消費水平分析精選(九篇)

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第1篇：消費水平分析范文

[論文內(nèi)容提要]文章結(jié)合我國目前的體育消費水平現(xiàn)狀，提出要加強(qiáng)農(nóng)村體育環(huán)境建設(shè)，充分發(fā)揮各級各類基層組織的積極作用，強(qiáng)化體育健身意識，因地制宜、開展野外體育產(chǎn)業(yè)等特色項目，構(gòu)建多元化農(nóng)村體育發(fā)展模式，從而為提高我國農(nóng)村體育消費水平，促進(jìn)農(nóng)村體育健康、協(xié)調(diào)、可持續(xù)發(fā)展。

我國體育消費水平總體呈上升趨勢，但消費水平不高，尤其是農(nóng)村居民的體育消費，占全國人口70％的農(nóng)民，體育消費額僅占體育消費總額不到30％。因此，從理論上分析，提高農(nóng)村體育消費水平有很大的可能性。

1．體育消費水平的含義

體育消費水平是按人口平均的體育實物消費資料及體育服務(wù)消費資料的數(shù)量，可用價值單位(貨幣)來表示。體育消費水映人們實際消費的體育消費品數(shù)量的多寡和質(zhì)量的高低。

2．我國農(nóng)村體育消費水平現(xiàn)狀分析

據(jù)有關(guān)資料統(tǒng)計，1997年、2001年，我國城鄉(xiāng)體育消費水平分別為年人均134．90元和年家庭平均397．42元，在居民日常生活之外的11項消費支出中處較后位置。盡管這種“平均數(shù)”的計算結(jié)果，能說明我國居民的體育消費水平有所提高，但與發(fā)達(dá)國家相比，不得不承認(rèn)自身的差距。然而，突顯的問題在于農(nóng)村居民的體育消費水平低下。究其原因，主要有以下幾個方面：

第一，由于社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，我國城鄉(xiāng)之間、不同地區(qū)之問居民收人差距較大，農(nóng)村居民沒錢買健康。

第二，缺乏場地、器材、指導(dǎo)員等必要的體育資源。

第三，由于繁忙的勞動和家務(wù)，使得農(nóng)村居民無暇顧及體育健身。

第四，農(nóng)民具有人員分散，不易組織的特點。

3．提高我國農(nóng)村體育消費水平的建議

3．1強(qiáng)化體育健身意識

我國正全面實施全民健身計劃，關(guān)于全民健身工程的進(jìn)展?fàn)顩r，國家體育總局兩次公布的調(diào)查結(jié)果，給了這項標(biāo)志著中國社會進(jìn)步與文明程度的系統(tǒng)工程以實事求是的評價。中國是個農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)村人口占全國人口總數(shù)的70％。兩次調(diào)查結(jié)果顯示我國從未參加體育活動的城鄉(xiāng)居民分別為65．70％和65％，其中絕大多數(shù)為農(nóng)村居民。因此，強(qiáng)化農(nóng)民體育健身意識迫在眉睫。

3．1．1加大宣傳工作的力度

由于宣傳鼓動的力度不夠，國家關(guān)于開展農(nóng)村群眾體育工作有很多好的政策措施，由于有關(guān)部門的行政意識、工作方式、宣傳途徑的原因，使這些政策措施宣傳沒有很好地展開。全民計劃化了兩年的時問做宣傳鼓動，但仍有60％以上的農(nóng)村居民不知曉，距“家喻戶曉，人人參與”的要求深遠(yuǎn)，足以說明我們的宣傳乏力。要以“三個代表”重要思想為指導(dǎo)，深入、細(xì)致地做好全民健身的宣傳鼓動工作。國家關(guān)于農(nóng)村體育的許多好的政策不能只說在嘴上，要讓農(nóng)村居民“家喻戶曉，人人參與”，就要全面貫徹“以人為本”的思想內(nèi)涵，要有求真務(wù)實的工作作風(fēng)。

3．1．2樹立正確的體育鍛煉觀念

我國農(nóng)村居民為增進(jìn)健康而關(guān)注體育活動少，而把食、宿擺在第1、第2位，而把體育活動擺在第5位。資料表明我國農(nóng)村居民體育健身意識淡薄，問題突出。理想的體育運動是實現(xiàn)健康的途徑，現(xiàn)代醫(yī)學(xué)和體育科學(xué)的研究表明，體育鍛煉可起到以下作用：(1)預(yù)防心血管病；(2)改善呼吸系統(tǒng)的功能；(3)提高消化系統(tǒng)的功能；(4)改善神經(jīng)系統(tǒng)的功能；(5)降低糖尿病發(fā)生的危險性；(6)控制體重與改變體形；(7)延年益壽。

3．1．3樹立健康文明的社會新風(fēng)氣

農(nóng)村居民有其生活、勞動特點，開展體育健身活動應(yīng)堅持與生產(chǎn)勞動、文化活動相結(jié)合，堅持業(yè)余，小型，多樣和因人、因時、因地制宜，科學(xué)文明的原則，充分利用傳統(tǒng)節(jié)日和農(nóng)閑季節(jié)，開展農(nóng)村居民喜聞樂見、豐富多彩的體育活動。個人活動可不拘一格，貴在堅持。集體活動應(yīng)突出普遍性、民族性、趣味性、可行性和科學(xué)性，定時、定點組織開展。同時加強(qiáng)移風(fēng)易俗、反對封建迷信教育，弓『導(dǎo)農(nóng)村居民參與，提高體育健身意識。

3．2強(qiáng)化各類基層組織的作用

由于農(nóng)村客觀上存在場地設(shè)施少、時間難以協(xié)調(diào)統(tǒng)一等實際困難，農(nóng)村群眾體育工作是一個動員面廣、涉及面寬的工作，在發(fā)揮基層體育管理人員的職能作用的同時，充分發(fā)揮鄉(xiāng)村民兵、婦聯(lián)、農(nóng)協(xié)、共青團(tuán)、文化站、鄉(xiāng)村醫(yī)院、鄉(xiāng)(鎮(zhèn))企業(yè)工會等組織的積極主動配合，利用傳統(tǒng)節(jié)日開展體育比賽和表演活動，擴(kuò)大體育的影響，提高人們參與體育活動的意識。做到齊抓共管，共同搞好農(nóng)村體育工作。

3．3加強(qiáng)農(nóng)村體育環(huán)境建設(shè)

3．3．1改革體育場館的管理體制和運行體制

我國現(xiàn)有的體育場地設(shè)施約有70％集中在各級各類學(xué)校中。因此，在滿足學(xué)校教學(xué)需要的同時，有必要向農(nóng)村居民開放學(xué)校的體育設(shè)施。此舉也將大大節(jié)約對體育場地設(shè)施的投資，提高現(xiàn)有體育場地設(shè)施的利用率。我國在學(xué)校體育場地設(shè)施開放的問題上，完全可以借鑒國外的先進(jìn)經(jīng)驗，本著國家補(bǔ)助一點、學(xué)校收取一點的原則，在保證學(xué)校正常教學(xué)的前提下，向社會有償開放學(xué)校的體育場地設(shè)施。

3．3．2研發(fā)適應(yīng)農(nóng)村居民使用的小型體育用具與器材

體育健身器材是全民健身計劃實施的重要基礎(chǔ)和物質(zhì)保證。據(jù)對在職和非在職的中年人群及青少年學(xué)生的不完全統(tǒng)計，在不參加健身運動的諸多因素中，體育器材的缺乏列首位。這充分說明，體育器材在健身事業(yè)中具有舉足輕重的作用。近幾年，市場上不斷出現(xiàn)占地面積小、功能有針對性、價格適中的體育健身器材，很受社會的歡迎。據(jù)有關(guān)資料表明，大型多功能健身器材的購買率不足15％，而占地面積小、價格在千元以下、操作靈活、可折疊的健身類和娛樂類器材是消費者的第一選擇。這是健身器材市場銷售的主流，為大多數(shù)健身者所認(rèn)可。健身器材的種類應(yīng)滿足不同階層、不同年齡、不同職業(yè)消費者的需求，以家庭為覆蓋面，在價格、造型、體積上適應(yīng)農(nóng)村居民的消費心理，以使全民健身計劃更深入、持久、有序地開展下去。

3．4開展野外體育產(chǎn)業(yè)等特色項目

我國蘊藏著豐富的戶外運動資源，這是我國農(nóng)村居民的天然的運動場。我國的湖泊、水庫面積達(dá)1072萬公頃，當(dāng)?shù)鼐用窨梢砸虻刂埔耍_展多種水上運動。我國的森林面積9491萬公頃，山地面積320萬公平方公里，可以開展野營、登山、徒步旅行、冬季項目等體育活動。我國的河流流域面積95．59萬平方公里，海域面積473萬平方公里，海岸帶面積28萬平方公里，可以開展游泳、劃船、沖浪、野營、沙灘排球等體育活動。

3．5構(gòu)建多元化農(nóng)村體育發(fā)展模式

3．5．1農(nóng)村學(xué)校體育發(fā)展模式

通過農(nóng)村學(xué)校體育培養(yǎng)學(xué)生終生體育意識、終生體育能力，不但源源不斷地增加農(nóng)村體育人口，而且還能為當(dāng)?shù)嘏囵B(yǎng)體育人才，帶動當(dāng)?shù)伢w育的全面發(fā)展，這無疑是農(nóng)村體育的可持續(xù)發(fā)展至關(guān)重要的途徑。

3．5．2小城鎮(zhèn)體育發(fā)展模式

以小城鎮(zhèn)體育發(fā)展模式推動農(nóng)村體育的發(fā)展。一方面，在現(xiàn)有的小城鎮(zhèn)，要充分發(fā)揮鎮(zhèn)級政府在發(fā)展小城鎮(zhèn)體育中的作用，建立和健全各種政府體育組織、社團(tuán)組織，培養(yǎng)體育積極分子和體育骨干，宣傳和動員小城鎮(zhèn)內(nèi)的機(jī)關(guān)、學(xué)校、企事業(yè)單位和各種社會團(tuán)體積極開展形式多樣的體育活動，建立地方性的競賽制度，特別是在農(nóng)閑時組織鎮(zhèn)所管轄的村級體育活動，以形成體育發(fā)展的合力；另一方面，把體育納入小城鎮(zhèn)建設(shè)的總體規(guī)劃，將農(nóng)村體育事業(yè)費和體育基本建設(shè)資金列入財政預(yù)算和基本建設(shè)投資計劃，真正實現(xiàn)體育與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、社會、文化的全面協(xié)調(diào)發(fā)展。

3．5．3民族體育發(fā)展模式

我國農(nóng)村的很多地區(qū)都是少數(shù)民族的聚集地，許多少數(shù)民族都有良好的體育傳統(tǒng)、豐富多彩的體育活動內(nèi)容和方式。因此農(nóng)村體育的發(fā)展要充分利用這些民族體育資源，要充分發(fā)揮政府的主導(dǎo)作用，培養(yǎng)民間的各種組織機(jī)構(gòu)，根據(jù)不同民族的傳統(tǒng)和特點挖掘、整理和推廣這些民族體育文化，特別要利用各民族的傳統(tǒng)體育節(jié)日盛會，組織和開展不同性別、不同年齡、不同水平的民族體育項目競賽，既使民族傳統(tǒng)體育節(jié)日盛會成為當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展、社會文化建設(shè)的助推劑，又能充分發(fā)揮競賽的龍頭帶動作用，帶動當(dāng)?shù)孛耖g體育活動的廣泛開展。

3．5．4體育旅游發(fā)展模式

西部農(nóng)村地區(qū)應(yīng)利用國家西部大開發(fā)的政策，搞好旅游的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，根據(jù)當(dāng)前人們追求健康、回歸自然、追求新穎刺激的心理，搞好目標(biāo)定位，把當(dāng)?shù)氐淖匀簧鷳B(tài)資源和民族體育文化資源結(jié)合起來，打造各種精品體育旅游線路，比如：利用西部地區(qū)各民族、各地區(qū)傳統(tǒng)的節(jié)日，開拓體育旅游資源；在西部地區(qū)各旅游景區(qū)、度假村等開展攀崖、登山、滑雪、探險、野外生存、極限運動等符合當(dāng)?shù)貧夂颉⒌匦蔚孛蔡氐捏w育活動項目，以吸引更多的游客；積極承辦國內(nèi)、國際具有影響力的比賽和競賽，如近年舉行的“環(huán)青海湖國際自行車邀請賽”，通過參觀比賽和參與競賽活動積極推動當(dāng)?shù)芈糜螛I(yè)的發(fā)展。

第2篇：消費水平分析范文

—關(guān)于大學(xué)生消費水平的問卷調(diào)查分析

臨床專業(yè) XX級x班4組

調(diào)查時間：XX年5月下旬-6月上旬

調(diào)查地點：廣西醫(yī)科大學(xué)

調(diào)查對象：本科生

調(diào)查目的：了解我校學(xué)生目前的消費情況，分析其中的差異，并提出我們的合理建議

樣本情況：本次調(diào)查共發(fā)放問卷150份，回收有效問卷138份

通過此次調(diào)查問卷的信息反饋，我們對信息進(jìn)行了匯總與分析，并進(jìn)行了一些思考，提出了一些粗略的建議，希望能對當(dāng)代大學(xué)生消費理念，理財觀念以及價值觀趨向有一定幫助。

1.您的家庭所在地 a城市 b城鎮(zhèn) c.鄉(xiāng)村

2.你的消費來源 a父母b 獎學(xué)金c勤工儉學(xué)d貸款

3.你的月生活費是 a<300 b300-500 c500-700 d>700

4.你月消費的主要目的是 a伙食 b交通、通訊 c購物 d購買學(xué)習(xí)資料

作為學(xué)生，一個重要的本職任務(wù)就是學(xué)習(xí)，從分析結(jié)果可以看出，同學(xué)們的學(xué)習(xí)支出僅占月消費支出的1.40%。我們應(yīng)該引導(dǎo)大學(xué)生們形成一種觀念，即“豐富大腦不惜錢”的理念。

5.你平時每月的伙食費是 a<200 b200-300 c300-400 d400-500 e>500

6.在護(hù)膚、美容、著裝等形象消費上，你每個學(xué)期花費多少

a<50 b50-100 c100-200 d>200

7.你平時每月購買日常用品的花費是 a<20 b20-40 c40-60 d60-100 e>100

8.你平均每月的電話費是 a<10 b20-30 c30-50 d50-100 e100-200

擁有了手機(jī)，消費支出也會隨之而來，差別存在除了有一定的客觀因素如工作外，同時還與同學(xué)們自身的理財能力有一定的關(guān)系。

9.你每月學(xué)習(xí)方面的花費是 a<20 b20-50 c50-100 d>100

在學(xué)習(xí)方面花費較少的情況反映出了當(dāng)代大學(xué)生對精彩的外部環(huán)境缺乏定力，五彩繽紛的世界的確熱鬧，但是如何做到以一個平和的心態(tài)去理性的面對則是一個值得去研究的問題。精彩的世界是否有你逗留的理由是當(dāng)代大學(xué)生需要深入思考的問題。從而懂得如何在紛繁的的誘惑中獨善其身，完成對自己的進(jìn)一步提高，從而獲得更大的成功。

10.外出購物的頻率 a.幾乎不 b.偶爾 c.經(jīng)常

11.外出購物的地點一般是 a.商場的專賣店 b.路邊的小店 c.地攤 d.精品店

12.外出的交通方式一般是 a.步行 b.自行車 c.公交車 d.出租車

13.您有的電子產(chǎn)品是 a.mp3 b.mp4 c.mp5 d.數(shù)碼相機(jī) e.電腦

隨著生活水平的提高，人們也越來越注重生活質(zhì)量，而電子產(chǎn)品行業(yè)的競爭也是日趨激烈，電子產(chǎn)品逐步大眾化，得到普及。

14.您已有的（或打算購入的）電腦的價位是

a.XX及以下 b.XX至3000 c.3000至4000 d.4000至5000 e.5000以上

15. 您的手機(jī)的價位是

a.500元及以下 b.500至1000元 c.1000至XX元 d.XX元及以上

16.花父母的錢，心中有何想法

a理所當(dāng)然 b心有慚愧，但是無可能何 c 希望以后有所償還

17.當(dāng)你需要購買某商品時，你更注重 a品牌 b質(zhì)量 c外形和美觀 d價格 e其他

雖然從我們現(xiàn)實的消費層面上看不出有明顯重品牌的傾向，但并不代表以后沒有，畢竟目前的消費方式極大程度上受到客觀經(jīng)濟(jì)條件制約，作為一個沒有獨立經(jīng)濟(jì)來源的特殊的消費群體，我們大學(xué)生應(yīng)該更多的追求一種精神上舒適，物質(zhì)上合適的生活。無計劃的消費方式，不平衡的消費結(jié)構(gòu)不利于我們形成比較規(guī)律，健康的生活和學(xué)習(xí)狀態(tài)。

18.你的消費方式是 a能省則省 b事先做好消費計劃再花錢 c不在乎，想花就花 d其他

19.若某個月的花費低于預(yù)算，你會怎么處理余額

a存入銀行 b馬上花光 c轉(zhuǎn)入下月生活費 d用于投資 e沒有余額

20.當(dāng)你想要買某樣?xùn)|西時，發(fā)現(xiàn)錢不夠用，你會

a向父母要 b自己存 c向同學(xué)借 d不買 e其他

21.你認(rèn)為你的理財能力如何 a較差，花錢沒計劃 b一般 c有較強(qiáng)的理財能力

22. 外出聚餐的頻率 a.幾乎不 b.偶爾 c.經(jīng)常

23. 外出聚餐的付款方式 a.輪流請客 b.均攤 c.某人提出自己請客 d.aa制

24.外出聚餐一般去的地點是

a.大型的中餐廳 b.小型的中餐廳 c.西餐廳 d.連鎖快餐店 e.自助餐廳 f. 路邊小攤 g.其它

25. 單獨或和同伴外出用餐時自己平均花銷為

a.20元及以下 b.20至50元 c.50至100元 d.100元及以上

26. 因同學(xué)過生日或其它原因送禮物的頻率 a.幾乎不 b.偶爾 c.經(jīng)常

27. 若送同學(xué)禮物，一般禮物的價位是

a.20元及以下 b.20至50元 c.50元至100元 d.100元及以上

28.您覺得您的消費合理嗎？ a.剛剛好 b.偏高 c偏低 d經(jīng)常超前消費

在被調(diào)查對象中，7.20％的同學(xué)是超前消費型，“今朝有酒今朝醉”型的消費方式不考慮長久，它對我們的生活影響就更加嚴(yán)重了。我們反對超前消費，提倡“量入為出，合理消費”，發(fā)揚勤儉節(jié)約的優(yōu)良傳統(tǒng)，樹立健康的消費觀念。

問卷調(diào)查后的思考：

通過以上分析，我們看出，當(dāng)代大學(xué)生的消費方式正在逐步完成一個從揮霍到理性理財?shù)倪^渡階段。必要的追求我們無可厚非，他可以反映出時尚年輕人獨特個性的消費觀。注重品牌與質(zhì)量更是領(lǐng)先于時代的價值觀，有助于社會經(jīng)濟(jì)的完善與健全。但同時也應(yīng)該看到當(dāng)代大學(xué)生的消費觀念還不夠理性，經(jīng)濟(jì)獨立意識較差，儲蓄觀念淡薄。由于他們還沒有實現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)上的獨立，費用的主要來源還是家中的補(bǔ)給。

當(dāng)今我們提倡創(chuàng)建一個節(jié)約型社會，我們大學(xué)生理應(yīng)從我做起，講求節(jié)約消費。在以寄生性消費為主的大學(xué)生中，培養(yǎng)大學(xué)生獨立的理財能力（即“財商”）、科學(xué)的價值觀以及良好的消費習(xí)慣。諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎得主羅伯特·清崎曾經(jīng)說過：“理財與你掙了多少錢沒關(guān)系，它是測算你能留住多少錢以及能讓這些錢為你工作多久的能力。”而恰恰種種理念正是當(dāng)代大學(xué)生所缺乏的。

大學(xué)生在同齡人中是文化知識水平較高、思想道德素質(zhì)相對較好的群體，起到了表率和示范的作用，代表了現(xiàn)代年輕人消費觀的新變化。而重視大學(xué)生消費的新變化，引導(dǎo)大學(xué)生樹立正確消費觀，不僅有益于大學(xué)生的健康成長，也將會對社會消費的正確引導(dǎo)起到良好的示范作用。

建議：

第3篇：消費水平分析范文

在社會保險機(jī)制中，由于存在不同的起付線和共付比例設(shè)計，并受到經(jīng)濟(jì)水平、健康狀況等群體差異的影響，不同的參保人對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求存在差異，很可能導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)水平較低的人群得不到基本的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)，而經(jīng)濟(jì)狀況較好的人群則過度享有醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)。保險機(jī)制設(shè)計存在的弊端導(dǎo)致國民不能公平享有醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)。近幾年來，國家的醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)逐步發(fā)展，社會醫(yī)療保障體系不斷建立健全。中國的醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)是在政府的作用下，通過實施一系列的福利政策，從而保障國民健康水平的社會公益事業(yè)。醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的公益性使得國民的醫(yī)療衛(wèi)生需求成為政府制定衛(wèi)生政策和計劃的出發(fā)點。當(dāng)前，中國以城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險、新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度和城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險為主的三大社會醫(yī)療保險體系基本建立，國家的醫(yī)療衛(wèi)生政策旨在進(jìn)一步建立一套多層次的全民醫(yī)療健康服務(wù)保障體系，以滿足國民獲得基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的權(quán)利，提高全民的健康水平。然而，在社會醫(yī)療保障體系逐步完善，社會醫(yī)療保險的覆蓋面不斷擴(kuò)大的同時，醫(yī)療費用也在急速攀升。不難想象，醫(yī)療費用的急劇攀升導(dǎo)致居民“看病貴”，嚴(yán)重制約了國民健康水平的提高。與此同時，隨著城市化和工業(yè)化進(jìn)程的加快，大量的農(nóng)村人口向城市流動，在城市中，不同戶籍的居民之間經(jīng)濟(jì)狀況存在差異，使得家庭醫(yī)療需求和醫(yī)療消費具有差別，面對急劇增長的醫(yī)療衛(wèi)生費用，貧困家庭承擔(dān)著更高的疾病風(fēng)險和經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。基于以上背景，以醫(yī)療保險和貧困因素為研究視角，分析社會醫(yī)療保險和貧困因素對家庭醫(yī)療消費的影響，特別是探索醫(yī)療保險在影響家庭醫(yī)療消費絕對和相對醫(yī)療支出方面的作用機(jī)制，以及這種影響在不同人群中的穩(wěn)健性，為完善國家的社會醫(yī)療保險體系建設(shè)，推動醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域的公平，保障國民健康水平提供了解釋。

二、文獻(xiàn)綜述

醫(yī)療費用的增長不僅是當(dāng)前中國所面臨的問題，更是一個在世界范圍內(nèi)普遍存在的問題。早在1990年，PaulJ．Feldstein研究了美國醫(yī)療費用的發(fā)展趨勢，發(fā)現(xiàn)當(dāng)年的醫(yī)療支出比上年增長了11%，而同期的GNP僅增加了7%，并指出醫(yī)療費用持續(xù)以高于GNP的增長速度在增長［1］(P1－3)。自改革開放以來，隨著社會經(jīng)濟(jì)的市場化轉(zhuǎn)型和發(fā)展，中國的醫(yī)療衛(wèi)生體制改革逐步推行，針對醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域出現(xiàn)的問題，改革取得了明顯的成效。但是仍存在一定的問題和矛盾，醫(yī)療費用的急劇攀升是我國醫(yī)療衛(wèi)生體制改革所面臨的主要矛盾之一。“自改革開放以來，中國的GDP年平均增長率為9.7%，而醫(yī)療費用的增長率為18%，較GDP的增長，醫(yī)療費用的增長幅度是GDP的近兩倍”［2］。不斷增長的醫(yī)療費用會產(chǎn)生一系列的負(fù)面效應(yīng)，例如，高額的醫(yī)療費用是“因病致貧”的主要原因，尤其對于農(nóng)村居民，由于經(jīng)濟(jì)困難看不起病，應(yīng)就診而未就診的人數(shù)較多，致使他們的基本醫(yī)療需求得不到滿足［3］;從醫(yī)療費用對醫(yī)療選擇的影響來看，醫(yī)療費用升高，降低了醫(yī)療選擇的可能性［4］。因此，對家庭醫(yī)療消費狀況及其影響因素進(jìn)行深入分析和探究具有一定的緊迫性和現(xiàn)實意義。當(dāng)前國內(nèi)外學(xué)者對健康問題的研究范圍日趨廣泛。首先，健康對人與社會具有效用。健康是人力資本的重要組成部分，是人類發(fā)展的基本需求［5］［6］［7］。對于個人和家庭來說，良好的健康狀態(tài)能夠幫助人們有效地投入生產(chǎn)生活，對提高收入和增進(jìn)福利具有重要的作用［8］［9］(P24)。對于社會而言，國民健康與社會生產(chǎn)力以及社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展密切相關(guān)。其次，健康具有風(fēng)險。人類的生存與發(fā)展是一段長期的過程，在這一過程中，將會面臨各種諸如環(huán)境、行為等不確定因素的影響，由于這些影響因素是復(fù)雜多變的，使得人類健康具有動態(tài)性，從而衍生健康風(fēng)險［10］(P4)。伴隨著健康風(fēng)險產(chǎn)生，遭受疾病的社會人群產(chǎn)生心理和生理的雙重病痛，勞動能力下降，為了緩解和恢復(fù)健康，不得不承擔(dān)由健康風(fēng)險帶來的疾病經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。疾病經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)將會帶來患病人群的經(jīng)濟(jì)消耗和社會經(jīng)濟(jì)損失［11］(P259－260)。基于上述原因，有必要通過政府和個人的共同作用進(jìn)行健康投資，從而改善國民健康狀況，增進(jìn)個人的人力資本，推動社會生產(chǎn)力發(fā)展。世界銀行較早地對健康投資進(jìn)行了研究，從政府責(zé)任的角度提出各國政府應(yīng)制定相關(guān)措施改善衛(wèi)生狀況［12］。高夢滔、姚洋從家庭內(nèi)部資源分配的角度出發(fā)，研究了家庭內(nèi)部成員健康投資的導(dǎo)向和責(zé)任［13］。可見，政府和個人都具有健康投資的責(zé)任。社會保險機(jī)制的建立是政府健康投資的方式之一，家庭的健康投資需要家庭醫(yī)療消費產(chǎn)出，但貧困因素在一定程度上可能束縛家庭醫(yī)療消費。醫(yī)療保險、貧困因素以及家庭醫(yī)療消費之間存在相關(guān)關(guān)系，以下就三者的研究現(xiàn)狀擇要述之。從醫(yī)療保險效用的視角出發(fā)，學(xué)者們的研究存在正反兩種觀點。一部分學(xué)者持正面的觀點，認(rèn)為醫(yī)療保險一方面能夠有效降低醫(yī)療服務(wù)價格，提高居民的醫(yī)療消費水平，增進(jìn)居民的醫(yī)療保健需求和醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的可及性，同時對提高居民尤其是低收入群體的醫(yī)療服務(wù)利用率具有顯著作用;另一方面，作為醫(yī)療支出風(fēng)險平滑的財務(wù)機(jī)制，醫(yī)療保險的費用分擔(dān)制度有效降低了醫(yī)療支出，減輕了低收入群體的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，對群體差異的人群發(fā)揮了分散風(fēng)險的功能［14］［15］［16］［4］［17］［18］。持負(fù)面觀點的代表學(xué)者解堊通過研究發(fā)現(xiàn)醫(yī)療保險的補(bǔ)償并沒有減輕城鄉(xiāng)患病家庭的貧困狀況，反之增加了貧困家庭的醫(yī)療消費負(fù)擔(dān)，貧困群體的醫(yī)療費用支出超過收入比例的增加，醫(yī)療保險對中國城鄉(xiāng)家庭具有反貧困效應(yīng)［19］。此外，醫(yī)療保險成為擴(kuò)大醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用不平等的約束條件，與對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)存在更多需求的窮人相比，富人消耗了絕大多數(shù)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)資源，使得窮人陷入“疾病－貧困－疾病”的惡性循環(huán)之中［20］［21］(P12－24)［22］。醫(yī)療保險設(shè)立的作用在于分擔(dān)風(fēng)險，互助共濟(jì)，從而保障正常的生產(chǎn)生活，維護(hù)社會安定。然而，對于經(jīng)濟(jì)貧困的人群來說，醫(yī)療保險是否真正起到了分散風(fēng)險的作用呢?在農(nóng)村地區(qū)，農(nóng)村居民的消費行為總體呈下降趨勢，而醫(yī)療消費則呈反向趨勢不斷上升，尤其是低收入家庭的醫(yī)療消費支出比例較高，同時“廣覆蓋、低保障”的醫(yī)療保險難以承擔(dān)高額的醫(yī)療費用增長，透視出醫(yī)療費用持續(xù)增長給居民帶來了較大的疾病經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，醫(yī)療保險遠(yuǎn)遠(yuǎn)不能滿足居民的醫(yī)療需求［16］［23］［24］。解堊通過實證分析發(fā)現(xiàn)，在醫(yī)療保險補(bǔ)償以后，醫(yī)療保險對城鄉(xiāng)家庭的貧困狀況起到了一定的緩解作用，并且對城鄉(xiāng)家庭的減貧作用存在差異，對城市家庭的減貧程度高于農(nóng)村。但這種緩解并不顯著，醫(yī)療保險對降低家庭的醫(yī)療支出，緩解貧困具有微弱的作用［19］。綜合以上研究，針對家庭醫(yī)療消費影響因素及其結(jié)構(gòu)變化的爭論，文章將探索分析三個問題:第一，醫(yī)療保險制度對家庭醫(yī)療消費有何影響，是否顯著改變家庭消費結(jié)構(gòu);第二，經(jīng)濟(jì)狀況，尤其是貧困因素對家庭醫(yī)療消費是否具有顯著的約束性;第三，醫(yī)療保險和貧困的聯(lián)合作用是否顯著影響家庭醫(yī)療消費結(jié)構(gòu)，將會產(chǎn)生哪些影響。

三、假設(shè)、數(shù)據(jù)、變量與模型

(一)研究假設(shè)

基于理論分析和文章需要，做出如下假設(shè):假設(shè)1:醫(yī)療保險能夠刺激家庭的醫(yī)療需求，有效提升家庭醫(yī)療消費水平。假設(shè)2:經(jīng)濟(jì)狀況對家庭醫(yī)療消費有重要影響，貧困會約束家庭醫(yī)療需求，抑制家庭醫(yī)療消費。家庭越貧困，醫(yī)療消費水平越低。

(二)研究數(shù)據(jù)

本研究使用的是國家基本醫(yī)療保險調(diào)查跟蹤數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)由人力資源與社會保障部、中國醫(yī)療保險研究會、北京大學(xué)光華管理學(xué)院聯(lián)合調(diào)研獲得。根據(jù)醫(yī)療保險試點先后，結(jié)合區(qū)域分布和人口、經(jīng)濟(jì)發(fā)展等因素，選取了烏魯木齊、濰坊、吉林市、常德、紹興、廈門、成都、包頭、西寧九個城市，在采取隨機(jī)抽樣的基礎(chǔ)上，進(jìn)行跟蹤調(diào)查，目前已經(jīng)完成2008年—2011年跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，其中，2011年完成有效訪問戶11105戶，有效訪問人口30496人，隨訪率為87.04%，其他年份調(diào)研規(guī)模大體相同。調(diào)查主要針對城市居民(市民、流動農(nóng)民)的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求、利用、費用、保險等內(nèi)容。本研究使用了2008年—2011年四年的面板數(shù)據(jù)，樣本四年一共16407個家庭，127300人次①。

(三)變量選擇

從總體來看，家庭醫(yī)療消費的影響因素不僅與家庭的基本情況有聯(lián)系，同時也受到醫(yī)療制度、家庭醫(yī)療觀念等家庭和社會層面各方面因素的影響。基于研究需要，將家庭醫(yī)療支出額度和家庭醫(yī)療支出比例作為因變量，主要反映家庭一年內(nèi)醫(yī)療支出的絕對水平和相對水平。在自變量的選取方面，家庭醫(yī)療消費狀況首先受到家庭基本特征的影響，因此選取家庭規(guī)模、家庭贍養(yǎng)比、戶主民族、戶籍、家庭人均收入來控制家庭基本情況。此外，將家庭成員疾病程度作為家庭年內(nèi)醫(yī)療需要的變量，選取最近醫(yī)療點時間代表居民的醫(yī)療衛(wèi)生可及性，選取是否是低保戶作為家庭貧困狀況的變量，選擇戶主健康意識控制家庭醫(yī)療觀念，選擇家庭(主要成員)是否有醫(yī)療保險作為反映家庭醫(yī)療保險狀況的變量。

四、經(jīng)驗分析

(一)描述分析

針對下表中的數(shù)據(jù)分布進(jìn)行表述分析。自2008年至2011年，家庭醫(yī)療支出額度不斷上升，從3024.11元增加到了3322.63元，說明家庭絕對醫(yī)療消費逐年上升;家庭醫(yī)療支出比例則變化不大，大致穩(wěn)定在12%，家庭相對醫(yī)療消費趨勢較為穩(wěn)定。家庭規(guī)模保持在3.3左右，大多數(shù)家庭常住人口為3人，反映出現(xiàn)代家庭模式以核心家庭為主。家庭贍養(yǎng)比從22%提高到26%，老年人口占家庭人口的比重增加，在一定程度上反映了中國老齡化趨勢的發(fā)展;樣本中的大部分戶主為漢族，同時大多數(shù)為城市戶籍;家庭人均收入不斷增加，從1869.48元提高到2456.52元;家庭成員的疾病程度處于比較嚴(yán)重的狀態(tài)，但疾病嚴(yán)重程度不斷減輕;家庭位置距離最近醫(yī)療點的時間平均約為12分鐘;家庭的健康意識由薄弱逐漸增強(qiáng);家庭成員擁有保險的比例不斷提高。

(二)回歸分析

根據(jù)回歸模型，分別使用面板數(shù)據(jù)混合效應(yīng)OLS模型、固定效應(yīng)OLS模型和隨機(jī)效應(yīng)OLS模型進(jìn)行估計，同時，進(jìn)行F檢驗和Hausman檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型估計結(jié)果具有一致性。而且，不論家庭醫(yī)療消費絕對量還是相對比例，F(xiàn)檢驗和Hausman檢驗結(jié)果都支持選擇面板固定效應(yīng)模型，所以，本研究后續(xù)的回歸均是使用面板固定效應(yīng)OLS模型估計。分別比較原始估計模型和在放入醫(yī)療保險和低保戶的交互項后的模型，估計結(jié)果見下表。通過回歸結(jié)果，在控制其他變量后，醫(yī)療保險對家庭的醫(yī)療消費水平具有顯著的正向影響，并且具有穩(wěn)健性。與沒有醫(yī)療保險的家庭相比，擁有醫(yī)療保險的家庭的醫(yī)療消費水平顯著高于沒有醫(yī)療保險的家庭。醫(yī)療保險具有補(bǔ)償和分散風(fēng)險的效用，一方面，醫(yī)療保險有效降低了醫(yī)療服務(wù)價格，提高了家庭對醫(yī)療服務(wù)的可及性，形成了推動作用，促使家庭購買更多的醫(yī)療服務(wù)，提高了家庭的醫(yī)療消費水平。另一方面，醫(yī)療保險對家庭醫(yī)療消費形成拉力，通過較低的醫(yī)療服務(wù)價格吸引家庭的醫(yī)療消費，釋放了家庭成員的醫(yī)療衛(wèi)生需求，從而增加了家庭的醫(yī)療衛(wèi)生支出。無論是家庭的絕對醫(yī)療消費，還是相對醫(yī)療消費，都受到醫(yī)療保險的正向影響。以家庭收入和是否是低保戶來代表家庭的經(jīng)濟(jì)水平，經(jīng)濟(jì)水平對家庭醫(yī)療消費有顯著的影響。家庭人均收入對家庭絕對醫(yī)療消費有顯著的正向作用，人均收入越高，家庭醫(yī)療消費額度越大;以是否是低保戶家庭來衡量家庭的貧困狀況，檢驗家庭醫(yī)療消費的影響因素，發(fā)現(xiàn)非低保戶家庭的相對醫(yī)療消費顯著高于低保戶家庭的相對醫(yī)療消費，即貧困家庭的醫(yī)療消費水平低于非貧困家庭的醫(yī)療消費水平。以上說明經(jīng)濟(jì)狀況會顯著影響家庭的醫(yī)療消費水平，貧困家庭的醫(yī)療消費需求受到了貧困狀況的約束，符合上文的研究假設(shè)。通過醫(yī)療保險和是否是低保家庭的交互項進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)醫(yī)療保險和是否是低保戶家庭對家庭絕對醫(yī)療消費的作用不具顯著性，同時對家庭的相對醫(yī)療消費存在微弱的正向影響，低保戶家庭在擁有醫(yī)療保險后，家庭的醫(yī)療消費水平會略微提高，說明擁有醫(yī)療保險的低保戶家庭，其醫(yī)療消費絕對水平并不會比其他類別家庭更高。但由于醫(yī)療需求得到釋放，其家庭醫(yī)療消費所占比例水平有所提高，這證明了醫(yī)療保險對貧困家庭醫(yī)療消費結(jié)構(gòu)有顯著影響。在其他變量中，家庭成員的疾病程度對家庭醫(yī)療消費具有顯著的負(fù)向作用，并且具有穩(wěn)健性。家庭成員的疾病程度越重，醫(yī)療需要越大，家庭醫(yī)療消費水平越高，說明家庭醫(yī)療消費水平顯著受到醫(yī)療需要的影響。家庭規(guī)模對家庭絕對醫(yī)療消費具有顯著的正向影響，對家庭的相對醫(yī)療消費具有負(fù)向影響，但不具有顯著性，說明家庭規(guī)模越大，家庭的絕對醫(yī)療消費水平越高。家庭贍養(yǎng)比對家庭醫(yī)療消費具有顯著的正向作用，且具有穩(wěn)健性。家庭贍養(yǎng)比越高，家庭醫(yī)療消費水平越高，說明老年人的醫(yī)療需求可能是影響家庭醫(yī)療消費的重要因素。戶籍是影響家庭醫(yī)療消費的重要因素，在城市中，戶主是城市戶籍的家庭醫(yī)療消費水平高于戶主是農(nóng)村戶籍的家庭醫(yī)療消費水平。

(三)分低保戶回歸分析

在回歸分析中，醫(yī)療保險對家庭絕對醫(yī)療消費和相對醫(yī)療消費都具有顯著的影響，在醫(yī)療保險作用下，家庭的絕對和相對醫(yī)療消費水平均有所提升，反之，貧困因素對家庭的絕對和相對醫(yī)療消費具有抑制作用。為了進(jìn)一步檢驗醫(yī)療保險影響的穩(wěn)健性，本研究將人群分為貧困戶和非貧困戶兩類，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果見下表。醫(yī)療保險對低保戶和非低保戶家庭的醫(yī)療消費影響存在差別。醫(yī)療保險對非低保戶的家庭醫(yī)療消費具有顯著的正向影響，對于非低保戶家庭而言，有醫(yī)療保險的家庭的醫(yī)療消費水平高于沒有醫(yī)療保險的家庭，醫(yī)療保險均能抬升非低保家庭的絕對醫(yī)療消費和相對醫(yī)療消費水平。對于低保戶家庭而言，醫(yī)療保險對家庭的絕對醫(yī)療消費具有正向影響，而對相對醫(yī)療消費具有負(fù)向影響，但沒有通過顯著性檢驗，說明低保戶家庭有無醫(yī)療保險，并不會顯著抬升其家庭醫(yī)療消費。其他變量回歸結(jié)果基本與上文一致，此處不再贅述。

(四)分戶籍回歸分析

為了進(jìn)一步分析醫(yī)療保險對家庭醫(yī)療消費影響的城鄉(xiāng)差別，進(jìn)行分戶籍的穩(wěn)健性檢驗，檢驗結(jié)果見下表。從下表回歸結(jié)果可以看出，醫(yī)療保險對城市戶籍的家庭醫(yī)療消費具有顯著的影響，并且具有穩(wěn)健性。在市民中，擁有醫(yī)療保險能夠顯著抬升其家庭的絕對和相對醫(yī)療支出，醫(yī)療保險釋放了市民的醫(yī)療需求，并影響了其消費結(jié)構(gòu);而在城市流動的農(nóng)村戶籍人口中，擁有醫(yī)療保險將會顯著釋放其醫(yī)療需求，也會顯著抬高其家庭醫(yī)療支出比例;但是，交互項回歸發(fā)現(xiàn)，在城市流動的農(nóng)村戶籍人口中，擁有醫(yī)療保險的貧困家庭的絕對醫(yī)療支出并不會顯著高于其他農(nóng)村戶籍家庭，而其相對醫(yī)療支出比例則顯著高于其他農(nóng)村戶籍家庭，這也證明了醫(yī)療保險釋放了在城市流動的農(nóng)村戶籍家庭的醫(yī)療需求，改變了其家庭消費結(jié)構(gòu)，這種影響會顯著明顯于其他農(nóng)村戶籍家庭。其他控制變量回歸結(jié)果與上文基本一致，此處不再贅述。

五、研究結(jié)論與若干思考

(一)研究結(jié)論

綜合上述的實證分析，可以得出如下研究結(jié)論。第一，醫(yī)療保險對家庭醫(yī)療消費具有顯著的正向影響，醫(yī)療消費能夠顯著提高家庭的醫(yī)療消費水平。通過控制其他變量，考察醫(yī)療保險對家庭醫(yī)療消費的影響，醫(yī)療保險能夠有效降低醫(yī)療服務(wù)價格，進(jìn)而釋放家庭醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求，增進(jìn)家庭的醫(yī)療衛(wèi)生可及性，進(jìn)而提升家庭醫(yī)療消費的絕對量和相對水平，這一結(jié)論驗證了假設(shè)1。第二，經(jīng)濟(jì)狀況對家庭醫(yī)療消費具有重要的影響。一方面，家庭收入越低，家庭醫(yī)療消費水平越低;另一方面，低保戶家庭的醫(yī)療消費水平顯著低于非低保戶家庭的醫(yī)療消費水平。說明貧困會顯著抑制家庭醫(yī)療消費，驗證了假設(shè)2。第三，在考察醫(yī)療保險和貧困的交互作用對家庭醫(yī)療消費影響的情況下，其交互項顯著正向作用于家庭相對醫(yī)療支出水平，即獲得醫(yī)療保險的低保戶會顯著提高家庭醫(yī)療相對支出水平，而在醫(yī)療消費絕對水平上變得與其他群體基本無顯著差異了，這進(jìn)一步證明了醫(yī)療保險的積極作用。雖然貧困家庭會因此而承擔(dān)更高的家庭財務(wù)風(fēng)險，但是，它讓貧困家庭能夠擁有與其他家庭基本無差異的絕對醫(yī)療消費，這是非常巨大的貢獻(xiàn)，因為由于貧困約束，貧困家庭長期醫(yī)療消費受到抑制，醫(yī)療消費顯著低于非貧困家庭。而穩(wěn)健性檢驗進(jìn)一步證明和深化了這一結(jié)論，即醫(yī)療保險與貧困交互項之所以對家庭相對醫(yī)療消費水平影響顯著，這一影響主要發(fā)生在擁有農(nóng)村戶籍的城市流動家庭中，這也進(jìn)一步證明，讓在城市的流動人口獲得必要的醫(yī)療保險對其醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)可及性的提升極為必要。

(二)若干思考

1．強(qiáng)化醫(yī)療保險對貧困人口的保障作用理論和經(jīng)驗現(xiàn)實都表明，貧困人口往往更可能被暴露于疾病風(fēng)險之下，相對于其他人群而言，貧困人口往往更有脆弱性。作為基本的社會醫(yī)療保險制度，國民基本醫(yī)療保險體系應(yīng)當(dāng)更加注重對以貧困人口為核心的弱勢群體予以扶助，正如本研究所揭示的，醫(yī)療保險在改善貧困人口衛(wèi)生服務(wù)利用的同時，可能存在加劇其家庭財務(wù)風(fēng)險的可能。第一，應(yīng)當(dāng)通過完善基本醫(yī)療保險制度，加強(qiáng)對貧困人口小病預(yù)防和及時治療的幫助，使貧困人口疾病風(fēng)險得到及時控制和解決;第二，應(yīng)當(dāng)針對貧困家庭有針對性的完善大額醫(yī)療報銷政策，在保險報銷封頂線之外，優(yōu)先對貧困家庭予以大額醫(yī)療扶助;第三，應(yīng)當(dāng)完善基本醫(yī)療保險與醫(yī)療救助的銜接，使貧困人口能夠得到不同層面的保障和福利;第四，應(yīng)當(dāng)通過不斷改善報銷結(jié)構(gòu)、提高保障水平，并有針對性地對貧困人口和方便報銷程序方面給予便利，降低其保險利用成本。此外，還應(yīng)當(dāng)弱化經(jīng)濟(jì)作用對社會醫(yī)療保險的影響，削弱收入等因素對個人利用社會醫(yī)療保險的影響和限制，強(qiáng)化社會醫(yī)療保險作為國民基本健康權(quán)利的屬性。當(dāng)然，也應(yīng)當(dāng)在國民基本健康權(quán)利保障和控制道德風(fēng)險之中尋求平衡。

第4篇：消費水平分析范文

關(guān)鍵詞：消費水平；聚類分析；等級劃分

中圖分類號：F224；F126.1 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2017）11-0100-03

引言

我國幅員遼闊，全國共有34個省級行政區(qū)域，各地區(qū)風(fēng)土人情、地理位置、經(jīng)濟(jì)文化發(fā)展水平各不相同。不同區(qū)域地理環(huán)境、氣候條件、經(jīng)濟(jì)水平和文化背景的差異，使消費者的價值觀和消費行為具有各自的地方特色[1]，這也就導(dǎo)致我國不同區(qū)域的消費水平存在著一定程度的差異。

國際學(xué)術(shù)界對區(qū)域消費差異的研究始于20世紀(jì)80年代。Kahle的研究發(fā)現(xiàn)，即使是在美國這樣經(jīng)濟(jì)文化區(qū)域差別相對較小的國家，各地理區(qū)域間也存在著顯著的消費差異[2]。同一國家或區(qū)域的消費者在購買目標(biāo)、購買動機(jī)、購買組織、購買渠道、購買時機(jī)等方面會表現(xiàn)出共性，不同國家或區(qū)域的消費行為模式則表現(xiàn)出很大的差異性[3]。影響區(qū)域消費差異的因素主要有兩大類：一類是經(jīng)濟(jì)因素，另一類是非經(jīng)濟(jì)因素[4]。前者主要從宏觀層面研究區(qū)域消費差異，通常綜合使用國家或區(qū)域的經(jīng)濟(jì)、政治、地理以及人口統(tǒng)計信息；后者則是心理學(xué)――營銷管理為主的研究路線，主要從微觀層面研究區(qū)域消費差異，研究的心理變量包括價值觀、態(tài)度、意見、興趣等。

對于消費水平，陳勇濱（2006）利用主成分分析法對我國 28個省、自治區(qū)、直轄市的6種消費指標(biāo)進(jìn)行綜合評價，得到了這些區(qū)域綜合消費水平的排列次序[5]。劉德芬等 （2010）采用主成分分析和聚類分析法分析了我國31個區(qū)域城市城鎮(zhèn)居民的消費水平差異[6]。高鵬飛（2011）根據(jù)消費相關(guān)理論制定了消費引領(lǐng)的評估指標(biāo)體系[7]。國內(nèi)學(xué)者對消費水平的研究主要是城市消費水平評價方法，而根據(jù)消費水平進(jìn)行城市等級劃分的研究甚少。

當(dāng)前國內(nèi)外的區(qū)域等級劃分一般集中在城市等級劃分。筆者從宏觀層面研究區(qū)域消費差異，基于波特鉆石理論建立區(qū)域消費水平聚類分析模型，對我國31個省級行政區(qū)域（剔除臺灣省、香港、澳門）進(jìn)行區(qū)域消費水平等級劃分，評估我國各區(qū)域的消費水平，從而對消費市場研究制定營銷策略。

一、區(qū)域消費水平聚類分析模型的建立

（一）研究方法

聚類分析是將個體或?qū)ο蠓诸悾沟猛活愔械膶ο笾g的相似性比其他類對象的相似性更強(qiáng)。其目的在于使類內(nèi)對象的同質(zhì)性和類間對象的異質(zhì)性最大化。在聚類分析中對樣本分類稱Q型聚類。它針對觀測量進(jìn)行分類，將特征相近的觀測量分為一類，特征差異較大的觀測量分在不同的類。本文使用的即為Q型聚類。

（二）研究對象

當(dāng)前我國共有34個省級行政區(qū)，但是臺灣省的各類統(tǒng)計數(shù)據(jù)難以獲得，且當(dāng)前我國計算農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展總量時并未將其計入，同時由于特別行政區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀及相關(guān)管理規(guī)定，對于香港及澳門特別行政區(qū)的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)難以評估，因此本文在研究對象的選取上有效剔除臺灣省、香港及澳門特別行政區(qū)，共計31個省級行政區(qū)樣本。

（三）模型構(gòu)建

影響區(qū)域消費水平的因素有很多，本文對波特鉆石模型評價產(chǎn)業(yè)競爭力的方法進(jìn)行適當(dāng)修改，建立了區(qū)域消費水平聚類分析模型[8]，并從區(qū)域綜合社會經(jīng)濟(jì)水平、區(qū)域消費基礎(chǔ)、區(qū)域配套基礎(chǔ)設(shè)施、居民消費情況和消費環(huán)境這五個維度建立了由23個指標(biāo)組成的指標(biāo)體系。

二、區(qū)域消費水平的聚類分析

基于上述區(qū)域消費水平聚類分析模型，本文選取國家統(tǒng)計局的各指標(biāo)2016年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)作為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)。由于各指標(biāo)數(shù)據(jù)量綱存在差異，采用極差標(biāo)準(zhǔn)化方法進(jìn)行處理。利用SPSS軟件進(jìn)行聚類分析，按照分類結(jié)果將這31個區(qū)域分為三級，具體分類如表2所示。

第一層級區(qū)域中除北京市外，其他五大省市均處于東南沿海地區(qū)。東南沿海地區(qū)包含我國兩大高消費區(qū)域――長三角區(qū)域與珠三角區(qū)域。該類區(qū)域經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較好，人口眾多，消費習(xí)慣成熟，消費觀念新穎，且第三產(chǎn)業(yè)發(fā)達(dá)，居民的人均消費性支出水平較高，促進(jìn)了該區(qū)域的綜合消費水平。北京市雖然不在東南沿海地區(qū)，但是其是我國的首都，為我國重要的政治、經(jīng)濟(jì)、文化中心，且位于我國的重要工業(yè)帶――京津唐區(qū)域，因此北京市的消費水平居于前列也合情合理。

第二層級區(qū)域與大眾的普遍認(rèn)知有所差異。天津市雖然也為京津唐工業(yè)帶的核心之一，但是近年來京津唐工業(yè)帶的地位下降，天津市人口及消費人群大量向附近的北京及東南沿海涌入，使得天津市的消費能力沒能進(jìn)入第一層級。消費水平的下降一定程度上也反映了天津市整體經(jīng)濟(jì)實力的下降以及政治、經(jīng)濟(jì)地位的衰落。與大眾認(rèn)知差異最大的是第二層級區(qū)域中出現(xiàn)了自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)以及青海省。自治區(qū)中的拉薩市近年來一直都是我國消費水平最高的城市，其在多年的消費統(tǒng)計數(shù)據(jù)中均位居榜首。至于寧夏回族自治區(qū)和青海省，由于這些區(qū)域物資匱乏，大量物資需要從外省運入，導(dǎo)致貨\量等消費水平指標(biāo)升高，從而出現(xiàn)這種經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不高消費水平卻高的情況。

第三層級區(qū)域中包含了我國大部分區(qū)域，有我國東北地區(qū)的黑龍江、吉林、遼寧三省，也有中部地帶的多個省份，如湖南、湖北以及眾多西部省份。這些區(qū)域自身物產(chǎn)可以基本滿足當(dāng)?shù)氐男枨螅窃擃悈^(qū)域也都是我國的民工輸出大省，相對來說經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)不強(qiáng)，且由于地處內(nèi)陸，消費觀念比較陳舊，對于儲蓄的熱情高于消費，也沒有受到較為先進(jìn)的消費觀念沖擊，因此這類區(qū)域?qū)儆诘拖M區(qū)域。

三、結(jié)論與建議

通過分析我國各區(qū)域的消費水平可知，消費水平受社會經(jīng)濟(jì)水平制約，區(qū)域的分級格局大致情況與我國社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的梯度格局相適應(yīng)，東南沿海區(qū)域的消費水平居于前列，而中西部區(qū)域消費水平相對較低。這是由于東南沿海地區(qū)具備良好的地理位置以及改革開放以來各類政策的支持，基礎(chǔ)設(shè)施的投入和招商引資能力都比較強(qiáng)，并且東南沿海與外界接觸相對較多，形成了良好的消費習(xí)慣和新穎的消費觀念，這些都為區(qū)域消費水平的提高創(chuàng)造著條件。另外，部分區(qū)域存在著低經(jīng)濟(jì)發(fā)展、高消費水平的反常消費現(xiàn)象，一定程度上反映了區(qū)域消費大量依靠外部運輸?shù)谋锥恕Ｒ虼耍瑢ξ覈鴧^(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展提出以下建議。

（一）優(yōu)先市場選擇

當(dāng)企業(yè)進(jìn)行新產(chǎn)品推廣時，首先進(jìn)攻的目標(biāo)市場應(yīng)該是第一級消費區(qū)域。由于該級區(qū)域的消費能力比較強(qiáng)，消費者的消費意愿更為強(qiáng)烈，把這類區(qū)域作為突破口有助于新產(chǎn)品攻占市場。

（二）注重經(jīng)濟(jì)消費雙促進(jìn)作用

消費是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要手段，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展要注重消費的拉動作用。有效激發(fā)第二、三級區(qū)域的消費能力，同時有效保持一級區(qū)域的帶頭優(yōu)勢，整體上令全國各區(qū)域的消費水平得到進(jìn)一步提高，有利于推動經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步快速發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

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第5篇：消費水平分析范文

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民消費水平 影響因素 對數(shù)多元回歸

消費活動是可以量化的需求，也是推動經(jīng)濟(jì)增長的真正和持久的拉動力。改革開放以來，我國整個社會經(jīng)濟(jì)發(fā)生了巨大變化，人們的消費理念、消費行為也發(fā)生了很大的變化。因此，探討、分析社會消費水平的規(guī)律，對政府制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策，拉動經(jīng)濟(jì)增長具有十分重要的意義。

對于消費水平的研究，經(jīng)濟(jì)學(xué)中有著名的凱恩斯消費函數(shù)理論，即消費是可支配收入的線性函數(shù)。本文通過建立城鎮(zhèn)居民消費水平的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，基于凱恩斯消費函數(shù)理論，對于影響消費水平變動的因素及影響程度進(jìn)行探究，并對模型進(jìn)行分析評價。

模型設(shè)定

研究城鎮(zhèn)居民消費水平，需要考慮以下幾個方面：

城鎮(zhèn)居民消費水平的衡量。對于消費水平，常用城鎮(zhèn)家庭平均每人全年消費性支出、城鎮(zhèn)居民人均消費水平等變量去衡量。其中，城鎮(zhèn)居民人均消費水平能更準(zhǔn)確、全面的反映城鎮(zhèn)居民消費水平。為了消除價格變動因素對城鎮(zhèn)居民人均消費水平的影響，不宜直接采用現(xiàn)在城鎮(zhèn)居民人均消費水平的數(shù)據(jù)，而需要用城市居民消費價格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整后的1978年可比價格計量的城鎮(zhèn)居民實際人均消費水平的數(shù)據(jù)做回歸分析。所以選用“城鎮(zhèn)居民實際人均消費水平”作為被解釋變量去衡量城鎮(zhèn)居民消費水平。

數(shù)據(jù)的選擇。本文研究改革開放以來，我國城鎮(zhèn)居民消費水平的影響因素以及變化趨勢，因此選擇1978-2009年的時間序列數(shù)據(jù)。同時為了減小價格因素的影響，采用對數(shù)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。

影響因素的分析。根據(jù)凱恩斯消費函數(shù)理論，消費取決于可支配收入。因此以城鎮(zhèn)家庭實際人均可支配收入表示的可支配收入水平，是必須要考慮的主要影響因素。

除此以外，根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論，還有眾多因素可能影響城鎮(zhèn)居民消費水平：城市居民消費價格指數(shù)是衡量居民消費水平最重要的指數(shù)，是對一個固定的消費品籃子價格的衡量。它主要反映消費者支付商品和勞務(wù)的價格變化情況，也是一種度量通貨膨脹水平的工具;人均國內(nèi)生產(chǎn)總值代表我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。我國經(jīng)濟(jì)的增長主要是由投資需求的擴(kuò)張與消費需求的增長帶動的。但是，為了減小價格因素的影響，不宜直接采用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，而需要用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)進(jìn)行調(diào)整后的1978年可比價格計的實際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析;城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年增加額、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額是人民財富、社會總資產(chǎn)增加的最直接表現(xiàn)形式，是擴(kuò)大再生產(chǎn)的必然要求。固定資產(chǎn)投資的增加會直接帶動國民經(jīng)濟(jì)各行業(yè)的發(fā)展，從而帶動城鎮(zhèn)居民消費水平的增加;失業(yè)率可以判斷一定時期內(nèi)全部勞動人口的就業(yè)情況，反映整體經(jīng)濟(jì)狀況，從而影響城鎮(zhèn)居民消費水平。

因此，本文將“城鎮(zhèn)家庭實際人均可支配收入X2”、“城市居民消費價格指數(shù)X3”、“實際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值X4”、“城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年增加額X5”、“城市登記失業(yè)率X6”和“城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額X7”作為模型的解釋變量。

模型形式的設(shè)計。本文基于凱恩斯消費函數(shù)理論設(shè)計模型，考慮到數(shù)據(jù)間的差距較大，所以對城鎮(zhèn)居民消費水平（Y）與城鎮(zhèn)家庭實際人均可支配收入（X2）、城市居民消費價格指數(shù)（X3）、實際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（X4）、城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年增加額（X5）、城市登記失業(yè)率（X6）、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額（X7）進(jìn)行回歸分析，并將方程形式設(shè)定為一次對數(shù)回歸模型。

數(shù)據(jù)來源

本文獲取1978-2009年各指標(biāo)的數(shù)據(jù)，如表1所示。

模型的估計與調(diào)整

（一）城鎮(zhèn)居民消費水平對各影響因素的回歸分析

根據(jù)本文建立的模型：

InYt=β1+β2InX2t+β3InX3t+β4InX4t+β5InX5t+β6InX6t+β7InX7t+ut

用EViews的最小二乘法進(jìn)行回歸估計，得到回歸方程：

（二）模型檢驗

經(jīng)濟(jì)意義的檢驗。模型估計結(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，城鎮(zhèn)家庭實際人均可支配收入每增長1%，城鎮(zhèn)居民消費水平就會增長0.376138%;在假定其他變量不變的情況下，城市居民消費價格指數(shù)每增長1%，城鎮(zhèn)居民消費水平就會增長0.014395%;在假定其他變量不變的情況下，實際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值可支配收入每增長1%，城鎮(zhèn)居民消費水平就會增長0.292557%;在假定其他變量不變的情況下，城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年增加額每增長1%，城鎮(zhèn)居民消費水平就會減少0.019675%;在假定其他變量不變的情況下，城市登記失業(yè)率每增長1%，城鎮(zhèn)居民消費水平就會減少0.022774%;在假定其他變量不變的情況下，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額每增長1%，城鎮(zhèn)居民消費水平就會增長0.118284%。解釋變量系數(shù)的符號與預(yù)期相同，這與理論分析和經(jīng)驗判斷相一致。

統(tǒng)計推斷檢驗。擬合優(yōu)度：從回歸結(jié)果看R2=0.998564 R2=0.998219，說明模型對樣本的擬合很好。

t檢驗。給定α=0.05，查t分布表，在自由度為25時得臨界值2.060。其中，InX3、InX4、InX5、InX6系數(shù)t統(tǒng)計量的絕對值小于臨界值，說明“城市居民消費價格指數(shù)X3”、“實際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值X4”、“城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年增加額X5”、“城市登記失業(yè)率X6”對城鎮(zhèn)居民消費水平?jīng)]有顯著影響。InX2、InX7系數(shù)t統(tǒng)計量的絕對值大于臨界值，說明“城鎮(zhèn)家庭實際人均可支配收入X2”、“城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額X7”對城鎮(zhèn)居民消費水平有顯著影響。

F檢驗。給定α=0.05，在F分布表中的自由度為6和25的臨界值約為3.05，由表中得到F=2896.829大于臨界值，說明回歸方程顯著，即“城鎮(zhèn)家庭實際人均可支配收入X2”、“城市居民消費價格指數(shù)X3”、“實際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值X4”、“城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年增加額X5”、“城市登記失業(yè)率X6”、“城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額X7”聯(lián)合起來對城鎮(zhèn)居民消費水平有顯著影響。

計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗。多重共線性檢驗。由回歸結(jié)果看出，該模型可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗顯著，但是當(dāng)α=0.05時，X5、X6系數(shù)的t檢驗不顯著，這表明可能存在多重共線性。計算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，得到相關(guān)系數(shù)矩陣。由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，部分解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實確實存在多重共線性。采用逐步回歸的辦法，分別做lnYt對lnX2t、lnX3t、lnX4t、lnX5t、lnX6t、lnX7t的一元回歸，回歸結(jié)果表明lnX3t、lnX5t、lnX6t引起多重共線性，應(yīng)予剔除。最后修正多重共線性影響的回歸結(jié)果為：

異方差檢驗。Goldfield-Quanadt檢驗。分別按照解釋變量lnX2t、InX4t、lnX7t的遞增型排序，構(gòu)造樣本容量n=12的子樣本區(qū)間，用OLS法得到結(jié)果后，定義樣本區(qū)間為21-32，用OLS法得到結(jié)果，根據(jù)結(jié)果計算F統(tǒng)計值，分別為1.185597、1.758101和1.778105，在α=0.05下，各F統(tǒng)計值均小于臨界值F0.05（8，8）=3.44，所以不拒絕原假設(shè)，表明模型不存在異方差。

White檢驗。用EViews作White檢驗，輔助回歸模型中有交叉項，得到檢驗結(jié)果。由White檢驗知，在α=0.05下，查χ2分布表，得到臨界值χ20.05（6）=12.5916，比較計算的χ2統(tǒng)計量與臨界值，因為nR2=5.748802小于χ20.05（6）=12.5916，表明模型不存在異方差。

自相關(guān)檢驗。圖示檢驗法。用EViews作殘差圖，如圖1所示。從殘差圖中可以看出模型中存在自相關(guān)，故模型中t統(tǒng)計量和F統(tǒng)計量的結(jié)論不可信。DW檢驗。從回歸結(jié)果得到DW=1.126316，n=32，k=3，取顯著性水平α=0.05，查DW統(tǒng)計表可知dL=1.24，dU=1.65，模型中dL

采用廣義差分法對模型進(jìn)行修正，使用Yt進(jìn)行滯后一期的自回歸，得到Y(jié)t=0.3364805Yt-1，可知ρ=0.364805，對原模型進(jìn)行廣義差分，得到廣義差分方程：

對廣義差分方程進(jìn)行回歸，由回歸結(jié)果可得回歸方程為：

其中，lnY*t=lnYt-0.364805lnYt-1，lnY*2t=lnX2t-0.304805lnX2t-1，lnX*4t=lnX4t-0.364805lnX4t-1，lnX*7t=lnX7t-0.364805lnX7t-1。

由于使用了廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本容量減少了1個，為31個。查5%顯著水平的DW統(tǒng)計表可知dL=1.23，dU=1.65，模型中DW=1.638179

由回歸結(jié)果可得新的回歸方程為：

由于使用了廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本容量再減少了1個，為30個。查5%顯著水平的DW統(tǒng)計表可知dL=1.21，dU=1.65，模型中DW=1.775741>dU，說明廣義差分模型中已不存在自相關(guān)，不必再進(jìn)行迭代。同時可見，R2、t、F統(tǒng)計量也均達(dá)到理想水平。

由差分方程式有：

β1=2.013408/（1-0.364805）*（1-0.496598）=6.296653，

β2=0.299817/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.937636，

β4=0.207438/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.208487，

β7=0.154054/（1-0.364805）*（1-0.496598）=0.145599.

所以，我國城鎮(zhèn)居民消費水平模型的最終結(jié)果為：

lnYt=6.296653+0.937636lnX2t+

0.648733lnX4t+0.481782lnX7t

協(xié)整檢驗。用EViews對lnX2t序列、InX4t序列、InX7序列和lnY序列做ADF檢驗，結(jié)果表明，均存在單位根，是非平穩(wěn)序列，對InX2t的一階差分序列、InX4t的一階差分序列、InX7t的一階差分序列和InY的一階差分序列做ADF檢驗，結(jié)果表明，均不存在單位根，是平穩(wěn)序列。繼續(xù)檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性，對ut序列進(jìn)行單位根檢驗，得到結(jié)果如下：在5%的顯著性水平下，τ檢驗統(tǒng)計量值為-4.821812，小于相應(yīng)臨界值，從而拒絕H0，表明回歸殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說明InX2t、InX4t、InX7t和InY之間存在協(xié)整關(guān)系。建立誤差修正模型把消費水平的短期行為與長期變化聯(lián)系起來：

InYt=β1+β2InX2t+β4InX4t+β7InX7t+γut-1+εt

用OLS法估計誤差修正模型，最終得到誤差修正模型的估計結(jié)果：

上述結(jié)果表明，模型中存在自相關(guān)，會夸大所估計參數(shù)的顯著性，但誤差項的t統(tǒng)計量不顯著，說明城鎮(zhèn)居民消費水平不取決于上一期消費水平對均衡水平的偏離，系統(tǒng)不存在誤差修正機(jī)制。

結(jié)論

本文分析表明，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，城鎮(zhèn)居民消費水平不斷提高，城鎮(zhèn)居民消費水平不僅受城鎮(zhèn)家庭實際人均可支配收入的影響，還受到城市居民消費價格指數(shù)、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額等因素的影響。

城鎮(zhèn)家庭實際人均可支配收入對城鎮(zhèn)居民消費水平確實存在影響，這是基于凱恩斯消費函數(shù)理論。本文研究結(jié)果同樣反映城鎮(zhèn)家庭實際人均可支配收入對城鎮(zhèn)居民消費水平的影響最大。政府可以通過增加低收入者、無勞動能力者和離退休人員的收入來提高居民消費水平。人均國內(nèi)生產(chǎn)總值反映了我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，城鎮(zhèn)居民消費水平越高。通過增加城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額，可以帶動國民經(jīng)濟(jì)各行業(yè)的發(fā)展，從而提高城鎮(zhèn)居民消費水平。

本文未從計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度證明城市居民消費價格指數(shù)、城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年增加額、城市登記失業(yè)率對城鎮(zhèn)居民消費水平的影響，模型檢驗結(jié)果表明這種影響可能過于間接而被剔除。雖然模型的建立在理論上來講是合理的，但是還有貧富差距、人口結(jié)構(gòu)等因素沒有考慮，所以城鎮(zhèn)居民消費水平模型還有待完善。

參考文獻(xiàn)：

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作者簡介：

第6篇：消費水平分析范文

【關(guān)鍵詞】大學(xué)生；體育消費；調(diào)查

一、研究對象和研究方法

（1）研究對象。采用了分層隨機(jī)抽樣的方法，對牡丹江師范學(xué)院、牡丹江醫(yī)學(xué)院、牡丹江大學(xué)、黑龍江林業(yè)職業(yè)技術(shù)學(xué)院、黑龍江農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)職業(yè)學(xué)院、黑龍江商業(yè)職業(yè)學(xué)院、黑龍江幼兒師范高等專科學(xué)校七個牡丹江高校的大學(xué)生體育消費情況進(jìn)行了問卷調(diào)查。（2）研究方法。一是專家咨詢法，二是問卷調(diào)查法。本研究此次共發(fā)放問卷2000份，回收問卷1978份，回收率98.9％，有效問卷1946份，有效率97.3％。并用數(shù)據(jù)統(tǒng)計法對回收的問卷通過數(shù)據(jù)統(tǒng)計表和比較分析法進(jìn)行統(tǒng)計。

二、研究結(jié)果與分析

第一，牡丹江市大學(xué)生月收入調(diào)查分析。大學(xué)生的收入主要包括家庭供給、獎學(xué)金和自己在校期間勤工儉學(xué)所得費用。牡丹江市大學(xué)生月收入情況分布為：有35.25％的大學(xué)生認(rèn)為其月收入在300～400元左右，有24.40％的大學(xué)生認(rèn)為其月收入在400～500元左右，15.98%的大學(xué)生認(rèn)為其月收入在500元以上，有12.43%的大學(xué)生認(rèn)為其月收入在200～300元左右，另有9.66%的大學(xué)生認(rèn)為其月收入在100～200元左右。牡丹江市大學(xué)生月收入按收入水平頻率統(tǒng)計得出結(jié)果為417.8元。第二，牡丹江市大學(xué)生月總消費調(diào)查分析。牡丹江市大學(xué)生總體的消費是比較理智的。調(diào)查結(jié)果顯示：牡丹江市大學(xué)生月消費情況分布為：有25.7%的大學(xué)生認(rèn)為其月消費在300元左右，有27.3%的大學(xué)生認(rèn)為其月消費在400元左右，有16.8%的大學(xué)生認(rèn)為其月消費在500元左右，另有12.8%，10.2%，7.2%的大學(xué)生認(rèn)為其月消費分別為500元以上，200元左右，200元以下。通過統(tǒng)計頻數(shù)計算得出牡丹江市大學(xué)生的月平均消費金額大約為374.7元。第三，牡丹江市大學(xué)生體育消費金額調(diào)查分析。調(diào)查結(jié)果顯示：有25.73%的人年體育消費在100元以下，這其中還包括未曾進(jìn)行過體育消費的人群。通過統(tǒng)計計算得出牡丹江市大學(xué)生年平均體育消費金額約為168.4元左右。通過與被調(diào)查對象年消費的對比來看，體育消費約占被調(diào)查對象年消費的3.73%。首先，牡丹江市人民的整體經(jīng)濟(jì)收入水平不高，這是影響和制約大學(xué)生體育消費的主要因素。另外，隨著收入水平的增加大學(xué)生體育消費水平的增加量低于收入水平的增加量的人數(shù)占總?cè)藬?shù)的29.39%，保持原有體育消費水平不變的大學(xué)生占總?cè)藬?shù)的16.49%。說明牡丹江大學(xué)生體育消費有可能滯后發(fā)展。第四，不同性別大學(xué)生體育消費水平調(diào)查分析。男生的體育消費水平多集中在100～150和150～200這兩個區(qū)間，而女生則多集中在50～100元區(qū)間，在消費水平在250元以上的區(qū)間男女生差別明顯，男生顯著高于女生。第五，對大學(xué)生不同體育消費水平的影響因素調(diào)查分析。本文對不同體育消費水平的大學(xué)生分為三個群體，即年體育消費在0～100元水平群體，100～200元水平群體和200元以上群體。分析結(jié)果顯示，個人可支配收入狀況也即家庭收入和體育消費品價格是決定0～100元體育消費水平群體消費的主要因素，所以這部分群體增加體育消費的途徑應(yīng)是增加其家庭收入水平。對100～200元體育消費水平群體的影響主要是體育消費品的價格和所處群體影響，因此針對這一部分群體應(yīng)注意體育消費品的價格定位和其所處的社會環(huán)境和校園環(huán)境的體育文化建設(shè)。對200元以上大學(xué)生體育消費群體影響較大的是個人體育興趣愛好和所處群體影響。

三、結(jié)論與建議

（1）牡丹江市大學(xué)生整體體育消費水平不高，并且隨著收入水平的提高，牡丹江大學(xué)生用于體育消費的比例保持不變或低于收入水平增加的人數(shù)占總被調(diào)查人數(shù)的45%。因此，牡丹江市大學(xué)生體育消費可能滯后于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，其主要原因應(yīng)是家庭收入和體育消費意識的問題。因此應(yīng)對大學(xué)生體育消費意識進(jìn)行積極引導(dǎo)，讓更多的學(xué)生參與體育消費。（2）影響牡丹江大學(xué)生體育消費的性別差異較大，男性體育消費高于女生。可通過積極的校園體育文化建設(shè)，使大學(xué)生特別是女性大學(xué)生的體育興趣，從而為形成良好的體育習(xí)慣打下基礎(chǔ)，使其形成終身體育的習(xí)慣，并為體育消費提供可能。

參 考 文 獻(xiàn)

[1]何學(xué)敏，都曉娟．大學(xué)生體育消費現(xiàn)狀及其影響因素[J]．體育學(xué)刊．2004（5）

第7篇：消費水平分析范文

關(guān)鍵詞：農(nóng)村人力資本；消費水平差距；向量自回歸模型

次貸危機(jī)引發(fā)的金融風(fēng)暴使全球經(jīng)濟(jì)進(jìn)入蕭條時期，嚴(yán)重制約了我國經(jīng)濟(jì)增長的“三駕馬車”。擴(kuò)大國內(nèi)需求，保持經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)健增長，成為我國這幾年經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要任務(wù)之一。在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，城市已趨于飽和狀態(tài)，擴(kuò)大內(nèi)需，增強(qiáng)內(nèi)需，其主要動力之一來源于啟動農(nóng)村消費市場。然而我國農(nóng)村居民消費水平弱，城鄉(xiāng)消費水平差距大。1981年至2012年間我國城鎮(zhèn)居民消費水平從520元增加到24565元，增加了47.2倍；農(nóng)村居民消費水平也由201元增加到7919元，增加了39.4倍。但二者之間絕對額的差距卻在逐年擴(kuò)大，1981年城鄉(xiāng)消費比率已達(dá)到2.59∶1，由于我國農(nóng)村實行了，提高了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益和勞動生產(chǎn)率，活躍了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，刺激了農(nóng)村居民的消費，1985年城鄉(xiāng)消費比率下降為2.19∶1。之后隨著我國經(jīng)濟(jì)改革的推進(jìn)，城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展越來越快，社會保健體制也越來越完善，居民的收入水平也發(fā)越來越高，而農(nóng)村由于受城鄉(xiāng)二元體制的制約，社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢，居民收入也增長緩慢，城鄉(xiāng)居民的消費水平差距迅速攀升，由1989年的2.67∶1擴(kuò)大到2012年的3.1∶1。

一、數(shù)據(jù)選取及模型說明

由于數(shù)據(jù)方面的原因，本文只選取了反映勞動者受教育水平及健康狀況的指標(biāo)進(jìn)行分析。在受教育水平方面，選取農(nóng)村人均教育支出（E）作為衡量指標(biāo)；健康狀況方面，選取農(nóng)村人均醫(yī)療保健支出（M）作為衡量指標(biāo)。而城鄉(xiāng)消費水平差距（C）則采用城鎮(zhèn)居民消費水平與農(nóng)村居民消費水平之差為衡量指標(biāo)。所選數(shù)據(jù)為1981-2012年相關(guān)時間序列數(shù)據(jù)，其來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中經(jīng)網(wǎng)―中國經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》。各時間序列以1978年為基期的商品零售價格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。為避免出現(xiàn)異方差，對各序列進(jìn)行對數(shù)化處理，分別記為[LnE]、[LnM]、[LnC]。

本文采用向量自回歸VAR模型研究農(nóng)村人力資本積累和城鄉(xiāng)消費差距的數(shù)量關(guān)系，從長期和短期兩方面刻畫兩者內(nèi)在的、本質(zhì)的聯(lián)系。計量模型如下：

[LnC=C0+αLnE+βLnM+εt] 其中，[C0]為常數(shù)項，[εt]為隨機(jī)擾動項。

二、實證分析

（一）ADF單位根檢驗

利用Eviews5.0軟件對經(jīng)過預(yù)處理的農(nóng)村人均教育支出[LnE]、農(nóng)村人均醫(yī)療保健支出[LnM]和城鄉(xiāng)人均消費差距[LnC]，以及各變量的一階差分進(jìn)行ADF單位根檢驗，以判斷平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果表明，[LnE]、[LnM]和[LnC]均是非平穩(wěn)時間序列，而一階差分后的序列均是平穩(wěn)的，且均為一階單整過程，即I（1）。因此可對其進(jìn)行協(xié)整檢驗。

（二） Johansen協(xié)整檢驗

利用Johansen協(xié)整檢驗對[LnC]、[LnM]、[LnE]序列進(jìn)行協(xié)整檢驗。本文采用AIC和SC準(zhǔn)則，經(jīng)過多次試驗，采用滯后期為1時，建立模型。結(jié)果如表3.1所示：序列[LnC]、[LnM]、[LnE]之間有且只有一個協(xié)整關(guān)系。

對比跡統(tǒng)計量與5%、1%水平臨界值可知，分析結(jié)果拒絕變量間不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，且不能拒絕存在至多一個協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，因此，兩變量之間有且僅有一種協(xié)整關(guān)系。取標(biāo)準(zhǔn)化（Normalization）的協(xié)整系數(shù)，得協(xié)整方程如下：

對殘差序列

[e=LnC-0.188497LnM+1.0585191LnE+3.749531]進(jìn)行ADF檢驗，結(jié)果表明，在99%置信水平下殘差序列不含單位根（見表3.2），是平穩(wěn)的。說明協(xié)整關(guān)系通過檢驗是正確的。

因此可以建立向量誤差修正模型，檢驗其短期動態(tài)關(guān)系。模型具體形式如下：

其中，

[ecmt-1=LnC（-1）-0.188LnM（-1）+1.059LnE（-1）+3.750]，是VEC模型的誤差修正項。

由式（3-1）和式（3-2）可知，[LnE]、[LnM]和[LnC]之間不僅具有長期均衡關(guān)系，而且也具有短期動態(tài)調(diào)整關(guān)系。即增加農(nóng)村人均教育支出，可使城鄉(xiāng)人均消費水平差距縮小；但增加農(nóng)村人均醫(yī)療保健支出，反而使城鄉(xiāng)人均消費水平差距增加。

可見，加大對農(nóng)民教育的投入，可有效地提高農(nóng)民的素質(zhì)，改變其消費習(xí)慣和消費結(jié)構(gòu)；而農(nóng)村醫(yī)療保健的支出之所以會出現(xiàn)同方向的變動，長期以來，我國農(nóng)村的社會保障制度不完善，農(nóng)村醫(yī)療保障體系雖已建立但并不完善，而且存在基層實施過程中的監(jiān)管漏洞，農(nóng)民基本上還是作為自我保障的醫(yī)療群體，較低的收入水平，無法跟上醫(yī)療費用的急劇上升，這大大限制了農(nóng)民的消費水平。

（三） 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

為了更直觀地展示農(nóng)村人力資本積累與城鄉(xiāng)消費水平差距的動態(tài)關(guān)系，圖3.1至3.4為序列[LnC]、[LnM]、[LnE]之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果。

從消費差距[LnC]的脈沖響應(yīng)來看，[LnC]對[LnM]始終呈現(xiàn)持續(xù)的、負(fù)向的響應(yīng)，縮小城鄉(xiāng)消費水平差距并不能從根本上使農(nóng)民增加對醫(yī)療保健支出幅度，只有國家通過體制上的改革，完善社會保障制度，才會對農(nóng)民增加醫(yī)療保健支出幅度起到一定的促進(jìn)作用。[LnC]對[LnE]的沖擊，在第1-2年變化不大，之后緩慢上升，在第5年后趨于穩(wěn)定正向響應(yīng)。

從農(nóng)村人均醫(yī)療保健支出[LnM]的脈沖響應(yīng)來看，[LnM]對[LnC]的沖擊在第1年為正向影響，之后迅速下降，在第2年開始呈現(xiàn)微弱的負(fù)向擾動，從第5年開始對消費差距不再產(chǎn)生擾動。這反映出我國現(xiàn)行醫(yī)療體制的弊病，農(nóng)民是自費醫(yī)療群體，較低的收入水平，無法跟上醫(yī)療費用的急劇上升，致使大量農(nóng)民因病致貧、因病返貧。因此，政府不僅需要加大對農(nóng)村醫(yī)療的投入，而且要進(jìn)行有效的監(jiān)管。

從農(nóng)村人均教育支出[LnE]的脈沖響應(yīng)來看，[LnE]對[LnC]的沖擊始終呈正向擾動，而且幅度比較大，在第5年達(dá)到峰值6%后趨向平穩(wěn)。這反映出我國的城鄉(xiāng)之間存在著受教育機(jī)會不均等的現(xiàn)象。

三、結(jié)論與建議

（1）農(nóng)村人均醫(yī)療保健支出（[LnM]）、農(nóng)村人均教育支出（[LnE]）和城鄉(xiāng)人均消費差距（[LnC]）之間存在協(xié)整關(guān)系，且[LnM]、[LnE]和[LnC]分別具有正向、負(fù)向的長期均衡關(guān)系。這反映出我國的社會保障體制不健全，現(xiàn)行的醫(yī)療體制存在著弊病，農(nóng)民有限的收入增加并沒有足夠的能力去消費昂貴的醫(yī)療費用。所以我們必須進(jìn)一步完善社會保障體系，加快醫(yī)療改革的進(jìn)程和有效地實施醫(yī)療改革的方案。

（2）脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示，城鄉(xiāng)消費差距對農(nóng)村醫(yī)療保健支出一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的新息沖擊沒有響應(yīng)。而增加教育支出對縮小城鄉(xiāng)消費差距呈現(xiàn)一個正向的、持續(xù)的、穩(wěn)定的響應(yīng)。此外，我們的分析顯示：我國社會保障體制和教育體制在城鄉(xiāng)之間存在著巨大的差距。因此政府要盡快完善城鄉(xiāng)各種不均等的政策體制，切實讓農(nóng)村居民享有更多的社會公共福利。

參考文獻(xiàn)：

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第8篇：消費水平分析范文

1、居民的消費傾向

城鎮(zhèn)居民面對未來消費情況的心理預(yù)期。跟我國其他區(qū)域城鎮(zhèn)居民的平均消費相比，陜西省城鎮(zhèn)居民的平均消費偏高，有較多的支出用來消費。表明陜西省城鎮(zhèn)居民的住房、醫(yī)療以及其他必要的平時支出可預(yù)見的經(jīng)濟(jì)壓力相對較小，因此遠(yuǎn)期支出較少，而隨即增加當(dāng)期消費，因此陜西城鎮(zhèn)居民的即期消費高于農(nóng)村居民與總體平均水平。

2、居民的可支配收入

陜西省城鎮(zhèn)居民在可支配收入不變的情況下，由于城鎮(zhèn)居民對于遠(yuǎn)期的商品價格和種類的預(yù)期，致使城鎮(zhèn)居民消費的相對較小的空間。所以，陜西省城鎮(zhèn)居民消費支出的資金出處只能依附提高陜西省城鎮(zhèn)居民可支配收入的提升來實現(xiàn)，因此擴(kuò)大城鎮(zhèn)居民的消費的重要途徑為提高居民可支配收入在GDP中的比重。[1]

3、居民的消費結(jié)構(gòu)

可對陜西省前期后后期城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)進(jìn)行比較分析。如下圖1可看出陜西省前后期城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民消費水平的差異。

圖1 陜西省前后期城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民消費水平

二、三個維度影響程度

1、對食品的消費比例，城鎮(zhèn)高于農(nóng)村，增幅農(nóng)村高于城鎮(zhèn)

以恩格爾系數(shù)觀之，對食品的消費比例，2015年全年，全國平均城鎮(zhèn)消費品零售額258999億元，比上年同比增長10.5%;鄉(xiāng)村消費品零售額41932億元，增長11.8%。[2]從消費品零售額指標(biāo)絕對值觀之，城鎮(zhèn)消費品零售額相當(dāng)于鄉(xiāng)村消費品零售額的6倍多;從消費品零售額指標(biāo)相對值觀之，城鎮(zhèn)消費品零售額的增長率低于鄉(xiāng)村零售額的增長率。

2、陜西省城鎮(zhèn)居民平均消費傾向高于全國平均水平

以平均消費水平觀之，與2014年比較，陜西省城鎮(zhèn)居民的收入與全國城鎮(zhèn)居民的平均水平顯然是略低的，基本上等同于全國城鎮(zhèn)居民平均收入的80%，但是陜西省城鎮(zhèn)居民的平均消費水平卻高于全國城鎮(zhèn)居民的平均水平。即為陜西省城鎮(zhèn)居民的可支配收入低于全國平均收入水平，但城鎮(zhèn)居民的消費水平較全國平均水平高，產(chǎn)生可支配收入與消費傾向的沖突與不均衡性。[3]把不同年份的數(shù)值對比時，即使陜西省城鎮(zhèn)居民大于等于全國城鎮(zhèn)居民平均水平時，那么平均消費傾向還是高于全國平均水平。由上圖可知，2000―2005年前期農(nóng)村居民消費水平增幅趨緩，而后期2006―2012年增幅大于前期，由農(nóng)村曲線可得，后期消費水平極速增加，城鎮(zhèn)居民消費水平也呈現(xiàn)出后期增速快于前期這一趨勢，而人均消費水平始終居于城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民消費水平之間，這說明陜西省居民擁有超強(qiáng)的消費意識，因遭到可支配收入因素的限制，仍然不能有效地擴(kuò)大消費。所以，提高城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民可支配收入，是為城鎮(zhèn)居民消費擴(kuò)張的重要方式，實現(xiàn)陜西省城鎮(zhèn)與農(nóng)村可支配收入和消費趨勢的均衡。[4]

3、以儲蓄水平觀之，陜西省居民整體生活水平有了很大的提高

下圖2為陜西省城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)以及居民平均的儲蓄水平，以及前后期數(shù)據(jù)的對比。

圖2 陜西省前后期人均儲蓄存款余額對比

從絕對值指標(biāo)來看，全省人均儲蓄余額前期均值為6556元，后期均值為18560元，后期均值為前期均值的2.83倍。而城鄉(xiāng)消費水平的差距倍數(shù)的后期略小于前期，這說明城鎮(zhèn)與農(nóng)村消費水平或是消費傾向的差距正在逐漸縮小。從相對指標(biāo)來看，前期最終消費率的整體水平高于后期最終消費率，具體數(shù)據(jù)60.6%遠(yuǎn)高于47%。這說明陜西省居民整體生活水平有了很大的提高。

儲蓄方面：2004年～2013年，我國城鄉(xiāng)居民儲蓄意愿強(qiáng)烈，人民幣儲蓄余額年均增幅15.8%，陜西人民幣儲蓄余額年均增幅更是高達(dá)17.1%，儲蓄率增幅遠(yuǎn)高于全國平均水平。

消費傾向方面：2004～2013年期間，即介于前后期之間，全國城鎮(zhèn)居民平均消費傾向由76.2%降至66.9%，農(nóng)村居民平均消費傾向維持在74%左右;陜西城鎮(zhèn)居民平均消費傾向由83.2%降至73.0%，農(nóng)村居民平均消費傾向由86.7%升至88.0%。①

三、總結(jié)

陜西省近十年來城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民消費水平、差異與影響因素分析。陜西省與其他區(qū)域城鎮(zhèn)居民收入和消費沖突通過將陜西省城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)、消費結(jié)構(gòu)、及儲蓄水平三個維度分析影響因素的程度，有助于我們更好地認(rèn)識與明晰陜西省城鎮(zhèn)與居民消費差異于與影響因素及程度。

第9篇：消費水平分析范文

改革開放以來，隨著中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，人民生活水平不斷提高，居民的消費水平也在不斷增長。研究中國全體居民的消費水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的數(shù)量關(guān)系，對于探尋居民消費增長的規(guī)律性，預(yù)測居民消費的發(fā)展趨勢有重要意義。在本研究中，通過在《國家統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》選取了1978年～2009年的年度人均GDP和年度全國居民平均消費水平，并對人均GDP對居民消費水平的影響以及2010年居民消費水平進(jìn)行預(yù)測。

二、一元線性回歸分析

可以看出.居民消費水平（Y）和人均GDP（X）大體呈現(xiàn)為線性關(guān)系，為分析中國居民消費水平隨人均GDP變動的數(shù)量規(guī)律性，建立線性Y=a+bx。回歸模型。

參數(shù)估計及檢驗 應(yīng)用Eviews進(jìn)行操作得下表：

根據(jù)分析結(jié)果，可以得出回歸方程為：y=a+bx=0.360x+327.3329，常數(shù)項和GDP系數(shù)的參數(shù)估計分別對應(yīng)系數(shù)為327.3329和0.3598。此外，殘差平方和是2611591，對數(shù)似然值是-226.3618，分別是最小二乘估計和最大似然估計目標(biāo)函數(shù)的值。

1978年到2009年這期間的居民人均消費和人均GDP之間的相關(guān)系數(shù)為0.987，說明我國人均GDP與居民人均消費之間存在著高度的相關(guān)關(guān)系，我國人均GDP每增長一元，我國居民的人均消費就增加0.36元。這符合我國的國情，也符合宏觀經(jīng)濟(jì)理論框架。在結(jié)果中，參數(shù)估計量的標(biāo)準(zhǔn)差分別是70.49， 0.00749。對應(yīng)常數(shù)項C和變量X系數(shù)兩個參數(shù)估計的T的統(tǒng)計量分別是32.81，114.52，反映兩個參數(shù)都是顯著的。

2.檢驗

T檢驗：是對回歸系數(shù)的線性統(tǒng)計關(guān)系的檢驗，得出t值4.643139查表得tα/2 （30）=2.042。t值大于查表值，因而成立，則x與y之間有顯著地線性關(guān)系。

R檢驗：相關(guān)系數(shù)檢驗，也是一種判別兩個變量之間是存在線性相關(guān)關(guān)系以及關(guān)系強(qiáng)弱的一種方法。具體可由可決系數(shù)和相關(guān)系數(shù)進(jìn)行判別。R=0.987查表得R（α，30）=0.349。R>R（α，30），因而x和y線性相關(guān)顯著，通過檢驗。

F檢驗：是通過構(gòu)造F統(tǒng)計量并與查表值相比較判別x與y是否有線性關(guān)系的一種方法。查F分布表Fα（1，，30）=250，F(xiàn)=2304.509，F(xiàn)> Fα（1，，30），因此自變量x與y之間存在顯著地線性關(guān)系，通過檢驗。

D-W檢驗：主要用于檢驗隨機(jī)擾動項有無自相關(guān)存在。回歸結(jié)果中，DW= 0.099373 D-W檢驗有效。

綜上可得，上面的回歸方程可作為最終確定的數(shù)學(xué)模型：Y=0.360X+327.3329

做點預(yù)測，將X2010=29991.8代入預(yù)測模型得2010年居民消費水平值為11120.52元。當(dāng)2010年人均GDP為X2010=29991.8時，Yf 平均置信區(qū)度95%的預(yù)測區(qū)間為（11120.52+285.6785，11120.52 -285.6785）最終得（10834.8415，11406.1985）元。