元人民幣，增長12.09%。對比來看，居民文化消費的總量增加比產出水平的增加要多很多，比居民收入的增加要少很多，比總消費的增加要略微低一些，與儲蓄的增加相比前者顯著低于后者。1991—2012年，全國人均文化消費以13.60%的年均速率增長，而將2004年與2012年的文化產值相比，中國文化產值經歷了2.15%至3.48%的增長，居民文化消費率卻由2.76%降低至2.20%。可見，文化產業與文化消費之間存在著不協調、不一致的問題，長此以往，必定會在兩者之間激發出更多的矛盾，以至于使文化產業生產與文化消費需求脫離。
2文化消費結構合理性研究
2.1產業結構受消費影響的理論基礎
通過列昂惕夫的投入產出模型，可以表示文化消費影響產業結構的效應，中間使用+最終使用=總產出，可表示為：
（i=1，2，…，n）①
其中，Xij代表i部門為j部門生產消耗提供的產品的數量； Yi代表i部門產品的最終使用量；Xi代表i部門的總產出數量。
（i，j=1，2，…n）②
為直接消耗系數，即j部門生產單位總產品對i部門產品的消耗量。將②式代入①式，得到：
（i，j=1，2，…n）③
矩陣形式為：
即AX+Y=X，X為社會總產品向量，Y為最終產品向量，A為直接消耗系數矩陣。即總產出-中間使用=最終使用
④
X為A的同階單位矩陣，為投入產出矩陣，也稱之為列昂惕夫逆矩陣，則有：
④式表示總產出與最終使用間的關系，通過其可知各部門總產品X的情況下，各部門的最終使用Y。由④式兩邊同乘以 可得：
⑤
⑤式的經濟含義為當最終總產品每增加一個單位時對社會總產品的完全需求量，其投入產出模型為：，其中B起著乘數作用，直接消耗系數就被其放大為完全消耗系數，完全消耗系數即等于直接消耗系數與間接消耗系數之和。
綜上所述，根據⑤式可實現文化消費對產業結構產生的乘數效應和溢出效應。
2.2文化消費結構的合理性
文化消費可以對產業結構產生多種影響，同時，產業結構的升級轉變也會從供給的角度影響居民的文化消費。兩者之間的這種相互關系意味著，文化消費的結構絕不是孤立于產業結構而存在的，必須是與產業結構有著良性互動，互相適應并推動彼此順應時勢的發展。在第三次工業革命的大背景下，在產業結構和消費結構不斷升級的大環境下，文化消費若想實現結構的優化，不僅要根據居民需求調整自身內部的各項分類的占比，還要與產業相適應、相互協調，這便是實現文化消費結構的合理性的基本要求?；谶@一視角，本文在討論文化消費結構時將會分別討論內、外兩部分的合理性問題。在本部分利用投入產出方法分析了文化消費與產業關系問題，從而提出中國應需注意的問題和政策建議。
3 我國文化消費與產業結構的關系
利用前文介紹的理論基礎，本部分經過數據處理分析，將居民文化消費額對產業總投入的需求關系進行闡述。本文選取的中國數據為投入產出表中的“文化、體育和娛樂業”以及“教育”兩部門數據，來自中國投入產出學會網站2005年和2010年的投入產出表，美國的數據為48部門的投入產出表中的“教育”一個部門數據，對OECD投入產出數據庫中美國2000年和2005年的數據進行分析。根據數據分析結果，美國自20世紀70年代起，在文化消費對總產出的拉動方面即處于穩態狀態，可以作為中國未來發展方向的參考，所以選取美國作為比對國家。
2005年，中國居民對于教育的消費數量為3026.27萬元人民幣，占居民消費總額的4.25%；在文化、體育和娛樂業方面的消費數量為656.33萬元人民幣，占居民消費總額的0.92%。2010年，中國居民對于教育的消費數量為4987.85萬元人民幣，占居民消費總額的3.45%；在文化、體育和娛樂業方面的消費數量為1077.72萬元人民幣，占居民消費總額的0.74%?？梢钥闯鲈谶@個時間段的前后，居民在文化方面的消費絕對值增加了，但是在消費的比例上卻是下降了，這說明，雖然在文化消費上居民的需求在增加，但是相比于其他部門的增加速度還是比較緩慢，這其中也不乏由于文化的新的表現形式未被計算于統計數據的情況存在。
針對中國的文化消費對總產出的投入需求分析，利用投入產出模型中的X=B*Y，將B*Y中的各部門的值求和，比上居民文化消費的占比，就可以衡量文化消費部門的產品消費每增加一個單位，需要的產業總投入。經過計算，可以得出我國的文化消費部門的產品消費每增加一個單位，需要的產業總投入都在2個單位左右，但對比于2005年的2.24，2010年時的1.91體現出了文化產業的發展是趨于健康完善的。相比于美國的1.7~1.8穩定的浮動范圍，中國居民的文化消費及文化產業可以看出還處于尚不穩定的階段。在消費發展的推動下，產業也在進行著優化和調整，以適應居民越來越多樣化的文化消費需求；在產業結構方面，未來會在結構調整方面更加趨于合理化，以適應消費需求的結構變化。
4主要結論及對策建議
基于投入產出模型的研究可得出以下幾點結論。第一，中國居民的文化產業體系正在日益完善，產品的供給能力也在增強，不過仍然存在供給與需求不相適應的情況。第二，文化消費需求在不斷增大，種類也在更加趨于多元化，居民消費結構隨著第三次工業革命的發展而更加合理。第三，對于同樣的產出，中國對產業的需求多于美國，中國的產業結構還需要進一步優化調整，更要加強產品和服務的供給能力。
針對中國文化產業結構發展并不完善且沒有與文化消費相適應的情況，提出以下幾條建議：第一，應將文化產業的發展適時地貼近文化消費的需求，以需求指引產業發展；第二，注重文化產業的發展監管，促進更多適應居民需要的新興形式的出現；第三，重視并且利用文化消費對產業結構的作用和影響，來支持產業和消費的結構升級；第四，針對區域之間的文化產業發展差距，制定相關的鼓勵性政策并推動實施，以實現區域間的和諧發展。
參考文獻：
[1]鐘契夫、陳錫康.投入產出分析[M].北京：國財經經濟出版社，1987.
