農民消費水平精選(九篇)
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第1篇：農民消費水平范文
在這個暑假中，本人通過對我縣經濟發(fā)展網(wǎng)上資料的查閱和調查問卷的形式總結了十六以來我縣農村居民消費的基本情況及變化趨勢，并由此提出了存在的主要問題和制約因素，并針對存在的問題提出了進一步推動農村居民消費的措施和建議，據(jù)此做出報告。
一、農村居民消費的基本情況和變化趨勢
（一）農村居民消費水平的演變。我縣農村居民消費水平的演變大體分為兩個階段，一是XXXX年為消費水平緩慢增長階段。由于這一時期前兩年，農村經濟發(fā)展緩慢，農產品價格低，農民負擔高。因此，進入新世紀的前三年，農村居民消費水平總體呈現(xiàn)穩(wěn)步增長的態(tài)勢。二是XX年為消費水平快速增長階段。我市在農業(yè)結構調整、農業(yè)產業(yè)化、標準化等方面都有了較大發(fā)展，使我市的農業(yè)經濟迅速增長，農民人均純收入大幅增長。
（三）消費方式的演變。從某種意義上說，收入水平決定消費水平，而消費結構的變化是消費方式轉變的結果，消費方式的轉變反過來又促進消費結構的變化，并轉化為拉動消費市場的動力。近年來農民消費方式主要有以下變化：一是由滿足生活需要向追求生活質量提高轉變。在食品結構上，主食消費比重下降，各種副食消費不斷增加，膳食結構向營養(yǎng)、科學型發(fā)展。在衣著消費上，農民穿衣在成衣化的基礎上，更注重時尚化。XX年人均衣著支出140.1元，同比增長35%。二是由重食物消費向物質和服務消費并重轉變。食物消費更多表現(xiàn)為生存型消費，而服務型消費更多表現(xiàn)為提高型和享受型消費。服務消費比重逐年上升，反映出農民消費觀念的積極轉變，也反映出農民消費方式的多元化。三是由自主性與市場化結合消費向更高的市場化消費轉變。隨著農村經濟的快速發(fā)展，農民生活消費的市場化進程明顯加快，現(xiàn)金消費支出的比重不斷上升。
二、擴大農民消費存在的主要問題和制約因素
（一）農民收入問題。通過前面的分析，我們發(fā)現(xiàn)農村居民消費水平的提高是以收入的提高為前提的。近兩年，農民收入有了較大幅度的增長，農民的購買力提高了，對收入的預期也提高了，消費水平就明顯提高，消費對經濟的拉動作用明顯增強。但與城鎮(zhèn)居民相比，農民的收入水平，特別是現(xiàn)金收入水平還比較低。因此，要進一步擴大農村消費，還要進一步增加農民收入，并保持收入的穩(wěn)定增長。
（二）社會保障制度不完善，收支預期的不穩(wěn)定，是農民消費的后顧之憂。近幾年，我市農村社會保障制度雖然有了一定程度的發(fā)展，在養(yǎng)老、醫(yī)療等方面已形成了一套比較完整的保障體系，但這些保障體系還不完善，普及率也不高，醫(yī)療費用居高不下，看不起病，吃不起藥，因病致貧、因病返貧的現(xiàn)象時有發(fā)生。因此，存錢養(yǎng)老、存錢防病的思想在農民中還普遍存在。另外，收支預期的不穩(wěn)定，越來越高的教育投資，婚喪嫁娶的盲目攀比，也使得農民不敢貿然消費。
（三）農村市場體系不健全和消費環(huán)境欠佳是影響消費的重要環(huán)節(jié)。主要表現(xiàn)在：一是家庭設備、日用品等有賴于新型業(yè)態(tài)如連鎖超市在農村的延伸，而目前農村商業(yè)流通組織方式落后，商品流通不暢，成本過高，商品價高質次、假冒偽劣嚴重等問題，不能滿足農民日益提高的消費需求和適應農民消費方式的轉變。二是農村基礎設施建設相對滯后。交通、通訊、自來水等近幾年雖有了較大的發(fā)展，但還遠遠落后于城鎮(zhèn)，運行成本、運行費用高也使得農民對一些耐用消費品買得起用不起，限制了農民的消費。
三、進一步推動農村消費的措施和建議
（一）增加農民收入。從長遠看，增加農民收入是推動農民消費的根本措施。要增加農民收入，既要全面貫徹黨的農村經濟政策，又要不斷提高農民的生產經營水平。隨著近幾年農民增收各項政策的全面、強力出臺，今后對農民增收的政策支持將進入常規(guī)階段，對農民增收的作用也是間接的、有限的。今后影響農民增收的主要因素不再是由政策決定的生產積極性，而是農民生產經營水平。因此，今后農民增收的核心應轉向提高農民的生產經營水平上來。
（二）健全農村社會保障體系。進一步健全和完善農村在養(yǎng)老、醫(yī)療等方面的保障體系，使更多的農民從傳統(tǒng)的儲蓄養(yǎng)老、家庭養(yǎng)老的方式中解脫出來；使更多的農民參入醫(yī)療保險，看得起病，吃得起藥，降低因病致貧的風險。進一步理順農村信貸關系，落實農村信貸政策，簡化信貸手續(xù)。進一步降低學生學雜費，特別是高中、大學階段的學雜費，使農民不致為了讓孩子上學而貧困或債臺高筑。
第2篇：農民消費水平范文
【關鍵詞】河北省；農村居民；消費水平；影響因素；對策研究
1.引言
一國的居民消費水平往往在很大程度上代表了一個國家的經濟水平的高低和國家綜合國力的強弱，因此大多數(shù)國家把消費看作是經濟全面均衡發(fā)展的一項重要指標。隨著1978年我國實行對外開放這一國策以來，我黨把工作重心轉移到了經濟建設上來，我國的市場經濟得到了空前的發(fā)展與繁榮，進入21世紀以后，隨著我國成功的加入了世界貿易組織，我國的經濟發(fā)展日益活躍，與國外的經濟往來日益頻繁，與此同時，進一步帶動了我國的消費水平的發(fā)展，人均消費水平有了顯著的增長，尤其體現(xiàn)在人均消費支出方面，城鎮(zhèn)居民人均消費支出由1996年的1279元增加到2011年的15161元，農村居民人均生活消費支出由1996年的585元提高到了2011年的5221元。農村居民的消費水平提高是顯著的，但與此同時還存在著許多的問題，尤其是在農村居民消費水平這一方面，農村居民的人居純收入水平不高，消費結構不合理，國家相關政策的扶植力度不強，傳統(tǒng)落后的消費習慣等因素都是導致農村居民的消費水平相對較低的主要方面。
以河北省為例，由于河北省地處京津要地，受到的政策制度的優(yōu)惠更多，因此經濟發(fā)展尤為迅速，其中可能顯現(xiàn)出的經濟問題就更為突出，因此，只有深刻的研究河北省農村居民的消費水平的影響因素，相對系統(tǒng)的提出有針對性和可操作性的提高農村居民消費水平的政策建議。
2.河北省農村居民消費水平的實證分析
由于本次的研究主要是針對河北省農村居民的消費水平的影響因素的分析，所以選取的數(shù)據(jù)均來自河北省統(tǒng)計年鑒，其中包括農村居民純收入，農村居民消費指數(shù)（以1978年為基礎），財政支出，這些數(shù)據(jù)的年份是19842011。
2.1 對農村居民消費指數(shù)的分析
對消費指數(shù)進行分析，自相關系數(shù)始終在零周圍波動，p值>0.05的顯著性水平，所以我們接受此序列是純隨機序列，即過去的消費指數(shù)不會對將來的消費指數(shù)有任何影響。所以我們可以排除以前的消費指數(shù)對農村居民消費水平增長的影響。單位根統(tǒng)計量ADF=3.761459，小于eviews所給出的顯著性水平1%，5%，10%的ADF臨界值，因此拒絕單位根存在的零假設，即該序列是平穩(wěn)的。所以在此序列上所得到的參數(shù)估計和統(tǒng)計推斷是可靠的，可以進一步建立模型。
2.2對農村居民的純收入的分析
單位根統(tǒng)計量ADF=3.255864，小于eviews所給出的顯著性水平5%的ADF臨界值，因此拒絕單位根存在的零假設，即該序列是平穩(wěn)的。所以在此序列上所得到的參數(shù)估計和統(tǒng)計推斷是可靠的，可以進一步建立模型。
2.3對省財政支出的分析
單位根統(tǒng)計量ADF=4.31457，小于eviews所給出的顯著性水平1%，5%，10%的ADF臨界值，因此拒絕單位根存在的零假設，即該序列是平穩(wěn)的。所以在此序列上所得到的參數(shù)估計和統(tǒng)計推斷是可靠的，可以進一步建立模型。
2.4 對農村居民消費水平影響因素的綜合分析
設定并估計多元線性回歸模型為y=β1+β2x1+β3x2+γ
因此我們可以得到的模型為： y=106394+04270x1+06959x2
R2=09819562=0916512F=172.780352
從以上回歸結果可以看出，該模型的擬合優(yōu)度很高，整體效果的F檢驗通過。即在其他因素不變的情況下，當農村居民的純收入增加1元時，農村居民的消費水平將增加11.0763元；當財政支出增加1元時，農村居民的消費水平將增加11.3452元。
3.影響河北省農村居民消費水平的其他因素
省政府的相關政策法規(guī)，河北省地處內陸地區(qū)，農村居民餓消費能力和消費欲望未能被政策法規(guī)有效的引導；消費習慣和消費傳統(tǒng)的制約，我省農村居民的收入來源具有極大的不確定性，導致農村居民消費者在收入支出上排列的先后次序基本是：先解決溫飽、然后再生產、子女教育、享受支出等。再加上目前我省農村社會保障制度的不健全，導致農民的生老病死要全部自己承擔，除此之外，自然災害帶來的風險以及農產品價格波動造成的利益損失等支出的可能預期的增長，會使農村居民消費者產生強烈的后顧之憂；傳統(tǒng)文化的限制，長久以來的勤儉節(jié)約，辛勤勞動的傳統(tǒng)文化是制約河北省農村居民消費水平大幅度提升的一個重要因素；消費環(huán)境的制約，農村居民長久以來沒有相對完善的消費環(huán)境，造成居民選擇將剩余的現(xiàn)金進行儲蓄而不是消費。
4.提高河北省農村居民消費水平的政策建議
提高農村居民的純收入，積極開辟河北省以外的外出就業(yè)增收空間，加強河北省農村的基礎設施建設，形成農民增收的合力；省政策的適度傾斜，河北省財政政策應當適度增加對農村的轉移支付和支農資金的投入，以便增強河北省農村居民的消費潛力；完善省內消費環(huán)境，加大對河北省農村居民消費基礎設施的投資力度，加快城鄉(xiāng)公共交通、水利、供水、等基礎設施建設，為拓寬城鄉(xiāng)消費市場、擴大消費水平創(chuàng)造有利條件；改變消費習慣和傳統(tǒng)，正確的生活消費觀念是人們選擇合理的生活消費方式的前提；健全完善農村的勞動保障體制，建立新型農村養(yǎng)老保障制度，完善農村合作醫(yī)療制度。
參考文獻：
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第3篇：農民消費水平范文
一、我國農村居民消費水平的區(qū)域差異性及空間相關性分析
（一）我國農村居民消費水平的區(qū)域差異性
我們計算出了以各省農村人口數(shù)作為權重的農村居民消費水平的泰爾指數(shù)及其分解值，但限于篇幅，未予給出。由結果可知，農村居民消費水平的區(qū)域內差異遠大于區(qū)域間差異，區(qū)域內差異對總差異的貢獻保持在86%的水平，區(qū)域間差異對總差異的貢獻在14%左右，兩者大約相差5倍。分區(qū)域來看，東部地區(qū)的泰爾指數(shù)最大，西部地區(qū)次之，中部最??；東部地區(qū)的泰爾指數(shù)在2008年之前都保持在0.28左右，但2009年卻為0.397，這可能是由于金融危機對東部地區(qū)的沖擊較大，使得東部地區(qū)各個省份之間的農村居民消費水平出現(xiàn)較大差異；而西部地區(qū)的泰爾指數(shù)平均在0.16，是中部地區(qū)泰爾指數(shù)平均值0.05的3.2倍，西部地區(qū)的泰爾指數(shù)較東部地區(qū)之間較小而較中部地區(qū)較大的原因，很可能是因為東部地區(qū)雖然都是較發(fā)達省份，但是也有相對落后的河北、海南、遼寧等省份；另一方面，西部地區(qū)得益于西部大開發(fā)政策的扶持，以及部分產業(yè)的轉移，使得西部地區(qū)內各個省份之間出現(xiàn)了差異，然而中部地區(qū)內各個省份之間的發(fā)展程度相似。
（二）我國農村居民消費水平的空間相關性分析
農村居民消費水平是典型的地理經濟行為，正如著名的Tobler地理學第一定律所說：“任何事物之間均相關，而離的較近事物總比離的較遠的事物相關性要高。” 國內外學者普遍采用Moran’s I指數(shù)來衡量變量之間的空間相關性，它分為全域指標（Global Moran’s I）和局域指標（Local Moran’s I），前者用于驗證在整個研究區(qū)域內某一要素是否存在空間自相關，后者用于分析局部小區(qū)域單元上的某種現(xiàn)象或屬性值與相鄰局部小區(qū)域單元上的同一現(xiàn)象或屬性值的相關程度。
限于篇幅，我國省際間農村居民消費水平的空間相關性的Moran’s I指數(shù)及其隨機性檢驗的均值mean、方差sd以及正態(tài)統(tǒng)計量的Z值沒有給出。由結果可知，2001—2009年全域Moran’s I的值都為正，并且正態(tài)統(tǒng)計量的Z值均大于0.05顯著度水平下的臨界值1.65，通過了檢驗。由此可見，我國省際間農村居民消費水平在空間上存在正的相關性，忽略了這種空間相關性，就可能造成模型估計的偏誤。
同時我們給出了2001年和2009年的Moran’s I指數(shù)散點圖（見圖1），其橫坐標是某一年標準化的我國農村居民消費水平，縱坐標是使用空間權重矩陣加權之后農村居民消費水平，也進行了標準化。它將各個地區(qū)的居民消費水平分為四個象限的集聚模式。從2001年和2009年的Moran’s I指數(shù)散點圖可以看出，我國大部分省份的農村居民消費水平處在低—低（LL）的集聚水平。
二、空間計量模型方法
（一）空間計量模型
空間相關性的空間效應可以用兩種模型來表征和刻畫：當模型的誤差項在空間上相關時，即為空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM）；當變量間的空間差異性對模型顯得關鍵而導致了空間相關時，即為空間滯后模型（Spatial Lag Model，SLM）。
空間滯后模型為：
式中，y為n×l的因變量矩陣，ρ為空間回歸系數(shù)，W為n×n的空間權重矩陣，Wy稱為空間滯后變量，其用來度量在地理上空間鄰近地區(qū)外部影響的溢出，是所考察變量以空間權重矩陣進行的一種加權，X為n×k的解釋變量矩陣，β為待估參數(shù)， ε為隨機誤差項。
空間誤差模型為：
其中，參數(shù)λ衡量了樣本觀察值的誤差項引起的一個區(qū)域間溢出部分，μ為正態(tài)分布的隨機誤差向量。
（二）檢驗方法
關于計量模型是否要納入空間效應，常用的是檢驗普通面板回歸模型的殘差是否具有空間相關性，如果殘差具有空間相關性，表明模型中忽略了一些重要的空間因素，應在模型中加入空間滯后項或空間誤差項?？臻g相關性檢驗的方法主要有Moran’s I檢驗、LM—error檢驗、LM—lag檢驗、Robust LM—error 檢驗、Robust LM—lag檢驗、LM—SARMA檢驗等（Anselin，1988）。
三、實證及結果分析
（一）指標選取與數(shù)據(jù)來源
本文研究生產性公共產品供給對農村居民消費水平的影響，因此有必要選取在農村地區(qū)具有代表性的生產性公共產品，我們認為農村地區(qū)人均用電量是十分具有代表性的公共產品供給。因為，無論相對富裕的還是貧窮的農村地區(qū)，通電已經基本實現(xiàn)，而現(xiàn)代農村居民家庭眾多的消費品都是依賴電力為動力源，例如電視、冰箱、電飯煲等等。另一方面，很多傳統(tǒng)上依靠人力勞動的農業(yè)生產現(xiàn)在也幾乎依靠電力完成。所以，本文選擇我國各個地區(qū)農村地區(qū)人均用電量為生產性公共產品供給的代表指標。農村居民消費水平即為各地區(qū)農村居民人均消費數(shù)額。數(shù)據(jù)來源于歷年《中國農村統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。
（二）模型構建及實證結果
參考學者們普遍采用的布朗（C.V.Brown）—杰克遜（P.M Jackson）方程：
式中，C表示居民消費水平，I表示人均收入水平，S表示人均補貼，X即是生產性公共產品的供給向量，本文即為人均用電量。由于年鑒中，缺少人均補貼的數(shù)據(jù)，我們使用農村居民收入中的人均轉移性收入項來代替，相應地收入水平則把這部分予以剔除。但是，方程沒有考慮空間相關性，而前文對我國農村地區(qū)居民消費水平的空間相關性也進行了驗證，也證實了農村居民消費水平存在空間相關性，因此，模型中有必要加入空間效應的影響，否則，將造成估計的偏誤。因此，對納入空間效應，模型則變?yōu)椋?/p>
式中，Wij為空間權重矩陣，本文使用簡單的二元鄰接矩陣，ρ和λ分別為空間自回歸系數(shù)和空間誤差自相關系數(shù)，若ρ顯著為0，則為空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM）；若λ顯著為0，則為空間滯后模型（Spatial Lag Model，SLM）。
由表1可見，從普通面板回歸模型的估計結果來看，2001年和2009年整體模型的擬合優(yōu)度都較好，分別達到了0.92和0.98；人均用電量的估計系數(shù)在2001年為負，且通過了1%的顯著性檢驗，在2009年為正，但是沒有通過檢驗。其他引入模型的控制變量人均收入和人均補貼系數(shù)都為正，也都通過了相應檢驗。從空間相關性檢驗結果來看，2001年空間相關性檢驗、檢驗通過，說明空間誤差模型是較好的選擇。2009年檢驗都沒有通過。但是比較看來，空間誤差模型仍是較好的選擇。因此，本文建立空間誤差模型，同時給出空間滯后模型的估計結果作為對比。
由表2可見，從2001年、2009年模型的估計結果來看，可決系數(shù)都達到了0.9，說明空間模型的整體效果較好；對數(shù)似然函數(shù)值也是空間誤差模型的值較大，進一步佐證模型的整體擬合效果顯著。2001年時，農村地區(qū)人均用電量的估計系數(shù)為負，說明其對農村居民人均消費水平的影響是負向的，數(shù)值-1.428，在1%的水平上顯著。2009年，居民用電量對農村居民人均消費水平產生了正向的影響，系數(shù)為0.171，即農村居民人均用電量每提高一個單位，農村人均消費水平上升0.171元。這說明，隨著我國經濟社會的發(fā)展，生產性公共產品供給的增加促進了居民的消費水平，對居民的消費水平產生了擠出效應。空間誤差的估計系數(shù)在2001年通過了1%的顯著性檢驗，在2009年的伴隨概率為0.114，也幾乎通過了1%的顯著性檢驗，這說明在模型中引入空間效應是正確的，居民消費水平的省際空間分布并非隨機狀態(tài)?？刂谱兞糠矫?，人均收入和人均補貼的估計系數(shù)都為正，表明其對農村居民消費水平都產生了促進作用。還可以看到，隨著時間的推移，估計系數(shù)的值在變小，說明這種正向的影響在逐漸減弱。
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[10]Anselin，L. Spatial Econo-
第4篇：農民消費水平范文
關鍵詞：農村人力資本；消費水平差距；向量自回歸模型
次貸危機引發(fā)的金融風暴使全球經濟進入蕭條時期，嚴重制約了我國經濟增長的“三駕馬車”。擴大國內需求，保持經濟持續(xù)穩(wěn)健增長，成為我國這幾年經濟發(fā)展的主要任務之一。在我國經濟發(fā)展過程中，城市已趨于飽和狀態(tài)，擴大內需，增強內需，其主要動力之一來源于啟動農村消費市場。然而我國農村居民消費水平弱，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大，1981年城鄉(xiāng)消費比率已達到2.59∶1，由于我國農村實行了，提高了農業(yè)經濟效益和勞動生產率，活躍了農村經濟，刺激了農村居民的消費，1985年城鄉(xiāng)消費比率下降為2.19∶1。之后隨著我國經濟改革的推進，城鎮(zhèn)經濟發(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，而農村由于受城鄉(xiāng)二元體制的制約，社會經濟發(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進行分析。在受教育水平方面，選取農村人均教育支出（E）作為衡量指標；健康狀況方面，選取農村人均醫(yī)療保健支出（M）作為衡量指標。而城鄉(xiāng)消費水平差距（C）則采用城鎮(zhèn)居民消費水平與農村居民消費水平之差為衡量指標。所選數(shù)據(jù)為1981-2012年相關時間序列數(shù)據(jù)，其來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中經網(wǎng)―中國經濟統(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)進行調整。為避免出現(xiàn)異方差，對各序列進行對數(shù)化處理，分別記為[LnE]、[LnM]、[LnC]。
本文采用向量自回歸VAR模型研究農村人力資本積累和城鄉(xiāng)消費差距的數(shù)量關系，從長期和短期兩方面刻畫兩者內在的、本質的聯(lián)系。計量模型如下：
[LnC=C0+αLnE+βLnM+εt] 其中，[C0]為常數(shù)項，[εt]為隨機擾動項。
二、實證分析
（一）ADF單位根檢驗
利用Eviews5.0軟件對經過預處理的農村人均教育支出[LnE]、農村人均醫(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行ADF單位根檢驗，以判斷平穩(wěn)性，檢驗結果表明，[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]序列進行協(xié)整檢驗。本文采用AIC和SC準則，經過多次試驗，采用滯后期為1時，建立模型。結果如表3.1所示：序列[LnC]、[LnM]、[LnE]之間有且只有一個協(xié)整關系。
對比跡統(tǒng)計量與5%、1%水平臨界值可知，分析結果拒絕變量間不存在協(xié)整關系的假設，且不能拒絕存在至多一個協(xié)整關系的假設，因此，兩變量之間有且僅有一種協(xié)整關系。取標準化（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]進行ADF檢驗，結果表明，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系，而且也具有短期動態(tài)調整關系。即增加農村人均教育支出，可使城鄉(xiāng)人均消費水平差距縮??；但增加農村人均醫(yī)療保健支出，反而使城鄉(xiāng)人均消費水平差距增加。
可見，加大對農民教育的投入，可有效地提高農民的素質，改變其消費習慣和消費結構；而農村醫(yī)療保健的支出之所以會出現(xiàn)同方向的變動，長期以來，我國農村的社會保障制度不完善，農村醫(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，這大大限制了農民的消費水平。
（三） 脈沖響應函數(shù)分析
為了更直觀地展示農村人力資本積累與城鄉(xiāng)消費水平差距的動態(tài)關系，圖3.1至3.4為序列[LnC]、[LnM]、[LnE]之間的脈沖響應函數(shù)分析結果。
從消費差距[LnC]的脈沖響應來看，[LnC]對[LnM]始終呈現(xiàn)持續(xù)的、負向的響應，縮小城鄉(xiāng)消費水平差距并不能從根本上使農民增加對醫(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，才會對農民增加醫(yī)療保健支出幅度起到一定的促進作用。[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。
從農村人均醫(yī)療保健支出[LnM]的脈沖響應來看，[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)微弱的負向擾動，從第5年開始對消費差距不再產生擾動。這反映出我國現(xiàn)行醫(yī)療體制的弊病，農民是自費醫(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，致使大量農民因病致貧、因病返貧。因此，政府不僅需要加大對農村醫(yī)療的投入，而且要進行有效的監(jiān)管。
從農村人均教育支出[LnE]的脈沖響應來看，[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會不均等的現(xiàn)象。
三、結論與建議
（1）農村人均醫(yī)療保健支出（[LnM]）、農村人均教育支出（[LnE]）和城鄉(xiāng)人均消費差距（[LnC]）之間存在協(xié)整關系，且[LnM]、[LnE]和[LnC]分別具有正向、負向的長期均衡關系。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。所以我們必須進一步完善社會保障體系，加快醫(yī)療改革的進程和有效地實施醫(yī)療改革的方案。
（2）脈沖響應函數(shù)顯示，城鄉(xiāng)消費差距對農村醫(yī)療保健支出一個標準差大小的新息沖擊沒有響應。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。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，切實讓農村居民享有更多的社會公共福利。
參考文獻：
[1]白菊紅.農村人力資本積累與農民收入分配機理研究[D].2002
[2][美]雅各布?明塞爾著.張鳳林譯.人力資本研究[M].中國經濟出版社，2001
第5篇：農民消費水平范文
【關鍵詞】二元經濟結構 區(qū)域差異 收入水平 消費水平 經濟結構 區(qū)域差異分析
我國經濟有著二元經濟的特點，有的區(qū)域經濟發(fā)展迅速，有的區(qū)域則相對落后，經濟蕭條，這種經濟的不平衡嚴重影響我國經濟的發(fā)展。本文通過對相關資料進行分析，深入研究二元經濟，力圖縮小居民差距。
一、城鄉(xiāng)居民消費水平的區(qū)域差異現(xiàn)狀特征
收入狀況決定了消費水平。從相關資料上可以看出，從一九九六年到二一年間，我國居民的消費能力都得到了提高，但是，消費能力差距也在不斷擴大。東部和西部有著明顯的差異，西部的農民較多，消費能力較差，東部的經濟發(fā)展較快，居民消費能力提升的速度快。導致居民消費水平差異的原因有很多，有地理環(huán)境的原因，也有人文環(huán)境，政策的因素。
不同地區(qū)的勞動生產率不同也是造成消費水平差異的一個重要因素。它嚴重影響著居民的收入，因為政策等客觀原因以及不同的因素使城鄉(xiāng)的勞動生產率一直存在差異性。目前西部地區(qū)存在著一個相當嚴峻的問題，農村等地區(qū)由于自身的條件限制，造成了大部分的勞動力外出務工，而從事農業(yè)的多是老人和婦女，由于勞動力的限制導致了農業(yè)的負增長，繼而導致農民的收入減少，導致惡性循環(huán)。投資的的不平衡性也是造成區(qū)域差異的一個重要原因。從基建工程對東部，中部，西部三個地區(qū)進行分析，一九九五年初至今，全國有一半的基礎建設的資金都投入到了東部建設，而西部的投資額遠遠小于東部，且多數(shù)為第二產業(yè)的投資。
二、關于縮小城鄉(xiāng)居民消費水平的思路
農村居民收入少，是消費水平不高的主要原因，對于全國人民整體的消費能力提高有著嚴重的影響，導致經濟增長緩慢，因此，需采取科學的方式解決收入差異大這一問題。歷史的經驗告訴我們要建立起農村城市協(xié)作發(fā)展的辦法。經濟學家一致認為，農業(yè)在中國的經濟體制中占有至關重要的位置。如果不重視農業(yè)的發(fā)展必然會造成損失，不完善的農業(yè)管理體系必然導致整個國民經濟的增速緩慢?？v觀中國歷史，多次中國經濟的負增長都與農業(yè)的興衰有著密切的聯(lián)系，因此想要縮小居民消費差異，加速國民經濟增長，需要科學的對待工農業(yè)之間的相關性。法國著名的農業(yè)學家魁奈在其代表作《經濟表》明確提出經濟的發(fā)展需要社會多種生產力相結合，并提供了其方法與理念。在我國的政府工作報告中也提出將農業(yè)生產視為我國經濟發(fā)展的重要生產力，工農業(yè)需要協(xié)調發(fā)展，農業(yè)的進步能促進工業(yè)的發(fā)展，而工業(yè)的進步又是農業(yè)發(fā)展的基石。歷史經驗告訴我們，如果工業(yè)的發(fā)展不以農業(yè)發(fā)展作為基礎，就算工業(yè)能夠迅速發(fā)展，也必然造成收入的不均衡，農村外出務工的人員會越來越多，導致留守兒童問題嚴峻，失業(yè)現(xiàn)象加劇，最終導致國民經濟比例失調。因此，只有樹立工農業(yè)共同發(fā)展的格局以及農村城市協(xié)調發(fā)展的意識才能促使國民經濟的持續(xù)發(fā)展。
加大農業(yè)的投入，有助于縮小城鄉(xiāng)居民消費水平。不完善的農業(yè)設施導致農業(yè)生產率低下，農耕面積逐漸減小，目前的工業(yè)機械無法滿足現(xiàn)代農業(yè)發(fā)展的要求。巨大的農業(yè)設施不是農民能夠承擔的起的，需要政府的投資和幫助，因此，政府應該加大農業(yè)基礎設施的資金投入，完善農業(yè)基礎設備和農業(yè)結構，以補貼的形式增加農民的收入，以提高農業(yè)的快速發(fā)展。
積極推進農村稅費改革，是縮小城鄉(xiāng)居民消費水平的催化劑。農業(yè)的成產規(guī)模與生態(tài)環(huán)境的再生產過程有著密切的聯(lián)系，因為農業(yè)具有生產周期長，市場需求彈性低等原因，使得農業(yè)的發(fā)展面臨著自然風險，在這種限制下，農業(yè)的社會效益偏高，微觀效益較低，易導致農業(yè)的衰落。通過完善城鄉(xiāng)稅收制度，推進農村稅費改革，改革農業(yè)稅收制度，將城鄉(xiāng)稅制制度相統(tǒng)一，有利于農業(yè)的發(fā)展，減小二元經濟的差異。
加快城鎮(zhèn)化的建設對于完善經濟結構，減小城鄉(xiāng)居民消費水平差異有著重要的推動作用，通過加速城鎮(zhèn)化的建設有利于對特定區(qū)域產生輻射作用，勞動力在密集分布的情況下可以使勞動力向專業(yè)化發(fā)展，更重要的是能增加就業(yè)機會，為失業(yè)者提供工作的機會，加快二元經濟向一元經濟的發(fā)展，得以縮小城鄉(xiāng)差別。我國的經濟結構以及經濟社會的發(fā)展水平導致了我國各個區(qū)域發(fā)展的不平衡，因此，如何采取科學的手段加快城鎮(zhèn)化的建設，加速對農村剩余勞動力進行轉移，對農業(yè)的發(fā)展，農民的收入的提高，減小二元經濟差異有著十分重要作用。
提高農民的積極性是提高農民收入水平，減小城鄉(xiāng)居民收入的一有效手段。積極地推進在極大程度上提高了農民的積極性，雖然農民有了自己的經營權，但是由于規(guī)模小，不具備科學的農業(yè)發(fā)展觀，組織的結構不完善等原因，導致其市場競爭力不強，市場與個體的矛盾日益明顯，而新的農業(yè)產業(yè)化是一種新的管理體系，彌補了的不足，實現(xiàn)了生產銷售一條龍的運行模式，不僅僅為農民提供了管理經營的知識，還提供了資金的支持。
想要縮小城鄉(xiāng)居民的消費水平，需要從根本上解決問題，需重視農業(yè)的發(fā)展，提高農民的生產積極性，推進農村稅費改革的發(fā)展，并加快城鎮(zhèn)化的建設，只有從根本上解決問題，才能實現(xiàn)減小城鄉(xiāng)居民收入水平不均衡這一問題。
參考文獻：
[1]許統(tǒng)生，涂遠芬.中國可貿易產業(yè)本地市場效應的估計及其政策啟示―基于變截距面板數(shù)據(jù)模型的分析[J].經濟學動態(tài)，2010，（7）.
第6篇：農民消費水平范文
關鍵詞：農村居民；消費現(xiàn)狀；對策建議
中圖分類號：F328
文獻標識碼：A
文章編號：1672-3309(2009)08-0021-03
受此次金融危機的影響，依靠投資、出口已經難以保持我國經濟的快速增長，而拉動消費需求成為拉動和保持我國經濟持續(xù)增長的關鍵所在。其中，農村居民消費需求存在著巨大的挖掘空間。
一、我國農村居民的消費現(xiàn)狀
第一，農村居民消費水平逐步提高，但與城鎮(zhèn)居民相比仍然偏低。消費水平是指一個國家或地區(qū)的居民在一年內平均消費的商品和勞務的價值額。2002―2007年，農村居民人均生活消費支出由1834元提高到3224元，增長75.8％，年均增長11.9％；扣除物價因素，年均實際增長8.0％。2007年，農村居民的食品、衣著、居住、家庭設備用品的人均支出水平比2002年分別增長了63.7％、84.2％、91.2％和85.6％；交通通訊、文教娛樂、醫(yī)療保健、其他方面的消費水平比2002年分別增長了1.6倍、45.3％、1.0倍和28.7％。2002―2007年，農村居民消費的恩格爾系數(shù)呈現(xiàn)出較為明顯的逐年下降態(tài)勢，由2002年的46.25％下降到2007年43.08％。恩格爾系數(shù)是國際上反映貧富狀況的通用指標。根據(jù)聯(lián)合國糧農組織的標準劃分，恩格爾系數(shù)在60％以上為貧困，在50％-59％為溫飽，在40％-49％為小康，在30％-39％為富裕，30％以下為最富裕。根據(jù)上述標準，現(xiàn)階段我國農民的消費處于小康水平，且消費水平逐年有所提高。然而，農村居民消費增’速低于城鎮(zhèn)居民，農村居民的消費水平明顯低于城鎮(zhèn)居民。如表1，我國農村居民消費的絕對數(shù)偏低，不足全體居民消費的1/2，不到城鎮(zhèn)居民消費的1/3，且城鄉(xiāng)居民消費水平的絕對差距繼續(xù)擴大。
第二，農村居民消費結構逐步改善，但與城鎮(zhèn)居民相比仍有差距。消費結構是指某項消費支出占總消費支出的比重。隨著農民收入的較快增長，農村消費環(huán)境的不斷改善。農村居民消費水平穩(wěn)步提高，消費結構逐步提升。農村居民生活消費結構向著逐漸降低生存消費比重、不斷提高享受和發(fā)展性消費比重變化，基本生存資料中的食品支出比重逐漸下降，其他享受和發(fā)展性消費支出比重不斷提高，消費結構持續(xù)優(yōu)化。在農村居民生活消費支出中，服務性支出由2002年的人均528元提高到2007年的950元，占生活消費支出的比重由28.8％提高到29.5％。另外，交通通訊、文教娛樂、醫(yī)療保健等發(fā)展性和享受性消費的支出比重穩(wěn)步提高。2007年，農村居民用于這3項消費支出的比重分別為10.2％、9.5％和6.5％。其中，交通通訊支出比重提高最快。雖然農村居民消費逐漸升級，但升級速度在逐年減緩，且與城鎮(zhèn)居民相比，消費水平差異進一步擴大。2007年，城鎮(zhèn)居民人均各類消費占消費總支出的比例依次是：食品(36.3％)、教育文化(9.8％)、衣著(10.4％)、醫(yī)療保健(7.0％)、家庭設備及服務(6.0％)?？梢?，農村居民消費層次仍明顯低于城鎮(zhèn)居民。
第三，農村居民消費率持續(xù)下降，與城鎮(zhèn)居民差距大。消費率是最終消費支出占可支配收入的比例，即消費率=人均消費支出／人均可支配收入*100％。由表3可知，2003年農村居民消費率為17.96％，不到20％。處于較低水平。且呈現(xiàn)出逐年下降的趨勢，2007年降為9.08％。不到10％。這說明，我國農村居民可支配收入中用于消費的比例整體上處于低水平且呈逐年下降趨勢。究其原因：雖然近年來隨著各種惠農政策的施行。農村居民的可支配收入逐年增長，但居民對未來預期收入不足，加之受傳統(tǒng)儲蓄觀念的影響，大多數(shù)居民的消費觀念還比較傳統(tǒng)和保守，他們不可能過多消費，從而造成了農村居民邊際消費低的狀況。另外。2003年農村和城鎮(zhèn)居民消費率相差7.24個百分點，之后年份的差距保持在15個百分點以上?？梢姡r村和城鎮(zhèn)居民的消費差距很大，且有進一步擴大的趨勢。
第四，不同地區(qū)農村居民消費水平差異顯著。2007年，東部10省、中部6省、西部12省和東北3省農村居民人均消費分別為4281元、2938元、2527元和3180元，比2002年分別增長了73.2％、77.2％、75.6％和86.1％。這說明，不同地區(qū)農村居民消費水平普遍提高。然而，2007年，全國農村居民家庭人均消費額為3233元，只有東部10省超過全國水平，其余地區(qū)均未達到。若以西部12省農村居民的消費支出為1，2002年西部、東部、中部和東北地區(qū)農村居民生活消費支出的比率為1:1.72:1.15:1.19，到2007年變?yōu)?:1.69:1.16:1.26。可見，各地區(qū)農村居民生活消費平均水平存在著明顯差距。
二、影響我國農村居民消費的主要因素
一是農民收入增長緩慢。從凱恩斯絕對收入假設消費函數(shù)來看，消費是由收入惟一決定的。消費與收入之間存在著穩(wěn)定的函數(shù)關系，隨著各種收入的增加，消費也將增加，但消費的增長低于收入的增長，即邊際消費傾向遞減。我國農村居民的收入主要是農產品的出售和勞務收入。這些收入的增長速度并不快，這是影響農村消費市場的重要原因。加之邊際消費傾向遞減，因此，近年來國家在大力減免農業(yè)稅以增加農村居民收入的同時，其消費水平并未因此而大幅度提高。根據(jù)馬斯洛的“需要層次理論”，人只有在基本生存需要得到滿足后，才可能追求更高層次的精神需要。由于我國農村居民受其收入水平并不高的影響，與他們的物質消費飽和還存在一段距離，這也意味著我國農村居民的消費能力存在巨大的提升空間。
二是農村社會保障體系不健全。農村居民要承受自然和市場的雙重風險壓力。不僅要承受自然災害造成的損失，還要獨自承受社會和生活保障等方面的風險，因此，農村居民大多數(shù)把收入作為一種風險金轉向儲蓄。此外，我國農民自古以來就有崇尚勤儉樸素的生活習慣，把節(jié)衣縮食、勤儉節(jié)約視為美德。有點錢。還要想著蓋新房、子女婚嫁以及治病就醫(yī)等。目前農村社會保障制度還不健全，雖然一部分農民參加了新農村合作醫(yī)療，標準是每人每年10元，但大多數(shù)人認為：“雖然有一定作用，但作用不大，大部分的費用還是得由自己來承擔。”因此，農村居民不得不為“生、老、病”作大量的儲蓄。
三是農村金融體系不健全。我國農村的消費信貸環(huán)境缺乏。當發(fā)生春耕、買房、生病、為子女籌辦婚嫁缺錢時。80％以上的農村居民是通過向親戚、鄰居或
朋友等民間借款來度過所需之時。而能夠最終通過銀行或農信社取得貸款的農戶少之又少。究其原因，目前適合農村居民的消費信貸品種很少，且貸款手續(xù)繁瑣，不是需要擔保人，就是需要物質抵押，門檻高，能夠取得信用貸款的農民并不多，大部分農民對此望而卻步，甚至有很多農戶即便是缺錢，也從未向銀行或農信社申請過貸款。與此同時，由于沒有良好的政策及充足的資金支持，村里缺乏完善的社會保障制度。消費信貸宣傳不到位以及農信社缺乏個人信用評估機制和風險管理機制等諸多原因。都制約著農村消費信貸的進一步發(fā)展。當然。即便現(xiàn)在消費信貸已經很完善。由于農民受到傳統(tǒng)消費觀念、小農思想以及“量入為出”習慣性消費理念等影響，目前農民也無法接受超前消費和貸款消費。
三、進一步發(fā)展我國農村消費的對策建議
第一，大力發(fā)展農村經濟。努力提高農民收入。為了加速農村經濟的發(fā)展，必須夯實農村經濟發(fā)展基礎。進一步加強路、水、電等基礎設施的建設工作，另外，對文化娛樂設施的建設也不能忽略，要加快并保質保量的建設農村文教娛樂設施。加強對“農家樂”等副業(yè)的扶持，積極發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，以此副業(yè)為龍頭，帶動農民步入市場，創(chuàng)收增收。此外。必須調整農業(yè)的產品結構。開發(fā)名優(yōu)特新產品，增加優(yōu)質產品的比重。適應市場要求，發(fā)展經濟作物和具有地方特色、品質優(yōu)良、高附加值、開發(fā)前景廣的新產品，使農民在產品開發(fā)中不斷增加收入。調整農業(yè)和農村產業(yè)結構，重點發(fā)展高產優(yōu)質農業(yè)、高效農業(yè)和生態(tài)農業(yè)，把農業(yè)的發(fā)展與旅游業(yè)的發(fā)展結合起來，加快農村經濟的全面可持續(xù)發(fā)展。
第二，完善農村社會保障制度，降低農民的儲蓄趨向，拉動消費。雖然我國廣大農村建立了新型農村合作醫(yī)療制度。其參合率達到90％以上。但保障水平仍然很低。新型農村合作醫(yī)療規(guī)定，中央財政對中西部地區(qū)除市區(qū)以外的參加新型農村合作醫(yī)療的農民每年按人均10元給予補助，而且地方政府對參加新型農村合作醫(yī)療的農民每年按人均不低于10元給予補助。參保農民個人每年交10元，這相當于每個參合的農民年人均大病統(tǒng)籌資金為30元，這僅為城市的1132。因此，必須進一步加強農村醫(yī)療保障力度。另外，據(jù)勞動和社會保障部的調查結果顯示，完善農村社會養(yǎng)老保險制度后，農民可支配收入將減少768億元，然而，可以得到2688億元的養(yǎng)老保障。與農民自己儲蓄養(yǎng)老相比?？梢詼p少儲蓄1880億元。因此。應盡早實行農村社會養(yǎng)老保險制度。消除農民即期消費的“后顧之憂”，從而促進消費需求的增加。
第三，建立和完善農村金融機構，加大資金投入。提高農村金融供給能力。2008年中央“1號文件”明確提出，加快推進調整放寬農村地區(qū)銀行業(yè)金融機構準入政策試點工作。中國銀監(jiān)會主席劉明康在銀監(jiān)會2008年工作會議上表示，要進一步推進農村金融改革，將更多的改革資源投入到農村金融領域，更好地統(tǒng)籌城鄉(xiāng)金融發(fā)展。各級政府應積極響應和配合中央的相關政策，充分考慮農戶的收入來源、未來經濟承受能力和信貸風險。采用貸款證、農戶聯(lián)保貸款、抵押貸款、擔保貸款、教育貸款和信用貸款等多種形式發(fā)展農民消費信貸。同時，針對農村特殊的金融環(huán)境制定一套完整的法律，使農村金融活動更為合理健康的運行。另外，建立信用風險測評機制，進一步完善農村金融事業(yè)，使之穩(wěn)定快速發(fā)展。
參考文獻：
[1]中華人民共和國農業(yè)部，2008中國農業(yè)發(fā)展報告[M]，北京：中國農業(yè)出版社，2008，
第7篇：農民消費水平范文
【關鍵詞】 農村消費；區(qū)域經濟；經濟增長
1 消費影響區(qū)域經濟增長的表現(xiàn)與特征
消費主要通過消費理念、消費水平、消費結構來直接和間接拉動區(qū)域經濟增長。
1.1 消費理念對區(qū)域經濟增長的影響
消費觀念可以通過影響消費者的消費態(tài)度和行為方向目標，并影響消費者對消費對象和消費內容的理解及消費行為價值的變化來影響居民的消費。目前，隨著我國農民收入的提高和消費環(huán)境的改善，使得農民的消費理念不再是局限在物質消費上面，而逐漸轉向了精神和服務消費，更加注重品牌和環(huán)保及精神方面的消費。而且精神文化消費是隨著經濟的發(fā)展其在總消費支出上面占的比重會變得越來越高，精神文化的需求會給區(qū)域經濟增長在其他行業(yè)上面開拓出全新的發(fā)展空間，從而促進有效消費需求的形成促進經濟的增長；給農村區(qū)域經濟增長培育新的消費熱點。
1.2 消費水平對區(qū)域經濟增長的影響
居民的消費水平不僅能反映出購買能力，也能夠反映出經濟的發(fā)展趨勢，而區(qū)域增長是反映了區(qū)域經濟總體運行的狀況，并體現(xiàn)了一個區(qū)域的經濟實力和發(fā)展水平。消費水平的變動會直接影響到區(qū)域經濟的增長并且相互作用，兩者之間會有一個合理的比例同步性來一起變化。另外居民的消費水平也會影響其邊際和平均的消費傾向。這些都可以看出消費水平對區(qū)域經濟增長有重要的影響，在國民收入一定的情況下，消費水平是取決于社會的積累，只有積累的增長才會帶來經濟的增長。而消費的提高會促進社會生產發(fā)展和積累的增加，進而提升區(qū)域經濟的增長。
1.3 消費結構對區(qū)域經濟增長的影響
居民的消費行為主要是消費決策和消費結構的選擇，消費決策對投資的均衡產生影響，而消費結構影響經濟結構的變動，進而影響到經濟資源的配置。其中，產業(yè)結構是經濟結構的重要組成部分，并影響和決定經濟結構的變動。當居民消費結構變化的時候會影響到產業(yè)結構的升級，最終影響到經濟的資源配置，從而影響到經濟的增長。因此，當農民的消費結構升級的時候會推動產業(yè)結構的不斷升級，并能夠形成有效的社會需求，來確保區(qū)域經濟的協(xié)調、持續(xù)和全面的發(fā)展。
2 農村消費與區(qū)域經濟增長的不協(xié)調之處
2.1 農村居民消費觀念與區(qū)域經濟創(chuàng)新互促性不強
目前我國農村居民的消費支出還是主要集中在衣食住行的基本生存消費上面，在醫(yī)療保健、文教娛樂、交通通訊等精神文化方面的需求盡管得到了一定的提高，但是增加的幅度還是比較小，對區(qū)域經濟增長的影響力度不夠強勁，而且消費觀念還是沒有得到很大的改變，在個人消費品貸款、旅游貸款、汽車消費貸款等方面的支出增長緩慢，甚至一些信貸的項目是空白的。農民作為農村經濟發(fā)展的主體和創(chuàng)新的創(chuàng)造者，其消費觀念會直接影響到農村經濟的創(chuàng)新的進程和產業(yè)結構調整，因此，要想我國農村經濟能夠健康且持久的增長，必須要轉變農民的消費觀念來促進農村消費的增長。
2.2 農村居民消費結構與區(qū)域經濟增長同步性不夠
盡管我國農村居民的消費結構目前隨著我國消費水平的提高得到了一定的優(yōu)化，但是消費結構的升級程度還是不夠深，農村居民的消費支出的重點得到了一定的轉變，但食品、衣著和居住仍然是消費支出的重點，使得醫(yī)療保健和文教娛樂等方面支出有一定的被動性，并沒有轉化為主動性。在農村地區(qū)，被動的消費支出會直接對居民消費結構的升級和優(yōu)化產生擠出效應，進而會影響到農村居民消費結構的變動，進而會對區(qū)域經濟產業(yè)結構的升級產生一定的抑制作用，進一步增加了區(qū)域經濟穩(wěn)定增長的難度。
3 提升農村消費對區(qū)域經濟增長的影響的對策
3.1 加快思想創(chuàng)新，轉變消費觀念
首先應該積極的轉變農村居民的消費觀念，在鼓勵其增加收入的同時也要增加消費支出，增加對教育、醫(yī)療保健等精神文化方面的消費需求，使其成為農村消費市場的熱點。其次，推薦農村消費信貸的發(fā)展進程，加快農村金融市場的發(fā)展，解除農民消費的后顧之憂；建立健全的基本生活保障制度和社會養(yǎng)老保障制度及免費義務教育等方面的制度，推進企業(yè)職工工傷、失業(yè)、醫(yī)療等保險向農民工覆蓋，推進農業(yè)勞動力穩(wěn)定的向城鎮(zhèn)轉移，深化農村土地經營體制的改革，在這樣的基礎上面來穩(wěn)定農村居民的超前消費信心，進而改變消費觀念。最后，要提高公共服務水平，把先進的消費文化引進農村，改變其落后的娛樂消費方式，引導農民形成科學的消費和價值觀，使其敢于消費和善于消費，使得精神文化消費成為農村居民消費的主流。
3.2 增加農民收入，提高消費水平
只有當農民的收入增加后，才會改善其生活水平進而去調整其消費結構，因此增加農民的收入才是增加其消費的主要推動力。比如：可以通過在農村發(fā)展現(xiàn)代休閑農業(yè)，提高其核心競爭力，發(fā)揮出農村的優(yōu)勢，注重農業(yè)的經濟效益，增強農業(yè)的結構力、安全力、持續(xù)力和主題創(chuàng)造力等，從而更好的轉變農村的產業(yè)和經濟結構，來促進區(qū)域經濟的增長。
參考文獻
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第8篇：農民消費水平范文
[關鍵詞] 公共產品 消費結構 消費水平 農村居民
農村公共產品供給是一個關系到我國農村、農民、農業(yè)的大問題(胡拓坪，2001)，對社會主義新農村建設具有重大意義。由于生產供給受消費需求的作用與反作用的影響，因此從消費結構與消費水平的角度研究農村居民的公共產品需求對于公共產品的有效供給具有重要作用。凱恩斯提出在短期內人們的消費主要取決于收入的多少，隨著收入的增加，人們的消費也增加，但消費并不按同比例增加，消費增量在收入增量中的比例是遞減的。因此農村居民收入水平影響著農村居民消費水平和消費結構，是農村居民消費水平和消費結構的制約因素。
一、遼寧省農村居民的公共產品消費結構分析
1.農村公共產品消費結構的界定
消費結構是指各類消費支出在總消費中的比重，是一定時期內人們的消費狀況的重要標志。按照消費客體的形式可以將農村居民的生活消費劃分成類：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，文化教育娛樂用品及服務，其他商品和服務。其中，醫(yī)療保健、交通通訊和文化教育娛樂等具有顯著的公共產品性質，因此本文將其定義為農村公共產品，其他五類定義為私人產品。由于農村居民的收入水平是既定的，因此，公共產品與私人產品的消費具有替代性。
2.遼寧省農村公共產品消費結構分析
遼寧省農村居民消費的主要的公共產品包括醫(yī)療保健、交通通訊和文教娛樂。從圖1中可以看出，在2004年以前遼寧省農村居民對以上三項公共產品的消費總額均呈現(xiàn)上升趨勢，主要是因為隨著農村居民人均收入的增加，農民對以上三種公共產品的需求不斷增加。但是在2005和2006兩年出現(xiàn)了較大波動：從2004年的醫(yī)療保健和交通通訊的人均支出分別是145.19元和186.77元而2005年這兩項支出猛增到了287.6元和339.4元;而文教娛樂的人均消費支出卻有所下降，從2004年的217.95元下降到了2005年的198.5元。出現(xiàn)這種狀況的主要是因為2005年醫(yī)療保健和交通通訊這兩種公共產品的價格與2004年相比有所下降，農村居民增加了對這兩種公共產品的需求，因此人均消費總額也有了很大的提高；而2005年文教娛樂及其服務價格與2004年相比有了很大的提高，因此農村居民縮小了對其需求，人均消費總額也有所下降。而2006年情況正好相反，文教娛樂及其服務的價格與醫(yī)療保健和交通通訊的價格相比，漲幅較小，因此其人均消費總額增加較多；同時從2006年開始遼寧省農村實行了合作醫(yī)療，農村居民從這項政策中受益，其人均消費總額呈現(xiàn)下降趨勢。
圖1 1992年～2006年遼寧省農村居民消費的公共產品
二、遼寧省農村居民的公共產品消費水平變動分析
1.消費傾向變動分析
消費傾向包括平均消費傾向(英文簡稱APC)和邊際消費傾向(英文簡稱MPC)。APC是指某一時期內消費支出占可支配收入的比重，MPC 是指某一時期內增加的消費支出占同一時期增加的可支配收入的比重。
(1)平均消費傾向分析
從總體來看遼寧省農村居民生活消費的APC在最近的十年間，保持在0.6～0.8之間，相對比較穩(wěn)定，各年均低于全國的平均水平。從圖2中可以看出2002年以前農村居民的醫(yī)療保健、交通通訊以及文教娛樂的APC的變化趨勢相同，但是從2003年開始文教娛樂的APC的變化趨勢與醫(yī)療保健和交通通訊的APC變化趨勢相反。發(fā)生這種變化的主要原因是：第一，隨著國家對于農村教育投入的不斷增加，農村居民自己負擔教育附加部分逐漸減少，最后取消，這導致了農村居民文教娛樂的APC的降低；第二，農村居民娛樂設施不斷改善，在遼寧省很多的鄉(xiāng)村擁有圖書室，籃球場等健身場所，這在很大的程度上減少了農村居民在這些項目上的支出；第三，從2006年起遼寧省取消了農業(yè)稅，農民的收入水平相對提高，在提高衣著、居住等方面的支出之外，農村居民加大了對娛樂及其服務的支出來提高生活質量。
從1997年到2006年的十年間，醫(yī)療保健與交通通訊的APC的變化趨勢相同，但是醫(yī)療保健的APC的變化速度要低于交通通訊的APC的變化速度，1997年醫(yī)療保健的APC大于交通通訊的APC，而2006年情況正好相反。發(fā)生這種變化的主要原因是由于人們生活水平的提高，患病的幾率降低，而且從2006年開始，遼寧省農村實行了合作醫(yī)療，政府負擔了農民的一部分醫(yī)療費用；而同時由于收入的增加，農村居民的生活半徑不斷增大，與外界的聯(lián)系增多，因此交通通訊的支出不斷增加。
圖2 遼寧省農村公共產品APC變動趨勢
圖3 遼寧省農村公共產品MPC變動趨勢
(2)邊際消費傾向分析
從總體來看遼寧省農村居民的消費的MPC變化較大，但升降有規(guī)律，基本是一年升，一年降，從2000年開始呈階梯狀上升。從圖3中可以看出2004年以前8年中，醫(yī)療保健、交通通訊和文教娛樂的MPC基本呈現(xiàn)同樣的變化趨勢，其中1999年和2000年，三項公共產品的MPC均出現(xiàn)了最小值，這主要是因為這兩年遼寧省農村的人均收入持續(xù)下滑，農村居民在保證最基本的生活需要（食品、衣著等）同時，降低了對公共產品的需求，縮小了這方面的開支。2005年和2006年醫(yī)療保健和交通通訊的MPC變化趨勢相同，而文教娛樂的變化趨勢和前兩項相反。主要是因為由于各級政府加大了對鄉(xiāng)村道路等基礎設施的投入，農村實行了合作醫(yī)療制度，農村居民公共產品的負擔減輕，支出也減少。
(3)平均消費傾向與邊際消費傾向比較分析
按照凱恩斯的消費函數(shù)理論，一般說來，APC應該大于MPC。遼寧省農村居民生活消費的APC在過去的10年間有7年大于MPC，這說明遼寧省農村居民消費還未達到飽和，新增可支配收入中全部用來增加消費還不能夠滿足消費需求。在公共產品的消費方面，醫(yī)療保健和文教娛樂的APC在過去的十年中的大部分年份均小于MPC，而交通通訊的APC也有一半的年份大于MPC。這說明遼寧省農村居民對公共產品的需求，尤其是對醫(yī)療保健和文教娛樂等公共產品的需求的潛力較大，各級政府應加強以上三類公共產品的供給。
2.遼寧省農村居民公共產品的消費水平分析
衡量居民消費水平與經濟、社會發(fā)展適應程度的具體指標為Q 值，Q值的計算公式為：Q=居民消費水平指數(shù)/國民收入指數(shù)。Q=1表明居民消費為同步性消費；Q1表明居民消費為早熟性消費。
自從1997年以來，遼寧省農村居民生活性消費水平Q均小于1，醫(yī)療保健、交通通訊以及文教娛樂等公共產品的消費水平Q也小于1，這表明遼寧省農村居民的公共產品消費屬于滯后性消費，即有效供給無法滿足居民的消費需求，居民減少消費，增加儲蓄，消費支出不隨國民收入的增加而相應地擴大。
三、結論與政策建議
從以上分析中我們可以得出幾下結論:(1)遼寧省農村居民的公共產品的消費總額不斷擴大，主要集中在醫(yī)療保健、交通通訊和文教娛樂等方面，人們的生活的舒適程度不斷提高;(2)遼寧省農村居民的公共產品，尤其是醫(yī)療保健和文教娛樂的消費潛力巨大;(3)遼寧省農村居民的公共產品消費水平落后于經濟增長水平，屬于滯后性消費;(4)遼寧省農村公共產品有效供給不足。
由此得出以下政策建議:(1)收入是消費的基礎與前提，各級政府應根據(jù)各地的自然狀況，因地制宜地推進農業(yè)結構調整，提高農業(yè)產業(yè)化經營水平；提供給農民適合小農經營的技術，積極創(chuàng)造條件，充分利用勞動力資源，大力拓寬農民增收渠道；加強培訓農村居民的農技知識，不斷提高他們科學農業(yè)生產水平，從而促進“農業(yè)增效、農民增收”。(2)進一步完善農村地區(qū)的交通通訊等基礎設施，縮小城鄉(xiāng)差距；引導農村居民消費群體形成具有不同收入、不同基礎環(huán)境的多個消費層次；加大對農村的轉移支付力度，提高農村居民對公共產品的消費水平。(3)建立健全農村社會保障體系，解決時刻困擾遼寧省農村居民的養(yǎng)老、醫(yī)療、子女入學、住房等問題，為農村居民提供必不可少的基本生活保障，改變農村居民收入和支出預期，增強其經濟安全感和消費信心，解決農村居民后顧之憂。(4)改變農民的消費習慣，使他們從收入增長，還要節(jié)衣縮食，增加儲蓄，限制即期消費的困惑中解脫出來，提高農村居民發(fā)展消費和享受消費水平，改善其消費結構，擴大農村消費市場，從而促進國民經濟發(fā)展。
參考文獻：
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[2]張亮:我國農村居民生活消費需求變動分析．農村經濟，2007（3）：57-59
第9篇：農民消費水平范文
一、消費水平與經濟發(fā)展
（一）消費水平與經濟增長
消費水平的提高與經濟增長，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，消費與生產的正常比例就會遭到破壞，生產正常發(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，消費對生產的促進作用弱化。由于生產與消費之間的不協(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濟生產活動的被迫緊縮。
其次，消費率與經濟增長率有一定的依存關系。消費是國民生產總值的主要部分，其變動必然會引起國民生產總值的變動。而最終消費與國民生產總值的比例函數(shù)，就是消費率，消費率對經濟增長率變動有明顯的影響。在合理的經濟增長率區(qū)間，當消費旺盛，經濟增長率就高，消費不足，經濟增長率就會滑落。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能力與低消費水平不相適應，出現(xiàn)“過剩危機”，從而影響經濟增長。
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年我國經濟增長的各指標貢獻率
年份經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：拉動經濟增長的主導因素》
從表一可知我國拉動經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濟增長的貢獻率呈下降趨勢。93-98年消費對經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濟增長的拉動作用逐漸減弱。
(二)消費水平與經濟波動
改革開放以來，隨著經濟的高速增長，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）
年份國內生產總值（億元）國內生產總值增長率（％）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、農業(yè)波動對消費波動的影響。我國是一個農業(yè)大國，農業(yè)在國民收入中所占的比重大，農業(yè)的波動必然引起整個國民經濟的波動，從而引起消費的波動。首先，農業(yè)的增長必然導致消費的增長，1979年到1982年，農業(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，農業(yè)的減產或低增長導致消費的下降或低增長，1991年農業(yè)國民收入下降1.53％，同年消費下降3.2％，⑤1992年至1995年，農業(yè)國民收入大幅下降消費也大幅下降。(三)消費水平與經濟結構
經濟結構大體上是指國民經濟各部門，各地區(qū)，各成分，各組織和社會再生產各方面的構成，以及它們的相互聯(lián)系，相互制約的關系。一國的經濟增長從其內涵來看，主要有兩方面，經濟總量的增長和經濟結構的優(yōu)化，而一國的經濟增長又是以一定的消費水平為前提的。當社會經濟實現(xiàn)增長，經濟總量及人均收入量也會相應增長，從而引起需求結構、生產結構以及外貿結構發(fā)生相應的變化。根據(jù)現(xiàn)代經濟增長理論和發(fā)展經濟學理論，高的經濟增長率必然帶來高的結構變化率。也就是說，結構的變動是與經濟發(fā)展過程相聯(lián)系，是以經濟發(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，我國的經濟結構也產生了相應的變動。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，人均國民生產總值與結構變動率存在著一定的比例關系。人均國民生產總值在50-130美元時是產值結構變動率最高的第一時期，人均國民生產總值在220-360美元時是產值結構變動率很高的第二時期，人均國民生產總值在360-860美元時是產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業(yè)結構處于高變動率階段。
產業(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）初級產品生產階段，（2）工業(yè)化階段，（3）發(fā)達經濟階段。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業(yè)結構的進一步變動。
目前，我國經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)行經濟結構不再適應當今的經濟發(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總值的份額隨著人均國民生產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濟的變動呢？根據(jù)經濟學原理我們可知，需求結構的變動會引起資源向消費需求多的產業(yè)部門轉移，從而實現(xiàn)經濟結構的變化。
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
經濟的增長主要是靠生產要素投入的增長和經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率，進而實現(xiàn)更高的經濟增長率，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，有經濟因素，也有非經濟因素。經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，積累是擴大再生產的源泉，任何社會要擴大再生產，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濟發(fā)展的影響
在我國，由于自然條件不同，生產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，在經濟發(fā)展過程中，由于城市發(fā)展較快，大部分農村發(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民人均消費水平之上。城市和農村的恩格爾系數(shù)都較高，這表明城市和農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，農村的MPC變化相對較大，表明農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民的收入水平的限制以外，最主要是農村的消費環(huán)境滯后，配套設施不齊全,如有些農村沒有通電，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民的購買積極性。其實，農民每消費1000億元將對農業(yè)部門產生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生395億元，36億元，85億元，57億元的直接需求，綜合推算，農民每增加消費1000億元將對整個國民經濟新增2008億元的消費需求，⑧可見，今后我國經濟的持續(xù)快速發(fā)展必須依靠農民消費水平的提高和農村市場的拉動力。
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)展開拓農村消費市場，培育城鎮(zhèn)新的消費熱點。
目前，農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，我國農村居民的消費都有大幅增加的可能，開拓農村的消費市場，要解決好幾點金融問題。
A、把消費信貸引入農村，這是以農民日益增加的儲蓄為基礎的，由于農村存在著巨大的潛在的消費市場，且農民的消費熱點產品貨源充足，所以在農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、建立農業(yè)保險機構，以減輕自然災害對農民收入的影響，我國是自然災害較多的國家，僅1998年的洪澇災害，僅農作物的受災面積就達3.2億畝，使得經濟損失高達數(shù)百億左右，自然災害一方面使得農民的收入減少另一方面，也使農民對未來收入的預期的不確定，增加儲蓄，因此，開拓農村消費市場就要完善和發(fā)展我國的農業(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得到滿足，消費已經飽和，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濟增長點發(fā)揮其帶動經濟發(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出臺，長期以來，靠公款買車的局面已經改變，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，這就產生了再學習的強大需求。教育成為一種產業(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，從而推動我國經濟的增長，促進我國經濟的發(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，改革中的經濟增長與結構變動》第165頁
⑦引自《理論經濟學》第77頁
⑧⑨引自鄒東海、萬舉《農村消費市場開拓與農村金融創(chuàng)新》《消費經濟》99年第5期
參考書目：
1、《消費經濟學原理》尹世杰、蔡德容經濟科學出版社
2、《中國經濟增長與波動》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，改革中的經濟增長與結構變動》郭克莎上海三聯(lián)書店出版社
