消費水平提高的原因精選(九篇)
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第1篇：消費水平提高的原因范文
【關鍵詞】消費；消費模式；消費水平
2004年至今，是我國國民經(jīng)濟進入到高速發(fā)展的時期，隨著國民經(jīng)濟的發(fā)展，居民生活的水平顯著提高，消費市場也不斷繁榮。然而在消費市場不斷發(fā)展的同時，居民的消費不振的現(xiàn)狀長期以來并沒有得到改善，消費對GDP的貢獻率不高的事實，長期以來制約著國民經(jīng)濟的進一步健康發(fā)展。我國現(xiàn)階段消費狀況雖然總體形勢良好，但依然有很多不足之處，例如消費總量有待進一步提高，與之相應的促進消費增長的消費政策體系也沒有建立和完善等等。其中，現(xiàn)階段消費模式存在的種種問題尤為突出。
消費模式是指對一定的社會經(jīng)濟形態(tài)下個體消費遵循的規(guī)范和準則及由此決定的消費特征的總體概括。一般來講，消費模式可以分為生存型消費、發(fā)展型消費和享受型消費三種。它不但受經(jīng)濟因素、市場因素的影響，同時也與社會傳統(tǒng)的消費思維、個人的消費習慣、同一消費群體的相互之間的影響有關。消費模式是消費方式、消費水平和消費結構三者的有機結合。改革開放以來，我國居民的消費模式發(fā)生了很大的變化，人們的消費方式更加多種多樣，總體消費水平不斷提升，消費結構也有了大幅提升。但是我國現(xiàn)階段的消費模式依然存在很多問題，主要包括城鄉(xiāng)居民消費水平差距擴大，地區(qū)間消費水平差異巨大，消費模式面臨斷層的問題，以及消費結構有待進一步優(yōu)化等方面。
一、城鄉(xiāng)居民消費水平差異依然明顯，消費水平的發(fā)展不均
雖然城鎮(zhèn)居民消費水平和農(nóng)村居民消費水平都在不斷上漲，但是城鎮(zhèn)居民消費水平明顯高于農(nóng)村居民消費水平。城鎮(zhèn)居民消費水平從2001年的7113元上升至2006年的10423元，共增加3310元，增長比例超過46.5%。同一時期，農(nóng)村居民消費水平從2001年的1969元上升至2006年的2847元，共增加878元，增長比例為44.59%。由此看出，2001年至2006年間，城鎮(zhèn)居民消費水平的基數(shù)遠遠高于農(nóng)村居民，增長的幅度也比農(nóng)村居民高約1個百分點。到了2007年，城鎮(zhèn)消費水平已達到11855元，同比農(nóng)村居民消費水平僅為3265元，二者之間的差距以擴大到8590元（數(shù)據(jù)參見表3-5）。
表3-5 2001年至2007年城鄉(xiāng)居民消費水平對比（單位：元）
年份 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007
農(nóng)村居民 1969 2062 2103 2301 2560 2847 3265
城鎮(zhèn)居民 7113 7387 7901 8679 9410 10423 11855
注：1.資料來源于《2008中國統(tǒng)計年鑒》。2.城鄉(xiāng)消費水平對比，沒有剔除城鄉(xiāng)價格不可比的因素。
二、地區(qū)間的消費水平差異巨大
我國居民消費水平一直存在著地域分布上的非均衡狀態(tài)，不同省市間居民的消費水平相距甚遠。具體表現(xiàn)在，各地間最高的居民消費水平遠超過最低的居民消費水平，以及區(qū)域布局上沿海地區(qū)居民的消費水平高于中部地區(qū)以及西部地區(qū)居民的消費水平。僅以2008年為例，居民消費水平最高的上海市為27343元，最低的是僅有3504元，二者之間的差距超過23000元。沿海地區(qū)以廣東省為代表，2008年居民消費水平為14390元，高于位于中部地區(qū)的湖南省居民消費水平7145元，以及位于西部地區(qū)的四川省居民消費水平6072元（數(shù)據(jù)參見表3-6）。
表3-6 2008年全國各地區(qū)居民消費水平
地區(qū) 上海 廣東 湖南 四川
絕對數(shù)(元) 全體居民 27343 14390 7145 6072 3504
注：1.資料來源于《2009中國統(tǒng)計年鑒》。2.本表絕對數(shù)按當年價格計算，指數(shù)按不變價格計算。
三、消費出現(xiàn)斷層的現(xiàn)象
有消費欲望的低收入階層無力購買生存必需的消費品，而生活需求已基本滿足的高收入階層又無這種消費欲望，只對高檔消費品有需求，“需求斷層”由此而產(chǎn)生。城市消費模式處于基本生存消費模式向享受消費模式轉變的過程中，也就是從原來的“吃、穿、用”為主的消費模式轉變?yōu)橐浴白 ⑿?、游”的消費模式。這種模式的升級降低了以往的消費熱點，使得以往的基本生活消費市場的發(fā)展遇到了瓶頸。同時城鎮(zhèn)居民消費大多集中在住房、汽車、通訊和教育消費，新的消費熱點沒有及時產(chǎn)生，造成現(xiàn)有消費領域相對狹窄。農(nóng)村居民的消費模式依然以基本生活消費為主，享受型消費的比例較少，消費熱點依然集中在“吃、穿、用”上，對交通、教育、通訊等方面的消費雖然增長迅速，但是所占總體比例較少。
無論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，發(fā)展型消費模式都尚未形成，消費市場并不完善，消費的熱點均比較集中，不能滿足不同消費群體的消費需求，新的消費市場和領域，尋求新的消費增加方式和熱點都是目前消費狀況遇到的問題。相比世界同等收入水平的國家，我國居民用于保險、知識等滿足人們發(fā)展需求方面的消費十分有限。
參考文獻：
[1]中華人民共和國國家統(tǒng)計局.2008中國統(tǒng)計年鑒[M].中國統(tǒng)計出版社,2008.
[2]中華人民共和國國家統(tǒng)計局.2009中國統(tǒng)計年鑒[M].中國統(tǒng)計出版社,2009.
[3]程國慧.讓消費傾向抬起頭[N].市場報, 2002-1-14.
[4]李寶庫.我國農(nóng)村居民消費模式及消費行為特征研究―基于海爾冰箱農(nóng)村市場營銷調查與策略的研究[J].管理世界,2005(4).
第2篇：消費水平提高的原因范文
[關鍵詞]消費水平 消費需求 農(nóng)村經(jīng)濟
農(nóng)民消費是我國消費市場最重要的部分,只有農(nóng)民消費水平的到提高,中國的經(jīng)濟增長才能擺脫出口依賴型。目前農(nóng)村居民消費水平較低,嚴重影響著農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展。由此必須提高農(nóng)民消費水平,使其成為拉動消費的新增長點,成為發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟的重要途徑。
一、提高農(nóng)民消費水平,對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的作用
消費水平有狹義和廣義之分,我們通常所說的消費水平一般是狹義的消費水平,它是指按人口平均的消費品(包括服務)的數(shù)量,反映人們物質文化需要實際滿意程度。消費水平的提高,不僅要求增加消費品數(shù)量,而且要求不斷增加提高消費質量。因此,消費水平是一個綜合指標,最終會表現(xiàn)為人們的健康水平、科學文化水平和生活享受水平、消費環(huán)境的質量等等,反映人們物質文化需要的滿意程度。
1.提高農(nóng)民的消費水平,有利于形成農(nóng)村經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的動力
經(jīng)濟增長依靠的是社會需求的拉動,必須通過調節(jié)社會需求以調節(jié)社會生產(chǎn)而達到發(fā)展社會經(jīng)濟的要求?，F(xiàn)在政府正不斷的出臺種種方案來刺激內需增長,其中有一點就是要擴大農(nóng)村居民的消費,農(nóng)民消費成為拉動農(nóng)村經(jīng)濟增長的首要動力。
2.提高農(nóng)民消費水平,促進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級
農(nóng)民消費水平的提高,可以改變消費需求,促進消費結構優(yōu)化升級,通過消費品生產(chǎn)結構和相關產(chǎn)業(yè)鏈上附屬產(chǎn)業(yè)結構的調整促進產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化。
3.提高農(nóng)民消費水平,有利于促進就業(yè)和提高農(nóng)民的科學文化素質
在農(nóng)村,農(nóng)民消費的提高勢必帶來消費質量的提高,促使文化教育消費的增加,帶動經(jīng)濟增長。提高消費中的科技和知識文化中的比重,提高消費質量,就能從根本上提高消費力,從而可以促進消費力和生產(chǎn)力之間、消費和生產(chǎn)之間的良性循環(huán)。
二、農(nóng)民消費水平較低的原因分析
1.農(nóng)民的可支配收入較低,消費水平差距持續(xù)擴大
弗里德曼認為,居民的持久性收入是決定其消費的重要因素,沒有可支配收入的增長,消費水平就不可能提高。我國現(xiàn)在還只是滿足了基本的生存需要,消費水平還沒有升級、消費結構沒有優(yōu)化,消費水平還未得到真正的提高。
2.農(nóng)村基礎設施薄弱,抑制消費水平提高
目前我國農(nóng)村消費市場的公共配套尚處在低級水平,農(nóng)民購物難、用點難、行路難、上網(wǎng)難等問題突出,影響了農(nóng)民的購買積極性,主要表現(xiàn)在以下幾個方面:一是電力供應跟不上、電壓不穩(wěn)定,收費較高;二是電視、通訊、網(wǎng)絡等信息基礎設施建設滯后;三是交通道路建設有待完善。
3.農(nóng)村的社會保障體系不完善
目前,我國農(nóng)村社會保障體系建設還不完善,農(nóng)民儲蓄傾向較強。現(xiàn)在農(nóng)村的醫(yī)療成本居高不下,農(nóng)村醫(yī)療保健型消費出現(xiàn)被迫的大幅增長,醫(yī)療保健費用已成為農(nóng)民消費支出中增幅最大的一項。近年來,隨著我國教育、醫(yī)療服務價格的上漲,農(nóng)民對未來支出的預期大大增加,進一步降低了農(nóng)民的現(xiàn)時消費,抑制了消費水平的提高。
4.農(nóng)村市場體系尚未建成,商品流通渠道不暢
當前,農(nóng)村市場體系尚未建成,商品的流通渠道也不暢,農(nóng)民買、賣難的問題十分突出。一方面,許多商品在城市處于過剩狀態(tài),而在農(nóng)村卻難買到;另一方面,農(nóng)民辛辛苦苦生產(chǎn)出來的農(nóng)副產(chǎn)品由于距中心城市相對較遠,交易成本大,農(nóng)產(chǎn)品難以適時賣出,不能轉化為農(nóng)民的實際收入,制約了消費水平的提高。
5.消費環(huán)境不佳,嚴重侵害消費者權益
當前的消費環(huán)境不樂觀,制約了居民需求擴大,造成了居民消費不安全和對消費環(huán)境的缺乏誠信,這些都直接影響到消費者的消費心理和購買勇氣,抑制居民的消費欲望,影響居民消費力的提高。
三、提高農(nóng)民消費水平的方法
1.增加農(nóng)民收入,建立促進農(nóng)民增收的長效機制
我國必須統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展,建立促進農(nóng)民增收的長效機制,切實增加農(nóng)民收入,提高農(nóng)民的消費力。擴大農(nóng)民就業(yè)機會,增加農(nóng)民收入,提高農(nóng)民的有效購買力;加快農(nóng)村基礎設施建設,促進農(nóng)村的現(xiàn)代化建設,擴展農(nóng)民的消費能力;建立完善農(nóng)村教育服務體系,提高農(nóng)民的素質,讓農(nóng)民可以及時有效地掌握市場的信息,把握市場動向,推進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化進程。
2.改善農(nóng)村消費環(huán)境,加強基礎設施建設
要加大農(nóng)村的電力、交通、通訊網(wǎng)絡、等基礎設施設的力度;還要加大力度整頓和規(guī)范市場經(jīng)濟秩序,為廣大農(nóng)民營造一個健康、安全的消費環(huán)境。同時在農(nóng)村增加消費者投訴網(wǎng)點,運用法律武器維護農(nóng)民的消費權益,為農(nóng)民消費水平的提高提供可靠的社會保障。
3.完善農(nóng)村社會保障體系,增強農(nóng)民消費信心
必須建立和完善農(nóng)村社會保障體系,提高農(nóng)村社會保障水平。首先要加快推進新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度建設,保障農(nóng)民群眾的健康安全;其次要建立農(nóng)村養(yǎng)老保險制度,使農(nóng)民消除后顧之憂,敢大膽消費;第三是要加大農(nóng)村救助幫困力度,加快建立農(nóng)村最低生活保障制度,使貧困農(nóng)民基本生活有所保障。
4.健全流通體制,加強農(nóng)村市場體系建設
必須加大農(nóng)村市場體系建設力度,形成多渠道全方位多層次的流通格局,搞活農(nóng)村市場,支持城市流通企業(yè)經(jīng)營網(wǎng)絡向農(nóng)村延伸,從而全面提升農(nóng)村的綜合流通能力;以小城鎮(zhèn)建設為依托,鼓勵各類投資主體投資農(nóng)村商業(yè)設施建設,大力發(fā)展與農(nóng)村消費直接相關的零售業(yè)。
5.大力發(fā)展農(nóng)村消費服務業(yè),增加消費熱點
農(nóng)村消費服務業(yè)是帶動農(nóng)村消費提高的重要領域,是促進農(nóng)村消費水平升級的重要方式。首先鼓勵支持企業(yè)面向農(nóng)村調整產(chǎn)品結構,開發(fā)和設計適合農(nóng)民消費需求特點以及消費環(huán)境的產(chǎn)品系列;二是把向農(nóng)民提供商品和提供服務結合起來,鼓勵生產(chǎn)流通企業(yè)在農(nóng)村設立售后服務網(wǎng)點,優(yōu)化農(nóng)村消費環(huán)境;三是大力發(fā)展農(nóng)村休閑旅游,拓寬農(nóng)村消費領域,刺激農(nóng)村形成新的消費熱點。
參考文獻:
第3篇：消費水平提高的原因范文
一、消費水平與經(jīng)濟發(fā)展
（一）消費水平與經(jīng)濟增長
消費水平的提高與經(jīng)濟增長，在客觀上有合理的比例，在數(shù)量上有很大的依存關系，這種依存關系表現(xiàn)為以下幾方面。
首先，消費水平的變動與國民收入增長的變動有著直接的依存關系，當國民收入的增長較快時，其他條件不變的情況下，消費水平也增長較快，而在某些時候，消費水平的增速會高于或低于國民收入的增速，但只要使積累與消費的比例穩(wěn)定合理，國民經(jīng)濟就可以持續(xù)、穩(wěn)定、協(xié)調地發(fā)展，當消費的增長超過國民收入的增長，也就是我們通常所說的高消費時，消費與生產(chǎn)的正常比例就會遭到破壞，生產(chǎn)正常發(fā)展就會受到影響，消費水平的提高則成為一種無源之水，無本之木。當消費需求不足，也就是我們所說的“高積累，低消費”時，消費與生產(chǎn)的比例同樣會遭到破壞。這時候消費需求相應減少，消費品市場供過于求，消費對生產(chǎn)的促進作用弱化。由于生產(chǎn)與消費之間的不協(xié)調差距加大，引起商品或資本運動受阻，最終導致整個社會經(jīng)濟生產(chǎn)活動的被迫緊縮。
其次，消費率與經(jīng)濟增長率有一定的依存關系。消費是國民生產(chǎn)總值的主要部分，其變動必然會引起國民生產(chǎn)總值的變動。而最終消費與國民生產(chǎn)總值的比例函數(shù)，就是消費率，消費率對經(jīng)濟增長率變動有明顯的影響。在合理的經(jīng)濟增長率區(qū)間，當消費旺盛，經(jīng)濟增長率就高，消費不足，經(jīng)濟增長率就會滑落。當然，消費率也不是越高越好。消費率長期過高，會擠掉投資，使經(jīng)濟增長不能持久，但消費率也不能長期過低，長期過低就會使高速擴張的生產(chǎn)能力與低消費水平不相適應，出現(xiàn)“過剩危機”，從而影響經(jīng)濟增長。
目前，我國消費率總的變動趨勢是下降的，雖然在1978－1982年消費明顯上長，從61.8%上升到68.7%，但從此以后，我國的消費率卻是持續(xù)下降的。1990年比1982年降低了7.4個百分點。1997年又比1990年下降1.4個百分點。③由于消費率下降，總消費對經(jīng)濟增長的貢獻率也呈下降趨勢。如表（一）所示。
表（一）1990-1998年我國經(jīng)濟增長的各指標貢獻率
年份經(jīng)濟增長速度總消費貢獻率總投資貢獻率凈出口貢獻率
19903.872.112.015.9
19919.268.925.85.3
199214.264.846.0-10.8
199313.546.670.5-17.1
199412.638.242.819.0
199510.537.955.46.7
19969.652.933.713.4
19978.849.833.416.8
19987.831.863.15.1
資料來源：引自許永兵《消費需求：拉動經(jīng)濟增長的主導因素》
從表一可知我國拉動經(jīng)濟增長的主要因素是內需的增長，但從1993年以后，我國的消費需求對經(jīng)濟增長的貢獻率呈下降趨勢。93-98年消費對經(jīng)濟增長的貢獻率平均為42.9%而投資貢獻率卻為56.7%,后者比前者高出13.8個百分點。這主要是近幾年來城鄉(xiāng)居民收入增長勢頭放慢。受收入水平制約，再加上居民對房改，醫(yī)療保險，就業(yè)制度等改革的預期熱情不高，再加上服務消費、住房消費等絕大部分還未完全市場化，所以造成近年來消費對經(jīng)濟增長的拉動作用逐漸減弱。
(二)消費水平與經(jīng)濟波動
改革開放以來，隨著經(jīng)濟的高速增長，人民的消費水平也取得了同步的增長，我國國民生產(chǎn)總值1978年為3588.1億元，1994年上升43798.8億元，年平均增長9.5%(按不變價格計算)，人均國內生產(chǎn)總值則由1978年的375元增加到了1994年的3654.5元，剔除價格因素，年平均增長了7.3%,而全國居民的平均消費水平由1978年的175元上升至1994年的1737元。剔除價格因素，居民消費水平實際年平均增長9%，④同時，我們也不難看到，消費水平是階段性波動的。如表（二）所示。
表（二）
年份國內生產(chǎn)總值（億元）國內生產(chǎn)總值增長率（％）全國居民消費水平（元）全國居民消費水平增長率（％）
198814074.2111.3635106.9
198915997.6104.369499.2
199017681.3103.9723102.2
199120188.3108.0849114.3
199224362.9113.61004112.0
199331380.3113.41246108.7
199443798.8111.81737114.8
資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒1994》，中國統(tǒng)計出版社1994年。
究竟是什么引起了消費的波動呢？通過研究分析，我們可以發(fā)現(xiàn)有以下幾點因素：
1，個人收入增長的波動，居民消費直接受到可支配收入的制約。當居民的收入大幅增加，居民的消費水平就有所上升，居民的收入下降時，消費也就相就地受到限制，這一趨勢以下表（三）可以清晰地表現(xiàn)出來。
表（三）
指標1981年1985年1990年1991年1992年1993年1994年
平均每人全部年收入（元）500.40748.921522.791713.102031.532583.163520.31
生活費收入（元）-685.321387.271544.301826.072336.543179.15.
生活消費支出（元）456.84673.201278.891453.811671.132110.812851.34
平均每人全部年收入％100100100100100100100
生活費收入（％）-91.591.190.189.990.590.8
生活消費支出（％）91.389.984.084.982.381.781.4
資料來源：曾壁鈞等著《我國居民消費問題研究》第50頁，中國計劃出版社。
2、居民消費傾向的變動。
居民消費傾向是指居民消費支出占居民收入的比例，是平均消費傾向及邊際消費傾向的統(tǒng)稱。平均消費傾向是指任一收入水平上消費在收入中的比率(APC)，邊際消費傾向就是增加的1單位收入中用于增加的消費部分的比率(MPC)。
在經(jīng)濟的短期波動中，人們的消費變動不會和收入的變動成比例，具體而言，在經(jīng)濟趨向繁榮過程中，收入增加，這時人們的消費會增加，但增加的幅度會小于收入增加的幅度，即邊際消費傾向要比平均消費傾向小。在經(jīng)濟走向衰退過程中，收入下降，這時人們消費會減少，但減少的幅度會小于收入下降的幅度，這也說明，邊際消費傾向要比平均消費傾向小。平均消費傾向隨著收入的增加而下降，因此邊際消費傾向小于平均消費傾向，隨著收入的增加，邊際消費傾向是下降的。
消費傾向對整個國民經(jīng)濟的健康發(fā)展是具有十分重要的意義的。它充分反映了在一定收入水平下消費意愿的大小。
改革開放以前，我國實行“低工資，高積累“的政策，居民個人所得少，消費傾向普遍很高，改革開放以后，居民收入大幅度提高，居民的消費也就進入了一個新的階段。從1978年以后，我國的居民平均消費傾向基本上呈現(xiàn)出緩慢下降的趨勢，而邊際消費傾向的下降不太明顯。
3、農(nóng)業(yè)波動對消費波動的影響。我國是一個農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)業(yè)在國民收入中所占的比重大，農(nóng)業(yè)的波動必然引起整個國民經(jīng)濟的波動，從而引起消費的波動。首先，農(nóng)業(yè)的增長必然導致消費的增長，1979年到1982年，農(nóng)業(yè)分別增長1.81％，0.31％，1.5％和0.87％，消費分別增長2.8％，3.1％，1.0％，2.2％，其次，農(nóng)業(yè)的減產(chǎn)或低增長導致消費的下降或低增長，1991年農(nóng)業(yè)國民收入下降1.53％，同年消費下降3.2％，⑤1992年至1995年，農(nóng)業(yè)國民收入大幅下降消費也大幅下降。
(三)消費水平與經(jīng)濟結構
經(jīng)濟結構大體上是指國民經(jīng)濟各部門，各地區(qū)，各成分，各組織和社會再生產(chǎn)各方面的構成，以及它們的相互聯(lián)系，相互制約的關系。一國的經(jīng)濟增長從其內涵來看，主要有兩方面，經(jīng)濟總量的增長和經(jīng)濟結構的優(yōu)化，而一國的經(jīng)濟增長又是以一定的消費水平為前提的。當社會經(jīng)濟實現(xiàn)增長，經(jīng)濟總量及人均收入量也會相應增長，從而引起需求結構、生產(chǎn)結構以及外貿結構發(fā)生相應的變化。根據(jù)現(xiàn)代經(jīng)濟增長理論和發(fā)展經(jīng)濟學理論，高的經(jīng)濟增長率必然帶來高的結構變化率。也就是說，結構的變動是與經(jīng)濟發(fā)展過程相聯(lián)系，是以經(jīng)濟發(fā)展的水平和階段（即人均收入水平和工業(yè)化程度）為條件，是通過資源的再分配來實現(xiàn)的。
改革開放以來，隨著我國人民消費水平的不斷提高，我國的經(jīng)濟結構也產(chǎn)生了相應的變動。下面就從幾方面來闡述這一問題。
1、人均收入水平與經(jīng)濟結構變動及工業(yè)化程度
根據(jù)庫茲涅茨的研究可知，人均國民生產(chǎn)總值與結構變動率存在著一定的比例關系。人均國民生產(chǎn)總值在50-130美元時是產(chǎn)值結構變動率最高的第一時期，人均國民生產(chǎn)總值在220-360美元時是產(chǎn)值結構變動率很高的第二時期，人均國民生產(chǎn)總值在360-860美元時是產(chǎn)值結構變動率較高的時期。我國改革以來，按世界銀行圖表集法計算，人均國民生產(chǎn)總值水平大概在300美元左右。⑥因此可知我國這一時期的產(chǎn)業(yè)結構處于高變動率階段。
產(chǎn)業(yè)結構的轉變過程，根據(jù)錢納里等人的理論，可將其劃分為三個階段：（1）初級產(chǎn)品生產(chǎn)階段，（2）工業(yè)化階段，（3）發(fā)達經(jīng)濟階段。工業(yè)化階段是結構轉變幅度最大的時期，這一時期，需求結構及生產(chǎn)結構、外貿結構發(fā)生顯著的變化，我國在改革開始時工業(yè)化程度已經(jīng)相當高，但是人均收入水平卻是相當?shù)偷?。這是由于改革前我國優(yōu)先發(fā)展工業(yè)尤其是重工業(yè)的政策傾向過于偏激所導致的工業(yè)化過程的片面演進和產(chǎn)業(yè)結構關系的嚴重失衡。一般而言，工業(yè)化的起步是要以一定的收入水平和消費水平為前提的，工業(yè)化程度超過人均收入水平的狀況必然會影響到產(chǎn)業(yè)結構的進一步變動。
目前，我國經(jīng)濟結構依然存在不合理的狀況，這一狀況嚴重制約了國民經(jīng)濟的持續(xù)快速、健康的發(fā)展。但這種不合理狀況不是由于過去重工業(yè)的傾斜政策而造成的，而是因為當前消費需求結構的升級導致現(xiàn)行經(jīng)濟結構不再適應當今的經(jīng)濟發(fā)展。目前從我國消費領域的整體來看，醞釀著一次新的消費升級-“住行消費升級”（在此之前，已有幾次消費結構升級）。其間消費投入大，積蓄時間長。這使得消費需求不足現(xiàn)象在一定時期內存在。
2、收入水平、消費水平引起結構變動的原因
收入的增長必然引起消費水平的增長，而消費水平的增長又會引起經(jīng)濟結構的變化。這一變化用恩格爾定律可以明顯表現(xiàn)出來。恩格爾定律可以表述為居民食品消費占國民生產(chǎn)總值的份額隨著人均國民生產(chǎn)總值的增長而下降的一種趨勢。也可以表述為居民食品消費占居民總消費的份額隨人均國民生產(chǎn)總值、人均總消費的增長而下降的一種趨勢，以我國1987-1997年城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)及其消費結構為例可知，1987-1997年，城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)從0.53下降至0.46，而農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)則沒有多大的變化，僅從0.56降至0.55，城鎮(zhèn)居民的消費結構有較大的變化，而農(nóng)村居民的消費結構卻沒有多大的變化。如表(四)所示。從中可知消費水平的上升必然引起需求結構的升級，但需求結構又是如何引起整個經(jīng)濟的變動呢？根據(jù)經(jīng)濟學原理我們可知，需求結構的變動會引起資源向消費需求多的產(chǎn)業(yè)部門轉移，從而實現(xiàn)經(jīng)濟結構的變化。
3、結構的變化反過來又會帶來收入水平及消費水平的增長
經(jīng)濟的增長主要是靠生產(chǎn)要素投入的增長和經(jīng)濟結構變化所帶來的增長，結構合理，就可以提高全社會總要素的生產(chǎn)率，進而實現(xiàn)更高的經(jīng)濟增長率，這樣就必然能夠帶來消費水平的提高。
二、影響消費水平的因素
影響消費水平的因素有很多，有經(jīng)濟因素，也有非經(jīng)濟因素。經(jīng)濟因素有國民收入總額及其提高速度，積累與消費的比例，消費與投資人口總數(shù)及其增長速度，價格水平的變動等。
消費水平的高低，直接依存于消費基金的多少，而消費基金又來自國民收入，國民收入總額大，增長速度快，其他條件不變的情況下，消費水平就高，收入總額小，增長速度慢，則消費水平就低。
在國民收入為一定的情況下，消費水平的高低，取決于積累與消費的比例，積累是擴大再生產(chǎn)的源泉，任何社會要擴大再生產(chǎn)，都必須有一定的積累，在積累效果不變或不斷提高的情況下，積累的增長就意味著社會物質技術基礎的增強。人們的物質文化水平的不斷提高就有可靠的物質保證，反過來，消費的增強和消費水平的提高，又會促進生產(chǎn)的發(fā)展和積累的增加。目前我國存在積累過度的現(xiàn)象。改革開放以來，我國國內儲蓄年平均增長速度為10.3%，其中1978-1982年平均增長率為6.5%。1993－1991年增長11.6%，1992年－1997年平均增長為37.1%。在儲蓄存款猛增的同時，居民消費的增長卻相對疲軟，社會消費品零售總額的增長速度幾乎都低于同期儲蓄增長速度。其年平均增長僅為16.1%,比儲蓄存款余額的年平均增長速度低了14.1%個百分點。⑦
造成居民儲蓄率上長，甚至實際利率下降也選擇儲蓄的原因有很多，一方面由于多項改革的推進，人們存款以備將來購買住房、養(yǎng)老、子女教育，醫(yī)療保健之用。另一方面，是居民之間收入差距拉大，高收入階層與低收入階層的支出結構存在顯著差異，在當前市場高收入階層想要的已經(jīng)有了，邊際需求欲望下降，消費結構或支出結構升級。而低收入層受購買力限制，商品購買量增加緩慢。由此導致居民存款源源不斷的增加，消費市場需求不旺。
在消費基金確定的情況下，人口的數(shù)量與消費水平成反比，人口數(shù)量大，增長速度快，人均消費水平就低，人口數(shù)量小，增長速度慢，消費水平就會高，我國人口基數(shù)大，且人口增長速度也快，而且每增加一億人口，所用的時間越來越短，據(jù)粗步估算，我國現(xiàn)有人口達14億左右。每年新增的社會財富，新生產(chǎn)的各種消費品中的一部分或大部分將為新增加的人口所占有，為提高居民生活水平和改善居民生存環(huán)境所進行的各種努力，如醫(yī)院病床的增加，普遍教育和專業(yè)教育的普及，住宅條件的改善，生活用水質量的提高等都將因為人口總數(shù)的較快增長而受到影響。因此目前我國的消費水平是不高的。要提高消費水平，實現(xiàn)經(jīng)濟社會的快速健康發(fā)展，我們就要控制人口增長，充分發(fā)揮計劃生育政策的作用，限制早婚早育，多生多育，以實現(xiàn)人口增長與經(jīng)濟社會發(fā)展協(xié)調。
在其它條件不變的情況下，消費水平的高低與物價水平成比例關系，我國近些年來，居民的貨幣收入提高了但物價也上漲了，某些物價上漲程度還高于平均工資的提高速度，因而影響了消費水平的提高，有一部分居民的實際消費水而下降了，我國目前物價已由低谷逐漸緩慢的向上攀升，這說明我國居民的消費水平已有所回升。
三、城鄉(xiāng)居民消費水平的比較及其對經(jīng)濟發(fā)展的影響
在我國，由于自然條件不同，生產(chǎn)力布局不同以及對某些地區(qū)采取“傾斜”政策和勞動差別和非勞動因素造成經(jīng)濟發(fā)展水平不同，勞動報酬不同，從而形成消費水平的差異，我國經(jīng)濟發(fā)展的不平衡，在地區(qū)之間，城鄉(xiāng)之間表現(xiàn)得非常明顯，在經(jīng)濟發(fā)展過程中，由于城市發(fā)展較快，大部分農(nóng)村發(fā)展比較慢，所以在一定時期內，城鄉(xiāng)之間的消費水平差異比較明顯。附表(四)
表(四)
19861987198819891990199519961997
城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入899.61002.21181.41375.71510.24283.04838.95160.3
平均每人消費性支出790.0884.41104.01211.01278.93537.63919.54185.6
邊標消費傾向0.780.831.220.550.510.870.690.83
恩格爾系數(shù)0.530.510.540.540.500.490.46
農(nóng)村居民家庭人均純收入423.8462.6544.9601.5686.31577.71926.12090.1
MPC1.501.070.951.020.580.870.750.28
恩格爾系數(shù)0.560.550.530.540.590.590560.55
資料來源：引自各卷本《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計摘要》
表(四)中顯示城鎮(zhèn)居民的消費水平一直在農(nóng)民人均消費水平之上。城市和農(nóng)村的恩格爾系數(shù)都較高，這表明城市和農(nóng)村居民的消費都還處于一個較低的水平，而城市居民的MPC相對較平穩(wěn)，表明城市居民目前在尋找新的消費熱點，農(nóng)村的MPC變化相對較大，表明農(nóng)村居民目前還處在一個消費熱點之中，但消費支出變化不大。
這主要是近年來，由于多數(shù)居民對未來支出預期不斷增強，將收入較多地轉向了儲蓄，投資等其他渠道，加上醫(yī)療制度和社會保障制度，教育制度等多項改革情況下，居民為應付改革的被動儲蓄傾向在明顯增強，這在一定程度上直接影響居民的消費水平。而導致農(nóng)村消費增長率低于城鎮(zhèn)居民的消費增長率的原因除了農(nóng)民的收入水平的限制以外，最主要是農(nóng)村的消費環(huán)境滯后，配套設施不齊全,如有些農(nóng)村沒有通電，或有電的地方供電極不正常而且電費極貴，這在一定程度上影響了農(nóng)民的購買積極性。其實，農(nóng)民每消費1000億元將對農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)生427億元的直接需求，對工業(yè)，運輸，郵電，商業(yè)飲食以及其他服務部門分別產(chǎn)生395億元，36億元，85億元，57億元的直接需求，綜合推算，農(nóng)民每增加消費1000億元將對整個國民經(jīng)濟新增2008億元的消費需求，⑧可見，今后我國經(jīng)濟的持續(xù)快速發(fā)展必須依靠農(nóng)民消費水平的提高和農(nóng)村市場的拉動力。
四、提高我國消費水平的建議及其對策
我國目前存在在消費率過低，儲蓄過高的傾向。因此我國今后的消費政策主要是提高居民的消費率，而提高居民消費率的主要措施又是提高居民的消費傾向，為此提出以下的建議。
1、積極發(fā)展開拓農(nóng)村消費市場，培育城鎮(zhèn)新的消費熱點。
目前，農(nóng)村居民的消費層次正處于對彩電，冰箱等耐用消費品的需求階段，據(jù)抽樣調查結果顯示，1997年我國農(nóng)村平均每百戶僅擁有電冰箱8.49臺，彩電27.32臺，洗衣機27.81臺，摩托車10.89臺，而1998年十一月末，我國商品庫存彩電97.3萬臺，電風扇344.1萬臺，電冰箱91.9萬臺，⑨所以無論是從供給還是從需求的角度來看，我國農(nóng)村居民的消費都有大幅增加的可能，開拓農(nóng)村的消費市場，要解決好幾點金融問題。
A、把消費信貸引入農(nóng)村，這是以農(nóng)民日益增加的儲蓄為基礎的，由于農(nóng)村存在著巨大的潛在的消費市場，且農(nóng)民的消費熱點產(chǎn)品貨源充足，所以在農(nóng)村開展消費信貸可以在一定程度上釋放被抑制的消費需求。
B、建立農(nóng)業(yè)保險機構，以減輕自然災害對農(nóng)民收入的影響，我國是自然災害較多的國家，僅1998年的洪澇災害，僅農(nóng)作物的受災面積就達3.2億畝，使得經(jīng)濟損失高達數(shù)百億左右，自然災害一方面使得農(nóng)民的收入減少另一方面，也使農(nóng)民對未來收入的預期的不確定，增加儲蓄，因此，開拓農(nóng)村消費市場就要完善和發(fā)展我國的農(nóng)業(yè)保險。
城鎮(zhèn)居民面臨著消費斷層問題，即原有的主要以彩電，冰箱，VCD等家用電器為代表的消費層次已經(jīng)得到滿足，消費已經(jīng)飽和，處于一種儲幣待購的狀態(tài)。因此，培育新的消費熱點顯得格外重要，對于我國城鎮(zhèn)居民而言，住宅消費及住宅裝飾業(yè)應成為培育重頭戲。目前我國城鎮(zhèn)居民進入住房數(shù)量與質量并重的提高階段。隨著福利分房的結束，個人對商品房的消費，已經(jīng)占到了主要地位，但由于房價過高，無法使百姓安居樂業(yè)，也無法使住宅建設這個新的經(jīng)濟增長點發(fā)揮其帶動經(jīng)濟發(fā)展的作用。隨著住房制度改革的推進，銀行商品房抵押貸款的規(guī)模擴大的商品住房及裝飾業(yè)必然成為消費熱點和新的經(jīng)濟增長點。
家庭轎車將成為我國消費領域發(fā)展的熱點。目前我國汽車消費結構發(fā)生了重大的變化，公務用車改革方案已經(jīng)出臺，長期以來，靠公款買車的局面已經(jīng)改變，目前，1400萬輛汽車保有量中有百分之三十以上的車為個人所有，雖然目前從消費領域談轎車進入家庭領域還為時過早，但私人買車那部分先富起來的高收入階層，如律師，三企白領等購車數(shù)量不小，且據(jù)調查，我國約有三十萬個家庭在近兩年內有購車意向。約三百萬個家庭將購車列入了自己的消費計劃，所以家庭轎車必然成為我國將來的消費熱點。
教育消費將成為消費熱點，教育消費包括居民子女教育支出以及為提高自身業(yè)務競爭能力的培訓支出，它屬于服務性消費，知識經(jīng)濟時代，人人都要學習新知識，新技能，很多人還要不斷變換工作崗位，這就產(chǎn)生了再學習的強大需求。教育成為一種產(chǎn)業(yè)就要滿足群眾對非全日制教育的種種需求，目前成人高考熱已標志著教育消費已成為一個消費熱點。
2、發(fā)展消費信貸。發(fā)展消費信貸是促進內需擴大的必然選擇.，發(fā)展消費信貸，可以聯(lián)通生產(chǎn)與消費，疏導巨額儲蓄適當向消費領域分流，解決現(xiàn)實購買力與消費需求不匹配的矛盾，從而推動我國經(jīng)濟的增長，促進我國經(jīng)濟的發(fā)展。發(fā)展消費信貸首先要轉變消費觀念，由過去的“積蓄－消費－積蓄”的單一的消費方式轉化為“貸款－消費－積蓄還債”的新型消費方式。提倡適度的超前消費。其次是政府努力提高居民的實際收入水平，降低消費信貸成本拓寬個人消費信貸能力，針對不同的消費信貸品種上和貸款對象，在利率，期限，還款方式等方面向消費者提供多種選擇。第三是建立擔保機制和個人資信調查機構，為低收入居民提供解決擔保問題。第四是積極發(fā)展信用卡業(yè)務。如加強透支功能等。
3、建立和完善社會保障制度，社會保障制度一般包括養(yǎng)老保險制度，醫(yī)療保險制度，住房保險制度和失業(yè)保險制度四大方面。目前我國的養(yǎng)老保險實行的是社會統(tǒng)籌與個人賬戶相結合的原則。這實際上是又一次消費品按勞再分配有益于保障退休人員有基本的消費金。醫(yī)療保險制度則可以為廣大職工提供基本醫(yī)療保障，提高職工的健康水平。住房保險制度中，住房公積金的建立，增加了工資中的住宅消費基金，也增大了住宅消費的能力，對保證住房投資和住宅消費達到較高水平具有積極的意義，失業(yè)保險制度是社會福利制度的一方面，它對于保障下崗職工的最低生活消費有著重要意義。
注釋：
①引自孫鶴、楊咸月《儲蓄、消費與經(jīng)濟增長》《統(tǒng)計研究》99年第七期
②引自馬克思《資本論》第二卷
③引自郭柏春《論消費率》《消費經(jīng)濟》2000年第1期
④引自曾壁鈞等著《我國居民消費問題研究》第43頁
⑤引自景體華等著《中國經(jīng)濟增長與波動》第51頁、第224頁
⑥引自郭克莎《中國，改革中的經(jīng)濟增長與結構變動》第165頁
⑦引自《理論經(jīng)濟學》第77頁
⑧⑨引自鄒東海、萬舉《農(nóng)村消費市場開拓與農(nóng)村金融創(chuàng)新》《消費經(jīng)濟》99年第5期
參考書目：
1、《消費經(jīng)濟學原理》尹世杰、蔡德容經(jīng)濟科學出版社
2、《中國經(jīng)濟增長與波動》景體華北京出版社
3、《居民消費統(tǒng)計學》易丹輝中國人大出版社
4、《中國經(jīng)濟波動與增長》栗樹和、梁文征陜西師范出版社
5、《中國，改革中的經(jīng)濟增長與結構變動》郭克莎上海三聯(lián)書店出版社
第4篇：消費水平提高的原因范文
【關鍵詞】居民消費水平；GDP；計量檢驗；協(xié)整；誤差修正模型
一、模型的提出
改革開放以來，四川省經(jīng)濟得到了持續(xù)穩(wěn)定的發(fā)展，居民生活水平顯著提高。消費作為拉動經(jīng)濟發(fā)展的三大馬車之一，決定著產(chǎn)品的需求，影響著廠商的供給，是促進就業(yè)及保證社會經(jīng)濟的健康發(fā)展的重要因素。除了居民收入水平是影響居民消費水平的重要因素，物價水平也會對居民消費產(chǎn)生不可忽視的影響。為此，本文在眾多消費理論研究的基礎上，結合1985～2010年四川省居民消費水平相關數(shù)據(jù)，提出如下模型：
CONS=C（1）+C（2）*I+C（3）*P
其中，CONS為四川省居民消費水平，I為四川省居民收入水平，P為四川省物價水平。
二、數(shù)據(jù)來源
從《中國統(tǒng)計年鑒》中可以查到從1985年到2010年的按當年價格計算的四川省居民消費水平（CONS）、地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）、人口（POP）以及居民消費價格指數(shù)（P），以1984年的居民消費價格指數(shù)為100），然后用地區(qū)生產(chǎn)總值除以人口就可以得到四川省人均生產(chǎn)總值，作為四川省居民收入水平（I）。為了克服數(shù)據(jù)的不穩(wěn)定性，對數(shù)據(jù)取其自然對數(shù)。
三、模型的建立、檢驗及修正
1、模型的建立及參數(shù)估計
使用普通最小二乘法，帶入數(shù)據(jù)后得到回歸方程模型為：
LNCONS=0.6955+0.6953*LNGDP+0.2110*LNP（1）
（13.8929）（1.7593）
Adj-R2=0.9920，D.W.=1.1253
2、模型的計量經(jīng)濟檢驗
（1）異方差性檢驗和調整
對模型（1）進行懷特檢驗，檢驗的原假設為殘差無異方差性，由于收尾概率遠小于顯著性水平0.05，殘差存在異方差。運用加權最小二乘法加以修正，以1/abs（resid）作為權重，得到模型：
LNCONS=0.7042+0.6921LNGDP+0.2148LNP（2）
（64.0849）（7.7810）
Adj-R2=0.9997，D.W.=1.0952
再對模型（2）進行懷特檢驗，結果如圖一所示：
圖一
檢驗結果概率為0.0561>0.05，即模型（2）不再存在異方差問題。
（2）序列相關性檢驗
對模型（2）進行LM檢驗，以判定其是否存在系列相關性，得到ObsR-squared統(tǒng)計量的相伴概率為0.0772，說明存在序列相關性。用差分法消除序列自相關性，將所有變量變?yōu)槠洳罘中问?，代入?shù)據(jù)得到的結果如下所示：
D（LNCONS）=0.0775+0.0362D（LNGDP）+0.6947D（LNP）（3）
（0.5156）（5.3434）
Adj-R2=0.5650，D.W.=1.9942
運用D.W.檢驗模型（3）的自相關性，查D.W.檢驗表的結果：樣本容量n=26，解釋變量k=2，臨界值dL=1.22，dU=1.55。由模型（3）可知模型的D.W.值為1.9942，即dU=1.55
（3）多重共線性
模型（3）中兩解釋變量LNGDP與LNP的簡單相關系數(shù)為0.9601，說明兩者具有較強的共線性，使用剔除法消除其影響，兩解釋變量系數(shù)顯著性檢驗結果如圖二所示：
圖二
從上圖可知LNP的系數(shù)t檢驗值為1.7593，小于1.96，未通過顯著性檢驗，故刪除LNP，代入數(shù)據(jù)所得到的回歸方程為：
LNCONS=1.2149+0.7798LNGDP（4）
（53.4192）
Adj-R2=0.9913，D.W.=1.4165
四、四川省居民消費水平與人均GDP長期關系的研究
由于四川省居民消費水平與人均GDP兩個經(jīng)濟變量本身是非平穩(wěn)的時間序列，僅用傳統(tǒng)的單方程計量經(jīng)濟模型可能會產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象。下面將進一步運用協(xié)整理論，對四川省居民消費水平與人均GDP數(shù)據(jù)進行單位根檢驗、協(xié)整檢驗，探索他們之間的內在關系，并建立誤差修正模型。
1、觀察圖形
查看LNCONS與LNGDP兩個時間序列的圖形，可知兩個時間序列均隨時間呈現(xiàn)明顯的增長趨勢，這兩個時間序列均屬于非平穩(wěn)時間序列。對這兩組數(shù)據(jù)進行一階差分后，兩序列隨時間上升的趨勢均消失了。
2、格蘭杰檢驗
運用EVIEWS軟件對DLNCONS、DLNGDP進行格蘭杰因果關系檢驗，選取滯后期為2，得到結果如圖三所示：圖三
在顯著性水平α=0.05時，DLNGDP與DLNCONS互為因果關系，兩者之間存在協(xié)整關系，可以建立ECM模型。
3、誤差修正模型
運用EVIEWS軟件得出的結果如上述模型（5）所示：
LNCONS=1.2149+0.7798LNGDP+e1（5）
（10.2475）（53.4192）
Adj-R2=0.9913，D.W.=1.4165
回歸方程殘差序列估計值為：et= LNCONS-1.2149-0.7798LNGDP，對殘差序列進行單位根檢驗，如圖四所示：
圖四
殘差的ADF檢驗統(tǒng)計量為-5.6556，小于1%顯著性水平下的臨界值，所以殘差序列是平穩(wěn)的。建立誤差修正模型：
DLNCONS=0.0922+0.2143LNGDP-0.4675et-1+μt（6）
（6.1187）（2.8057）（-4.3552）
Adj-R2=0.8633，D.W.=1.5941
各項統(tǒng)計量表明，模型擬合優(yōu)度較高，效果不錯，說明模型將處于長期均衡，而模型中的別解釋變量的短期波動可由差分表現(xiàn)。
五、結論
由上述實證分析結果，可得出以下結論：
1、四川省人均GDP與物價水平均會對居民消費水平產(chǎn)生影響，且其影響都為正相關。即人均GDP增加，居民消費水平提高；物價水平升高，居民消費水平也會隨之提高。但是，過高的物價水平將抑制居民的消費欲望，導致居民消費需求下降，從而降低消費水平。
2、四川省居民消費水平與四川省人均GDP之間存在著長期均衡關系。到2010年底，四川省人均GDP為21361.69元，大體上只相當于世界人均GDP水平7518美元的40%。其中一個重要影響因素就是居民消費水平偏低，消費與儲蓄緊密相關，傳統(tǒng)的儲蓄觀念也是抑制消費增長的一大原因。
3、消費作為帶動經(jīng)濟增長的三大馬車之一，提高居民消費水平能同時帶動GDP的增長。因此，需要對居民未來的消費趨勢進行初步預測，適時調整產(chǎn)業(yè)結構和產(chǎn)品結構，不斷改善消費環(huán)境，完善消費政策，提高消費質量，以便更好地滿足人民群眾日益增長的物質和文化生活需要，同時保證經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定健康發(fā)展。
參考文獻：
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第5篇：消費水平提高的原因范文
關鍵詞：社會保障；農(nóng)村居民消費；收入；支出
溫總理在2010年總結政府工作時，說到：“要積極擴大居民的消費意愿，持續(xù)提升農(nóng)民們的收入、退休員工的養(yǎng)老金額、優(yōu)撫居民的待遇以及城鎮(zhèn)居民的最低生活保障能力，提高居民尤其是中低收入人員的消費水平”。目前來看，居民的消費水平不高已經(jīng)成為了阻礙內需增長型的經(jīng)濟發(fā)展方式形成的主要因素，而農(nóng)村居民的消費水平不高是我國居民消費水平不高的根本原因。隨著近年來社會保障水平的提高，可以發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)村居民的消費水平有顯著的變化，為此，研究社會保障對農(nóng)村居民的消費影響成為了廣大經(jīng)濟學家的關注對象，也受到了政府的重視。目前，我國正在積極進行新農(nóng)村的建設，持續(xù)對農(nóng)村農(nóng)業(yè)進行支持，推動農(nóng)村居民的消費水平，以此擴大內需，從而實現(xiàn)我國經(jīng)濟增長方式的改革。
一、社會保障下的農(nóng)村居民消費發(fā)展現(xiàn)狀與問題
隨著我國經(jīng)濟水平的不斷提高，農(nóng)村居民的生活水平也在不斷改善，日常的消費也已經(jīng)從溫飽提升到注重質量、娛樂上了。自改革開放以來，農(nóng)民生活從饑餓到溫飽，正在向小康發(fā)展。隨著我國在農(nóng)村不斷提高社會保障水平，我國農(nóng)民的消費結構也有著數(shù)次改變，消費水平自溫飽轉變?yōu)樾】担M的內容從物質轉變?yōu)樽非缶裎幕?，消費的層次從生存轉變?yōu)樯睢⑾硎艿?，消費的類型則從自給自足轉變?yōu)樯唐罚M的模式從單一轉變?yōu)槎鄻有?，消費的行為從過去的沉默轉變?yōu)椴▌硬⑾虬l(fā)展型持續(xù)改變。
雖然在社會保障下的農(nóng)村居民消費發(fā)生了巨大的轉變，在其消費仍然存在許多不足，使得農(nóng)民的生活水平難以朝著更好的階段發(fā)展，也對農(nóng)村經(jīng)濟水平的提高、城鎮(zhèn)一體化的建設產(chǎn)生了極大的阻礙。目前，在社會保障下的農(nóng)村居民消費的現(xiàn)狀及存在的問題，可以從下面幾點來進行闡述：
第一，隨著社會保障的逐漸完善，農(nóng)村居民的消費不斷提高，但總體消費仍不足
根據(jù)相關統(tǒng)計顯示，上世紀八十年代，農(nóng)村居民的消費支出約為117.2元，隨著社會保障的逐漸完善，我國農(nóng)村居民的消費水平不斷提高，2010年，農(nóng)村居民的消費支出提高到3765元。然而，根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，在2012年，我國農(nóng)民占全國總人數(shù)的百分之六十，而農(nóng)民的消費支出占全國總支出的百分之三十，由此可見，與城鎮(zhèn)居民相比而言，占據(jù)人數(shù)大半的農(nóng)民在消費支出上明顯落后于城鎮(zhèn)居民，總體消費不足。
第二，隨著社會保障的逐漸完善，恩格爾系數(shù)不斷下降
恩格爾系數(shù)指的是居民總的消費額中食品方面的支出比重，是衡量居民消費水平的一個重要的指標，因為一個家庭的收入越多，可預見其用以購買食物的比例就越低，而隨著收入的減少，其用來購買食品的比例就會增加。根據(jù)聯(lián)合國規(guī)定的恩格爾系數(shù)和居民的水平的對比為：系數(shù)大于0.6，此時居民的生活水平為絕對貧困；系數(shù)大于0.5小于0.6，此時居民的生活水平為溫飽水平；系數(shù)大于0.4小于0.5，此時居民的生活水平為小康水平；系數(shù)小于0.4，此時居民的生活水平為富裕。根據(jù)相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，我國農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)在1978年至1982年大于0.6，在1983年至1997年處于0.5到0.6之間，在1998年至2005年，處于0.45到0.5之間，而在2006年之后，系數(shù)就一直在0.43左右浮動。由此看來，我國農(nóng)村居民的水平已基本處于小康水平。
第三，各個地區(qū)的社會保障制度不同，農(nóng)村居民消費地區(qū)差異性較為顯著
我國農(nóng)村居民消費的地區(qū)性差異較為顯著。這種差異性主要體現(xiàn)在：一方面總體消費支出，另一方面是消費支出的結構。這兩個方面對于我國的農(nóng)村居民來說，都有較顯著的地區(qū)性差異。比如，我國的東部和西部農(nóng)村的居民更偏向于邊際消費，而我國的中部地區(qū)則沒有這種偏向。此外，所有區(qū)域的農(nóng)村居民都對物價較為敏感，特別是在較為發(fā)達的東部農(nóng)村，而消費水平最高的也是這些東部發(fā)達地區(qū)。造成這種顯著地區(qū)性差異的原因，一方面是我國的經(jīng)濟發(fā)展不平衡，還因為不同地區(qū)的社會保障制度不同導致農(nóng)村居民對消費的習慣不同。
二、社會保障對農(nóng)村居民消費狀況的影響分析
1.社會保障可以促進中國農(nóng)村居民消費
目前來看，我國農(nóng)村居民的收入水平還處于較低的層次，其來源也主要是耕地收入。因此，農(nóng)村居民的收入既存在市場風險，還有自然隱患，其收入不確定性較高。特別是近年來我國對醫(yī)療、教育的改革，使其轉向市場化，使得農(nóng)民們的教育、醫(yī)療支出大大增加，因病、因災、教育投入、老無所依的事情屢見不鮮。收入的不確定和支出的不斷增加，使得農(nóng)村居民對自身的安全感較低。而我國對農(nóng)村居民的社會保障資金，可以有效填補這種安全感，確保農(nóng)村居民有穩(wěn)定的、可以溫飽的收入，使得他們對自身的安全感大大提高。而且，在全國推廣社會保障的當下，對居民的消費也有極為顯著的影響，雖然很多風險是農(nóng)村居民無法消除的，但這種基礎性的保障政策可以有效提高農(nóng)村居民的消費意愿。根據(jù)多年來的實證研究發(fā)現(xiàn)，如果沒有國家的社會保障制度，只是單純的提高農(nóng)民的收入、降低農(nóng)民的負擔，也不能有效促進農(nóng)民的消費需求。
從另一角度來說，社會保障資金與農(nóng)民總的收入相比，占據(jù)很小一部分，但這筆固定的資金與有風險性的收入相比，顛覆了農(nóng)村居民的收入結構。對于很難適應市場經(jīng)濟的農(nóng)民來講，社會保障資金可以緩解收入的風險性，大幅提高農(nóng)民對收入的安全性。并且，由于這筆資金的固定性，還能夠解決農(nóng)民對收入的后顧之憂，使農(nóng)村的很多壯勞力向城市轉移，促使土地的集中化，進而促進農(nóng)民收入的進一步提高，從而降低城鄉(xiāng)之間的收入差異、緩解收入的風險，有效提高農(nóng)村居民的消費意愿與消費支出。
國內關于社會保障對農(nóng)村居民消費支出的促進作用的研究有很多。比如賈雯雯以2010年我國農(nóng)村居民的消費狀況的調查數(shù)據(jù)為樣本，研究了醫(yī)療保障對農(nóng)村居民消費的影響。根據(jù)研究結果發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療報銷越高，農(nóng)民的儲蓄行為就越少，而轉向應季的消費。宋馬林等的研究也證實了農(nóng)村居民的消費支出與社會保障資金、養(yǎng)老報銷、退休金之間有顯著的正相關的關系。
2.社會保障水平是農(nóng)村居民消費意愿高低的主要原因
隨著經(jīng)濟水平的提高，農(nóng)村居民的收入基本上有了基礎的保證，然而即使有了收入保證和必須的消費需求，也只能形成潛在的消費需求。只有農(nóng)村居民的消費意愿也得到了提高，這些潛在的需求才會變成現(xiàn)實的消費。完善了社會保障，則可以有效提高農(nóng)村居民的消費意愿。目前，我國的農(nóng)村居民消費體系正處于轉變時期，居民的收入不斷提高，潛在的需求也持續(xù)增加，但根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，我國農(nóng)村居民的消費意愿卻一直低迷，居民的儲蓄意愿卻持續(xù)提高，導致我國農(nóng)村居民的實際消費支出不足。導致這種消費意愿持續(xù)低迷的原因有很多個，其中農(nóng)村社會保障不完善是最主要的一個。
前文中講到的我國在1978年到1982年，處于生存型水平，此時農(nóng)民的消費支出主要與其消費能力有關。在2006年之后，處于享受發(fā)展型的水平，此時的消費支出主要與消費意愿有關。因為，在收入不足以維持全家溫飽時，農(nóng)民的關注點都在于解決溫飽生存問題，而當溫飽解決之后，人們開始有閑暇去考慮提高生活的質量，甚至有能力為享受消費。隨著消費收入對支出的制約逐漸降低，消費意愿的重要性越來越高。目前來看，我國大多數(shù)的農(nóng)村居民都已實現(xiàn)了溫飽，有能力來提高生活的質量，此時，消費意愿對實際消費的影響占據(jù)了絕大作用。根據(jù)前文所述，社會保障在農(nóng)村居民生活中承擔收支保障的重要角色，可以有效解除其收入的不確定性，確保其生存安全，進而促使其消費意愿的提高。國家對社會保障的政策可以起到導向的目的，通過有針對性的提高一些保障項目，可以有效刺激農(nóng)村居民的消費意愿，從提高其收支預期來促進消費意愿的提升。隨著社會保障的完善，農(nóng)村居民可以切身感受到收入的提高，并對經(jīng)濟狀況持樂觀態(tài)度，而社會保障資金的不斷提高，更加促進了農(nóng)民的消費意愿與實際消費行為。
根據(jù)實際調研數(shù)據(jù)，全國各個區(qū)域的居民均對社會保障提出了極大的需求。由此可見，社會保障水平的高低，對農(nóng)村居民的實際消費支出影響越來越大，已經(jīng)變成影響農(nóng)村居民消費的一個主要原因。
三、社會保障下農(nóng)村居民消費建議
我國對農(nóng)村的社會保障制度執(zhí)行時間還較短，無論從保障的覆蓋率、保障的資金、建設等各方面來看，均存在各種各樣的問題，亟待完善。與西方發(fā)達國家相比、甚至與我國的城鎮(zhèn)社會保障水平相比，都有著極大的差距。這也是目前我國農(nóng)村收入雖然提高但消費支出與城鎮(zhèn)相比仍有較大差距的主要原因。為此，本文提出以下建議：
第一，要持續(xù)完善我國對農(nóng)村的社會保障建設，提高保障水平。完善的社會保障制度、足夠的保障金額，可以極大的提高農(nóng)村居民對收入的預期，平息其對收入的不確定性和不安全感，從而釋放其消費意愿。此外，社會保障還可以有效調整農(nóng)村居民的收入分配，縮小不同的居民以及同一個居民在不同時間的收入差距，進而提高農(nóng)民們邊際消費的意向。而且，改進社會保障水平，使得許多農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)轉移，使土地的經(jīng)營權逐漸集中，可以有效提高農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化與集成化，使無論哪種形式的收入都有顯著的提高，進而提高消費的意愿。
第二，優(yōu)化農(nóng)村社會保障的覆蓋面積與覆蓋率。提高覆蓋率與覆蓋面積，可以促進農(nóng)村居民整體的收入安全感，從而從整體角度提高農(nóng)民的消費意愿，進而提高消費支出。而且，覆蓋率的增加，還可以降低農(nóng)民消費對自身耕地收入的依賴高低，使居民的消費支出可以跟著收入的提高而同步提高，進而貼合我國的政策，促進內需增長型經(jīng)濟發(fā)展方式的實現(xiàn)。為此，在目前經(jīng)濟發(fā)展不高的現(xiàn)狀下，首先應優(yōu)化農(nóng)村社會保障的覆蓋面積與覆蓋率，務必做到所有農(nóng)村都享受到社會保障制度。
第三，提高農(nóng)村產(chǎn)業(yè)水平，保障農(nóng)民的正常收入。雖然說社會保障可以有效刺激居民的消費意愿，但收入的確是影響居民消費支出中最重要的原因。為此，只有使農(nóng)民的收入得到切實的提高，在完善的社會保障制度下，才可以使居民的消費與經(jīng)濟增長得到良性的增長與互相促進。
四、結論
近年來，我國農(nóng)村居民的收入不斷提高，然而其消費意愿卻一直低迷，儲蓄意愿持續(xù)提高，導致我國農(nóng)村居民的實際消費支出不足。導致這種消費意愿持續(xù)低迷的原因有很多個，其中農(nóng)村社會保障不完善是最主要的一個。為此，應持續(xù)完善我國對農(nóng)村社會保障的建設，提高保障的覆蓋面積與覆蓋率，并保障農(nóng)村的政策收入，以此使居民的消費與經(jīng)濟增長得到良性的增長與互相促進。
參考文獻：
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第6篇：消費水平提高的原因范文
關鍵詞：消費需求 消費結構 農(nóng)村居民
中圖分類號：F224.9 文獻標識碼：A
文章編號：1004-4914（2015）06-143-02
山西省是我國中部地區(qū)的省份之一，2013年全省農(nóng)村人口為1722.07萬人，占總人口的47.44%，是一個典型的農(nóng)業(yè)大省，擁有較大的農(nóng)村消費群體。對山西省農(nóng)村居民的消費需求進行分析，掌握其消費規(guī)律及消費發(fā)展趨勢，對培養(yǎng)新的消費潛力，提高農(nóng)村居民生活質量有一定的指導意義。
一、山西省農(nóng)村居民消費水平變動分析
1.基本消費情況。恩格爾系數(shù)是指食品消費支出占個人消費支出總額的比重，用來反映居民收入水平對居民生活消費的影響。人均消費支出可以用來衡量居民消費水平和消費質量的基本指標，而人均收入是影響居民消費水平的主要因素。圖1是2000～2012年三者的變化情況。
從圖1可以看出，山西省農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)整體呈下降趨勢。農(nóng)村居民的生活水平在不斷提高，在經(jīng)歷了貧困、溫飽、小康階段之后，現(xiàn)正處于富裕階段，且消費正由生存型消費逐漸轉變?yōu)榘l(fā)展型消費。另外，人均收入與人均支出都有不同程度的增長，且人均收入的增長幅度大于人均支出的增長。但是，由于二元經(jīng)濟和社會結構的現(xiàn)實性，農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民在人均收入和人均消費上還有較大的差距，2000年，山西城鎮(zhèn)居民的人均消費性支出為3941.9元，是農(nóng)村居民人均消費支出的3.43倍；城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入為4724.1元，是農(nóng)村居民人均純收入的2.48倍。2012年，山西城鎮(zhèn)居民的消費水平是農(nóng)村居民的2.19倍，收入水平是農(nóng)村居民的3.21倍。結果表明，山西省城鄉(xiāng)居民的收入水平和消費水平差距依然很大，且農(nóng)村居民人均收入增長更為緩慢，在一定程度上制約了其消費水平。
2.平均消費傾向。平均消費傾向是指任一收入水平上消費支出在可支配收入中所占的比重。2000～2012年，山西農(nóng)村居民的人均消費支出額明顯增加，從2000年的1149元增至2012年的5566元。從平均消費傾向來看，2012年農(nóng)村居民平均消費傾向為0.88，比2000年提高了0.28，且一直呈穩(wěn)步提高的態(tài)勢。而城鎮(zhèn)居民的平均消費傾向在2000～2012年間整體呈下降趨勢，13年共下降了0.23個百分點。這種差異說明，農(nóng)村居民更注重于即期消費，這會導致居民手中的積蓄減少，應付緊急支出的能力有所減弱。
二、山西省農(nóng)村居民消費結構變動分析
按照《中國統(tǒng)計年鑒》的分類方法，居民家庭消費支出可分為八類：食品、衣著、居住、家庭設備用品及服務、醫(yī)療保健、交通和通訊、文教娛樂用品及服務、其他商品和服務，每類消費支出占總消費支出的比重即為其消費結構。
2000～2012年，隨著農(nóng)村居民收入水平的不斷提高，山西省農(nóng)村居民的類生活消費支出額也在不斷增加，消費結構也出現(xiàn)了新的特點，其消費結構變動趨勢如圖3所示。
食品是山西農(nóng)村居民的首要開支，隨著人均收入的增加，其比重整體上呈下降趨勢，從2000年的48.64%逐步降至2012年的33.42%。
居住支出在各項消費中的排名有所波動，但其比例仍隨收入的增加在不斷提高，這表明農(nóng)村居民對居住的需求不斷增強，對居住環(huán)境和居住條件的要求逐漸提高。
文教娛樂用品及服務支出占總消費支出的比例呈先上升后下降的變化，2000～2006年消費比例從11.78%增加到15.08%，而后從逐步降至8.95%，其排名由2000年的第三名下降至第五名。之所以呈現(xiàn)這種變化，是由于在2006年9月起我國實行了九年義務教育免費，這在很大程度上減輕了農(nóng)民在該方面的負擔。
衣著支出所占比重變化不大，整體呈現(xiàn)下降趨勢。在各項消費中的排名從2000年排名第四下降至2010年的第六位，但最近兩年又有所反彈，上升至第四位。說明農(nóng)村居民的消費層次仍然偏低，還停留在吃穿住的消費模式中。
隨著農(nóng)村交通設施的不斷完善和通訊設施的不斷發(fā)展，農(nóng)村居民交通通訊消費支出明顯增加，該項消費占總消費的比例從2000年的4.25%大幅增加到2012年的11.25%，排名也由第六名穩(wěn)步上升至第三名。
2000～2012年，山西省農(nóng)村居民的醫(yī)療保健支出從5.25%上升至8.81%，出現(xiàn)該結果的原因，一方面是由于農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生保障體系還不完善，收費制度不合理，另一方面（下轉第145頁）（上接第143頁）是居民提高了健康意識。
家庭設備用品及服務支出占總消費支出的比重變化不大，整體呈現(xiàn)上升趨勢：2012年比重為5.36%，比2005年增加了1.69%。
三、結論與建議
通過以上分析，可以看出山西省農(nóng)村居民的消費在一定程度上被制約，平均消費傾向趨于上升，消費結構有待進一步優(yōu)化。
1.2000～2012年，山西農(nóng)村居民人均收入與人均支出都有不同程度的增長，但與城鎮(zhèn)居民相比差距依然很大，尤其是收入增長緩慢，制約了農(nóng)民的消費水平。居民收入是決定消費水平的根本因素，只有提高收入，拓寬農(nóng)村居民收入渠道，才能提高居民的消費水平。
2.居住支出及交通通訊支出占總消費支出比例不斷增加。應加快建立住房保障體系，及農(nóng)村基礎設施建設的投入，滿足多層次的市場需求，開拓農(nóng)村市場，順應農(nóng)村居民的消費熱點。
3.醫(yī)療保健支出比重雖有所上升，2012年達到8.8%，但與全國的11%相比還有很大差距。因此應當進一步完善社會保障制度，加大農(nóng)村公共物品的供給，進一步減輕農(nóng)民的負擔。
4.2012年山西農(nóng)村居民家庭設備用品及服務消費支出比全國農(nóng)村居民消費水平低0.4%。應當發(fā)展農(nóng)村商業(yè)經(jīng)濟，建立購物網(wǎng)點，同時加大金融支持，建立具有針對性的消費信貸政策，擴展農(nóng)村耐用消費品市場。
5.改善農(nóng)村消費環(huán)境，培養(yǎng)農(nóng)村居民的消費信心，發(fā)展農(nóng)村居民新的消費熱點，提高消費意愿，拓寬消費領域，優(yōu)化消費結構。
參考文獻：
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第7篇：消費水平提高的原因范文
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(jīng)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(jīng)濟的均衡發(fā)展。
現(xiàn)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(jīng)濟發(fā)展。首先,我國處于居民消費結構優(yōu)化升級的發(fā)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(fā)展型消費需求升級過渡,但產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品結構、收入分配結構、區(qū)域協(xié)調發(fā)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(chǎn)造成了不良影響,因此,我們必須擴大內需,推動經(jīng)濟增長。
關于如何擴大國內需求方面,中央經(jīng)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(xiàn)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(guī)律,掌握消費需求的熱點和發(fā)展方向,才能為消費者提供良好的政策環(huán)境,引導消費者合理擴大消費,才能促進產(chǎn)業(yè)結構調整與消費結構優(yōu)化升級相協(xié)調,才能推動國民經(jīng)濟平穩(wěn)、健康發(fā)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(shù)以及恩格爾系數(shù)。下表給出了從1991年到2010 年消費水平的相關數(shù)據(jù)?；诒?和表2的數(shù)據(jù),分別建立城鎮(zhèn)、農(nóng)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(jīng)濟意義檢驗 根據(jù)回歸結果:城鎮(zhèn):y?4672.999?0.736x1?5.937x2?52.900x3 農(nóng)村:y?470.486?0.721x1?1.793x2?8.827x3,得知,其中x1前面的系數(shù)0.736與0.721分別表示在城鎮(zhèn)(農(nóng)村)居民消費價格指數(shù)和城鎮(zhèn)(農(nóng)村)居民恩格爾系數(shù)不變的條件下,城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(農(nóng)村居民人均純收入)每增加1元,城鎮(zhèn)(農(nóng)村)居民消費水平絕對數(shù)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(tǒng)計推斷檢驗
(1)擬合優(yōu)度檢驗:
由上面分析數(shù)據(jù)知兩個模型的決定系數(shù)R分別為0.994、0.998,調整文秘站:的決定系數(shù)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(zhèn)居民家庭人均可支配收入(農(nóng)村居民家庭人均純收入)、城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)(農(nóng)村居民消費價格指數(shù))、城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)(農(nóng)村居民恩格爾系數(shù))聯(lián)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(zhèn): t1?25.622,t2??0.371,t3??1.956
農(nóng)村: t1?37.832,t2?0.812,t3??1.838 由檢驗可知,城鎮(zhèn)t1?2.776是顯著的,而t2?2.776,t3?2.776都是不顯著國民經(jīng)濟統(tǒng)計分析論文的,農(nóng)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(shù)與居民恩格爾系數(shù)對居民消費水平?jīng)]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。
第8篇：消費水平提高的原因范文
關鍵詞：旅游飯店；經(jīng)營效能；地區(qū)差距；變化態(tài)勢；影響因素
中圖分類號：F59
文獻標識碼：A
文章編號：1673－9841(2012)01-0167-06
旅游飯店是中國旅游產(chǎn)業(yè)最重要的組成部分，其固定資產(chǎn)、直接從業(yè)人員、營業(yè)收人和上繳利稅均居全行業(yè)之首，其經(jīng)營效能對中國旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有舉足輕重的影響。本研究以2004-2008年中國旅游飯店業(yè)的相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)為基礎，采用定量研究方法從時間與空間角度比較分析中國大陸31個省(市／區(qū))旅游飯店經(jīng)營效能的年際變化態(tài)勢與地區(qū)差距，探索影響各地區(qū)飯店經(jīng)營效能的關鍵因素，并提出具有針對性的改善經(jīng)營效能的建議，以促進旅游飯店區(qū)域協(xié)調發(fā)展。
一、文獻綜述
國內外學者通常選用多維指標作為評價飯店的經(jīng)營績效的依據(jù)，但不同的學者所選取的評價指標量有明顯的差異。Ling-Feng Hsieh et a1(投入指標：客房成本、餐飲成本、客房部、餐飲部員工數(shù)量；中間產(chǎn)品指標：客房數(shù)量、餐飲經(jīng)營面積；產(chǎn)出指標：客房收入、餐飲收入)、Jin-Li Hua et al(投入指標：客房價格、餐飲產(chǎn)品價格、其他產(chǎn)品價格；產(chǎn)出指標：客房收入、餐飲收入、其他產(chǎn)品收入)、C，P，Barros(投入指標：全職員工數(shù)量、人力成本、客房量、飯店總面積、資產(chǎn)賬面價值、運營費用、外部成本；產(chǎn)出指標：銷售額、賓客量、客房占用量)、R，I，Anderson et al(投入指標：總成本、客房部平均費用、餐飲部平均費用、康樂部平均費用、飯店平均運營費用、平均其他費用；產(chǎn)出指標：飯店總收入)采用數(shù)據(jù)包絡分析法評估了法國、葡萄牙、美國飯店業(yè)的經(jīng)營績效。王細芳(客房出租率、固定資產(chǎn)周轉率、可租客房每問天收人)、蘇為華(全員勞動生產(chǎn)率、人均實現(xiàn)利稅、客房平均出租率、百元固定資產(chǎn)創(chuàng)營業(yè)收入、固定資產(chǎn)利潤率)、王偉紅(固定資產(chǎn)、營業(yè)收入、利潤、稅金、利潤率、全員勞動生產(chǎn)率、人均實現(xiàn)利稅、人均實現(xiàn)利潤、人均固定資產(chǎn)原值、從業(yè)人員量、星級飯店數(shù)量)、張慧等(數(shù)量指標；客房出售率、餐飲部銷售額、利潤率；質量指標：客戶滿意度、員工滿意度；成本指標：投資回報率、原材料成本、能源成本、管理費用、員工工資；時限指標：人住登記時間、上菜時間、結賬時間)。評估了中國旅游飯店的經(jīng)營績效。
關于影響旅游飯店經(jīng)營績效的因素，國外學者從戰(zhàn)略規(guī)劃、環(huán)境管理、品牌等角度定量分析了其對飯店績效的影響。國內學者多定性分析了飯店行業(yè)結構、基礎設施和產(chǎn)品設計等因素對飯店經(jīng)營績效的影響。
綜觀已有研究成果，筆者發(fā)現(xiàn)存在兩個缺陷。一是旅游飯店經(jīng)營效率評價指標的選擇具有一定的隨意性，未能全面考量和選擇各類能夠反映飯店經(jīng)營效能的指標作為評價基礎。二是基礎數(shù)據(jù)來源的時空范圍有限，多采用數(shù)據(jù)包絡分析研究這一問題的國外學者通常選擇某些飯店連續(xù)數(shù)月或1-2年的經(jīng)營數(shù)據(jù)作為評價的基礎數(shù)據(jù)，國內學者則多從某一地區(qū)或全國個別年份的旅游飯店經(jīng)營數(shù)據(jù)作為評價基礎，其數(shù)據(jù)模式基本上是截面數(shù)據(jù)，具有一定的片面性，以此為基礎評價旅游飯店的經(jīng)營效率難以揭示旅游飯店經(jīng)營效能的時空變化態(tài)勢規(guī)律。為了克服已有研究成果存在的缺陷，本研究擬采用2004-2008年中國大陸31個省(直轄市、自治區(qū))能全面體現(xiàn)旅游飯店經(jīng)營效能的創(chuàng)收創(chuàng)利能力、人均創(chuàng)收創(chuàng)利能力、資產(chǎn)運營狀況、償債能力、發(fā)展能力等五大類共19項指標作為基礎數(shù)據(jù)，在面板數(shù)據(jù)(Panel Data)模式下評價中國旅游飯店經(jīng)營效能。
二、數(shù)據(jù)來源及分析方法
(一)數(shù)據(jù)來源及其選取
為了較為全面地分析評估中國大陸31個省(市／區(qū))旅游飯店的經(jīng)營效能及其時空變化態(tài)勢，本研究以《中國旅游統(tǒng)計年鑒》(2005-2009年)、《中國旅游統(tǒng)計年鑒(副本)》、《中國旅游財務信息年鑒》(2004-2008年)以及全國31個省(市區(qū))統(tǒng)計年鑒(2005-2009年)和相關的統(tǒng)計資料為基礎，選取了各地區(qū)旅游飯店的凈資產(chǎn)收益率(X1)、總資產(chǎn)報酬率(X2)、主營業(yè)務利潤率(x3)、成本費用利潤率(X4)、總營業(yè)收入(X5)、人均利潤率(X6)、人均利稅率(X7)、全員勞動生產(chǎn)率(x8)、總資產(chǎn)周轉率(X9)、流動資產(chǎn)周轉率(X10)、存貨周轉率(X11)、應收賬款周轉率(X12)、資產(chǎn)負債率(x13)、流動比率(X14)、速動比率(X15)、長期資產(chǎn)適合率(X16)、銷售增長率(X17)、資本積累率(X18)、總資增長率(X19)等19項經(jīng)濟指標作為定量評估飯店經(jīng)營效能的基礎數(shù)據(jù)。
(二)數(shù)據(jù)分析過程與方法
1，因子分析檢驗
為了驗證所選變量是否適合作因子分析，筆者對2004-2008年各地區(qū)旅游飯店的基礎數(shù)據(jù)進行Bartlett’s Test和KMO’s Test，其中：Bartlett’s Test的相伴概率均小于0.05，KOM’s Test值均大于0.5，檢驗結果表明各年相關指標均通過了檢驗，適合作因子分析(表1)。
2，確定公因子
通過對各地區(qū)2004-2008年19項經(jīng)濟指標進行因子分析后發(fā)現(xiàn)可從中形成5-6個公因子。2006和2007年形成6個因子，其中公因子F，包含X1、X2、X3、X4、X5、X12等9個反映旅游飯店整體創(chuàng)收創(chuàng)利能力的變量，公因子F2包括X6、X7、X8等3個反映旅游飯店人均創(chuàng)收創(chuàng)利能力的變量，公因子F3包括X9、X10、X11等3個反映飯店資產(chǎn)營運狀況的變量，公因子F4包括X14、X15、X16等3個反
映飯店償債能力的變量，公因子F5包括X18、X19。等2個反映飯店資本集聚能力的變量，公因子F6為反映飯店市場拓展能力的變量(X17)。2004、2005和2008年分別形成5個公因子，其中F1聚集了2006、2007年中公因子F1和F2的變量，其他公因子的變量沒有變化(表2)。
3，計算公因子綜合得分
首先根據(jù)因子載荷矩陣以及公因子的得分函數(shù)式Fn=u1x1+u2x2+…+unxn(其中：Fn表示第n個公因子的得分值，un表示第n個變量的因子載荷值，xn表示第n個變量)計算各公因子的得分，然后再根據(jù)因子的綜合得分計算公式F=(w1F1+w2F2+…+wnFn)／(w1+w2+…+wn)(其中：Fn表示第n個公因子值，wn表示第n個公因子的方差貢獻率)，即可以計算得到各個地區(qū)旅游飯店每年的經(jīng)營效能的綜合得分，并以此作為評價旅游飯店經(jīng)營效能的指數(shù)(表3)。
三、研究結果(一)中國旅游飯店經(jīng)營效能時空變化態(tài)勢與差距分析1、經(jīng)營效能的年度變化態(tài)勢分析
從旅游飯店經(jīng)營效能指數(shù)高低的年度變化態(tài)勢來看，2004-2008年31個省(市／區(qū))的經(jīng)營效能指數(shù)變化呈現(xiàn)出六種態(tài)勢。其中：北京、江蘇、浙江呈現(xiàn)出“降-升”的“型”變化態(tài)勢，內蒙古、福建、廣西、重慶、四川、云南、寧夏等省區(qū)則呈現(xiàn)出“升一降”的“倒型”變化態(tài)勢；河北、山西、黑龍江、上海、安徽、江西、山東、河南、湖北、湖南等省市呈現(xiàn)出“升-降-升”的“型”變化態(tài)勢，天津、吉林、廣東、海南、陜西、青海等省市則呈現(xiàn)出“降一升一降”的“倒型”變化態(tài)勢；貴州省呈現(xiàn)出“降-升-降-升”的“型”變化態(tài)勢，遼寧、和新疆則是呈“持續(xù)下降”態(tài)勢。
從經(jīng)營效能指數(shù)的排位年度變化態(tài)勢看，北京、山東、海南、云南、甘肅5省的位次呈上升態(tài)勢，其中海南省的上升勢頭強勁，2004-2006年間均排在全國20位以后，而2007-2008年躍升為全國的第3、4位。河北、遼寧、上海、江蘇、廣東、和新疆的位次呈下降趨勢，其中遼寧和新疆均從全國前10位降至20位以后，浙江和湖南的位次相對穩(wěn)定，而其余則位次忽升忽降，起伏變化大(表3)。
2、經(jīng)營效能的地區(qū)差距分析
從旅游飯店經(jīng)營效能指數(shù)的高低和排位的空間分布看，呈現(xiàn)出十分明顯的梯次性地區(qū)差距。東部沿海(遼／冀／京／津／魯／蘇／滬／浙／閩／粵／瓊)11省的經(jīng)營效能指數(shù)明顯高于中部(黑／吉／晉／豫／皖／鄂／湘／贛)8省和西部(桂／黔／滇／渝／川／藏／陜／甘／寧／青／新／內蒙古)12省(市／區(qū))，而中部地區(qū)又高于西部地區(qū)。東部11省(市)中北京、上海、浙江、廣東4省(市)穩(wěn)居全國前10位，天津、山東、江蘇、福建4省(市)始終位于全國前12位，海南省則從全國20位以后迅速躍升為全國前5位以內，而遼寧省則從全國前10位降至20位以后。在中部8省(市)中僅有安徽，西部12省(市／區(qū))僅有青海和內蒙古在個別年份能躋身全國前10名，而新疆則由2004年的全國第8位持續(xù)下降至2008年的全國第22位(表3)。
從經(jīng)營效能類型角度看我國旅游經(jīng)營效能的地區(qū)差距也十分明顯。本研究對大陸31個省(市／區(qū))的經(jīng)營效能指數(shù)按3種類型進行聚類分析，結果發(fā)現(xiàn)：北京和上海屬于優(yōu)秀型。天津、內蒙古、浙江、江蘇、安徽、福建、山東、湖南、廣東、海南和青海等11個省(市／區(qū))屬良好型，而其余18個省(區(qū))為低下型。其中東部80％的省(市)旅游飯店的經(jīng)營效能優(yōu)良，中部25％的省區(qū)旅游飯店的經(jīng)營效能良好，西部只有16.7％的省(市／區(qū))旅游飯店的經(jīng)營效能較好，由此可見，旅游飯店經(jīng)營效能低下的省區(qū)80％分布在我國的中西部地區(qū)，空間分布的梯次性差異十分明顯(表4)。
(二)影響中國旅游飯店經(jīng)營效能的關鍵因素剖析
為了更好描述研究對象的動態(tài)變化，準確甄別真正影響各地區(qū)旅游飯店經(jīng)營效能的關鍵因素，本研究采用面板數(shù)據(jù)(Panel Data)模式對中國大陸2004―2008年31個省(市區(qū))旅游飯店經(jīng)營效能指數(shù)與各地區(qū)宏觀經(jīng)濟因素(人均GDP、居民消費水平、食宿消費總額、飯店固定資產(chǎn)占地區(qū)固定資產(chǎn)總量比)，旅游產(chǎn)業(yè)因素(AAA級以上景區(qū)占全國A級景區(qū)總量比、人境旅游者人次數(shù)、旅行社接待國內旅游者人天數(shù)、入境旅游者食宿消費比)和飯店行業(yè)因素(飯店檔次比、飯店客房總量、國有集體飯店比、住客入境旅游者比、客房平均出租率、綜合房價)運用Eviews5.1統(tǒng)計軟件進行回歸分析，最終只有飯店客房總量、中檔飯店比、當?shù)鼐用裣M水平、客房年均出租率和綜合房價5個影響因子通過T值和P值檢驗。其中：客房總量、客房出租率和綜合房價水平與旅游飯店的經(jīng)營效能指數(shù)呈顯著性正相關，表明一個地區(qū)的飯店客房總量越大，客房出租率和綜合房價水平越高，旅游飯店的經(jīng)營效能也越好；中檔客房(三星級)比和當?shù)鼐用裣M水平與旅游飯店的經(jīng)營效能指數(shù)呈顯著性負相關，說明一個中檔客房規(guī)模越大，當?shù)鼐用裣M水平越高，而該地區(qū)旅游飯店的整體經(jīng)營效能指數(shù)可能越低。尤其值得我們注意的是國內已有的采用截面數(shù)據(jù)或者時間序列數(shù)據(jù)模式的相關研究都得出了一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平(GDP)或居民的消費水平與旅游飯店經(jīng)營效益呈顯著正相關關系的結論，而本研究的結果恰好與之相反，這是否是一種違背客觀實際的悖論呢?為了驗證其可靠性，筆者進一步分析發(fā)現(xiàn)：(1)2004-2008年各地區(qū)的居民消費水平均呈逐年上升趨勢，但全國絕大部分地區(qū)旅游飯店的經(jīng)營效能指數(shù)并沒有隨其逐年提高(表3)。(2)居民消費水平高的地區(qū)旅游飯店的經(jīng)營效能指數(shù)并不一定就高。上海一直是全國居民消費水平最高的地區(qū)，但是2007-2008年的經(jīng)營效能指數(shù)并不是全國最高的；廣東的居民消費水平也高于浙江、山東等省，但其經(jīng)營效能指數(shù)也低于后者。
由此可見，這一結果與實際情況是相符的。為什么會出現(xiàn)這種現(xiàn)象呢?筆者認為這是旅游活動和旅游飯店消費群體的特殊性決定的。首先，旅游飯店的主要收益來源于客房與餐飲產(chǎn)品的消費。其中：客房的主要消費者是異地的過夜旅游者而非本地居民，餐飲產(chǎn)品的主要消費群體是本地居民，如果旅游飯店不足以吸引本地的餐飲消費者，那么本地居民消費水平的高低與旅游飯店經(jīng)營效益的好壞之間就沒有必然的聯(lián)系。其次，從旅游飯店的營業(yè)收入構成來看，居民消費水平高的上
海、北京、廣東等地區(qū)旅游飯店客房收入比遠遠高于餐飲收入比，說明這些地區(qū)旅游飯店收益主要來源于客房而非餐飲消費，其收益的主要貢獻者也是來自于異地的過夜旅游者而非本地居民，究其原因在于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)旅游飯店業(yè)發(fā)達，社會餐飲也相當發(fā)達，旅游飯店和社會餐飲競爭通常處于劣勢。而居民消費水平相對較低的地區(qū)，旅游飯店的客房、餐飲收入比大致相當，個別地區(qū)餐飲收入比甚至超過了客房收入比(表5)，原因在于在居民消費水平低的經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)，社會餐飲設施也相對落后，旅游飯店往往成為當?shù)剌^為體面的消費場所，一些重要的宴飲活動往往在旅游飯店尤其是星級飯店中舉行。因此，當?shù)鼐用駥β糜物埖甑牟惋嬒M貢獻反而可能比經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)更大。再次，空間移動是旅游活動最為顯著的特征，消費水平高的經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的居民越有能力到異地旅游，2004-2008年上海、北京、廣東、江蘇、浙江、山東等經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)旅行社組團外出旅游的人天數(shù)遠遠高于接待人天數(shù)即是明證(表5)，這從另一角度說明消費水平高的經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)居民對其他地區(qū)而非本地區(qū)的旅游消費貢獻大。與此同時，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)居民周末休閑度假的出游范圍也可能大多局限本地，但是基本上是城市居民向城郊移動，其消費活動多在旅游飯店尤其是星級飯店的替代品如農(nóng)家樂、鄉(xiāng)村旅館中進行，旅游飯店難以從中獲得更多的收益。
四、結論與建議
第9篇：消費水平提高的原因范文
關鍵詞：管理層權力；在職消費；公司業(yè)績
一、 引言
在職消費是指企業(yè)管理層在經(jīng)營企業(yè)行使職權時所發(fā)生的各種貨幣消費，這些消費由企業(yè)公費支出，如裝修辦公場地、專車使用、出國考察、公款宴請、娛樂消費、請客送禮等等。當前中國的市場化改革方向就是政府在不斷的下放權利，那么企業(yè)的實際控制權就會由委托人政府轉移給人經(jīng)營者手中，所以，我國企業(yè)特別是國有企業(yè)，其管理層掌握的權利資源范圍越來越大，其私利欲望會日益膨脹，如果管理層薪酬契約不完善，不能發(fā)揮其對管理層的激勵積極影響，那么就可能會導致管理層為了使自己的人力資本價值得到比較高的補償，就會選擇在職消費的方式來提升自己的私人利益。
在發(fā)達國家中，職業(yè)經(jīng)理人市場發(fā)展完善，在上市公司中，貨幣薪酬始終是最主要的管理層激勵方式，這屬于合法的顯性激勵方式，在職消費作為隱形的激勵方式較少發(fā)生，在職消費受關注的程度較低，但在我國，在職消費問題也很突出，其往往與管理層權力大小相聯(lián)系，很多國有企業(yè)極容易存在嚴重的“內部人控制”問題，管理層的在職消費問題也具有一定的社會敏感性，在職消費水平與企業(yè)的實際經(jīng)營現(xiàn)狀和業(yè)績并不配比，很多在職消費項目本身難以分辨其公私屬性，管理層消費容易變成表面是為公服務，其實為私獲利，另外，管理層成員職位越高，其權利越大，那么可享用的公司資源越多，在職消費數(shù)量和檔次就越高越多，有的消費接近于奢侈的程度。因此，對管理層在職消費問題進行深入研究具有一定的理論和現(xiàn)實意義。
二、 文獻回顧與研究假設
相對于貨幣薪酬來說，國內外關于在職消費的研究要少很多，Beale和Means（1932）研究發(fā)現(xiàn)如果股東分散不能有效監(jiān)督管理層，那么管理層很可能會為自己謀取私利而占有公司資產(chǎn)，包括額外津貼和補助等。Jensen和Meckling（1976）也研究發(fā)現(xiàn)，管理層很有可能會權力尋租，缺少監(jiān)督就會增加自身的非貨幣福利，持股比例越低，越會增加自己的非貨幣福利。何浚（1998）研究認為，國有企業(yè)形成了“內部人控制”局面，使得管理層可以追求較高在職消費。夏冬林和李曉強（2004）研究發(fā)現(xiàn)第一大股東持股比例越高，管理層在職消費水平越低，國有企業(yè)的管理層在職消費與貨幣薪酬成負向的“替代”關系，而在非國有企業(yè)中，二者成正向的“互補”關系。盧銳等（2008）發(fā)現(xiàn)，在管理層權力較大的企業(yè)中，在職消費是成為管理層重要的尋租手段。
究其原因，一方面主要是因為公司治理不完善，尤其是國有企業(yè)，事實上的“所有者缺位”，使得國有企業(yè)的高管不能取得市場化的激勵保障。在缺乏有效監(jiān)督的情況下，不可避免會出現(xiàn)問題，在企業(yè)誰擁有控制權力，誰就有機會在職消費。另一方面，國有企業(yè)高管薪酬仍然帶有明顯的平均主義的烙印，顯性薪酬激勵作用可能被弱化，那么高管就會優(yōu)先選擇增加在職消費等控制權收益。在職消費成為國有企業(yè)管理人員的替代性選擇（陳冬華，2005），因此，管理層只要存在權力，其在職消費現(xiàn)象就不會消除。在管理層權力較大的企業(yè)中，管理層有更大動機和能力提高自身的在職消費水平。基于以上分析，本文提出假設1：
假設1：上市公司的管理層權力越大，管理層的在職消費水平就會越高。
對一個正常經(jīng)營的企業(yè)來說，在職消費的存在本身具有一定的合理性，Hirsch（1976）研究發(fā)現(xiàn)在職消費可以提高管理層的聲譽和名望。Rajan和Wulf（2006）研究發(fā)現(xiàn)在職消費并不都是無效的，在一定程度上可以提高管理層的工作效率。陳克江和王博（2009）認為在職消費可以促進管理層對公司運營的經(jīng)營效率。李焰等（2010）研究發(fā)現(xiàn)在職消費在國有控股上市公司中具有特殊的激勵作用。但是由于當前我國公司治理不太完善，內部人控制現(xiàn)象還依然存在，在職消費行為不可避免會得到一定程度的擴張，進而會增加成本，陳冬華等（2005）發(fā)現(xiàn)，在職消費顯著降低了國有企業(yè)經(jīng)營業(yè)績；盧銳（2008）研究認為在職消費水平高的上市公司，其經(jīng)營績效并不強。由此可見，這種過濫的自我激勵行為極大地侵蝕了企業(yè)的利潤和其他相關者的利益，其代價足以抵消其對公司業(yè)績帶來的正面作用，最終可能會降低公司績效。基于以上分析，提出假設2：
假設2：管理層在職消費水平越高，上市公司的經(jīng)營業(yè)績就越低。
三、 研究設計
1. 樣本選擇及數(shù)據(jù)來源。本文選取中國滬深兩市2010年～2013年的所有A股上市公司為初始研究樣本，為了研究需要并對以下幾類上市公司進行剔除：（l）金融類上市公司；（2）同時發(fā)行B股或H股的上市公司；（3）當年管理層發(fā)生變更的上市公司；（4）相關財務數(shù)據(jù)不全的上市公司。最終得到了2 764個公司樣本。研究中使用的數(shù)據(jù)主要來源于國泰安和Wind數(shù)據(jù)庫，其中在職消費數(shù)據(jù)和管理層任職年限等數(shù)據(jù)由手工查閱上市公司年報取得。本文利用STATA10.0軟件數(shù)據(jù)進行處理。
2. 變量選擇與含義。針對管理層權力，本文選取以下三個指標來代替：兩職兼任（POWER1）、第一大股東持股比例（POWER2）、總經(jīng)理任職年限（POWER3）等；針對管理層在職消費，本文通過手工查閱年報附注中“支付的其他與經(jīng)營活動有關的現(xiàn)金流量”項目，然后將上市公司的差旅費、辦公費、通訊費、業(yè)務招待費、董事會費、出國培訓費、會議費和小車費等八項費用項目加總，然后取其對數(shù)作為在職消費替代變量（PC1）；針對上市公司經(jīng)營業(yè)績，本文采用總資產(chǎn)收益率（ROA）作為替代變量。另外，其它變量的選取及定義詳見表1。
3. 研究模型。
四、 實證結果
1. 描述性統(tǒng)計分析。表2是主要變量描述性統(tǒng)計結果，從表2可以看出，2010年～2013年間，上市公司管理層的在職消費總額均值為1 716.04萬元，最大值甚至可以達到10 473.62萬元，可以看出，管理層的在職消費金額比較大，標準差為1 887.31萬元，說明不同上市公司的在職消費金額差異比較大。而企業(yè)經(jīng)營績效平均達到4%，有的公司處在虧損狀態(tài)。從管理層權力指標來看，19.15%的上市公司二職兼任，第一大股東持股比例平均高達53.74%。
2. 多元回歸分析。
（1）在職消費與管理層權力。表3為在職消費與管理層權力回歸結果，從中可以看出，代表管理層權利大小的兩職兼任（POWER1）和總經(jīng)理任職年限（POWER3）與在職消費的回歸系數(shù)都顯著為正，說明了管理層權力越大，在職消費水平就會越高，這驗證了假設1。值得說明的是，第一大股東持股比例（POWER2）與在職消費顯著負相關，說明第一大股東持股比例越高，管理層利益與公司利益開始一致起來，高管的在職消費反而可能減少。也有一種可能是第一大股東持股比例不能夠真正代表管理層權力的大小。從控制變量來看，公司規(guī)模（SIZE）與在職消費顯著正相關，說明上市公司規(guī)模越大，管理層在職消費水平就越高?？毓蓹嘈再|（CONTROL）與在職消費負相關，說明非國有控股上市公司中其管理層所受股東的監(jiān)督比較少，在職消費水平更高。財務杠桿（LEVER）與在職消費顯著負相關，表明上市公司財務風險越高，現(xiàn)金流出會越多，使得管理層用于在職消費的現(xiàn)金支出就越少。
（2）在職消費與公司業(yè)績。表4給出了在職消費與公司業(yè)績的回歸結果，從中可以看出，代表在職消費水平的PC1與業(yè)績的系數(shù)顯著為負，說明管理層的在職消費顯著降低了公司業(yè)績，在職消費水平越高，公司業(yè)績就會越低，驗證了假設2；管理層權力（POWER1）的系數(shù)不顯著，說明管理層權力在影響在職消費水平的同時，并不會促使公司業(yè)績上升；從控制變量來看，公司規(guī)模的系數(shù)顯著為正，說明規(guī)模越大，公司業(yè)績越強，控制權性質的系數(shù)顯著為正，說明國有控股上市公司業(yè)績比較好，財務杠桿系數(shù)顯著為負，說明財務風險越大，公司業(yè)績反而更低。
3. 穩(wěn)健性檢驗。為了驗證上述研究結論的可靠性，本文利用以下替代變量進行穩(wěn)健性檢驗：（1）用年報附注“支付的其他與經(jīng)營活動有關的現(xiàn)金流量”中差旅費、業(yè)務招待費、通訊費、出國培訓費和小車費五項費用之和取對數(shù)（PC2）作為PC的替代變量；（2）利用企業(yè)市場業(yè)績的TOBIN'SQ作為會計業(yè)績ROA的替代變量。穩(wěn)健性檢驗結果與前面研究結論基本一致。
五、 研究結論
本文利用滬深兩市2010年～2013年的所有A股上市公司為樣本對管理層權力對在職消費的影響進行了實證檢驗，研究發(fā)現(xiàn)，與其它企業(yè)相比，管理層權力大的上市公司，其管理層的在職消費水平就越高，而在職消費水平并不能提升公司業(yè)績，反而導致上市公司的經(jīng)營業(yè)績下降，在職消費的“問題”依然存在。因此，上市公司在不斷完善內部治理的同時，必須警惕上市公司管理層的在職消費水平對公司的影響，有效控制在職消費金額，積極發(fā)揮貨幣薪酬激勵的良性作用。
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基金項目：國家社會科學基金重點項目“國家治理、國家審計制度與預防懲治腐敗體系創(chuàng)新研究”（項目號：13AZD002）；河南工業(yè)大學高層次人才基金項目（項目號：2012BS026）。
