我國農村居民消費現狀分析

農民的消費支出構成是衡量農民消費結構的重要指標。在通常情況下，研究農民的各項生活消費占總消費支出的比重，重點包括食物消費支出、交通通訊支出、文教娛樂用品及服務支出和醫(yī)療保健支出，有助于衡量農民生活現代化的水平。

改革開放初期，農村居民家庭消費水平偏低，這嚴重影響了農村經濟活動人口生產和經營的積極性。1978—2000年，我國農村居民的恩格爾系數有下降趨勢，從1978年的67.7%降到49.1%。但與城市相比較，仍然較高，相應地比城市高出10.2和9.7個百分點。自改革開放以來，農民低層次的食物、衣著消費支出在逐漸下降，由1980年到2000年下降了12.64、6.61個百分點，較高層次消費支出在逐年增長，如醫(yī)療保健、交通通訊、文教娛樂分別增長了3.13、5.52、6.09個百分點。2001年以來，在農村居民生活消費支出快速增長的同時，農村居民恩格爾系數下降，而文教娛樂、交通通訊和醫(yī)療保健的支出有增加的態(tài)勢，其中正向變動比例最大的是交通及通訊消費所占比重。目前，食品、衣著、居住、家庭設備用品及服務、文教娛樂、交通及通訊、醫(yī)療保健所占比重分別為45.5%、5.8%、14.5%、4.4%、11.6%、9.6%、6.6%、2.1%。這說明我國農村居民的消費結構在逐漸優(yōu)化，生活質量也繼續(xù)改善，已開始向追求生活便利、提高質量、注重健康等方向發(fā)展。

可見，農民消費結構在逐漸升級，向合理化的趨勢發(fā)展。合理的農民消費結構應當是同該地區(qū)物質生產發(fā)展水平，同消費品和服務的供給結構，以及同農民自然需求結構相適應的消費結構。

我國農村居民消費結構現存問題及其成因

（一）我國農民消費結構存在的問題

【摘要】近年來，安康市九縣一區(qū)第三產業(yè)的迅猛發(fā)展帶動了居民家庭消費水平的提高。為探討安康市各縣區(qū)居民的消費結構，首先應用EVIEWS，SPSS等統(tǒng)計分析軟件，對安康市九縣一區(qū)的居民消費結構進行了多重共線性檢驗和聚類分析。研究結果表明，安康市的城鄉(xiāng)居民的消費結構之間存在明顯差異。最終以提高安康市居民的總體消費水平為目標提出意見。

【關鍵詞】消費結構;多重共線性檢驗;聚類分析

一、引言

本文研究表明，居民人均消費支出結構的影響因素是多層次、多方面的。針對此問題，結合中西方的經濟研究成果，設計了清晰的研究思路，建立了合理的經濟與數學模型，選取了服務型消費支出、食品、衣著、居住、家庭設備用品及服務、醫(yī)療保健、交通和通信、教育文化娛樂服務、雜項商品和服務共九方面作為消費結構，根據安康市2017年統(tǒng)計年鑒中關于消費結構的相關數據進行聚類分析和多重共線性檢驗。

二、相關分析

(一)安康市各縣區(qū)居民消費結構的聚類分析。運用spss軟件，對原始數據進行分析和整理，采用層次聚類方法對我市九縣一區(qū)的消費結構進行系統(tǒng)聚類，聚類結果如圖1所示。從層次聚類結果來看，若九縣一區(qū)可分為三類。各類所包含的縣區(qū)如下:第一類:漢濱區(qū);第二類:漢陰縣，白河縣，寧陜縣，旬陽縣，嵐皋縣，平利縣，石泉縣，紫陽縣;第三類:鎮(zhèn)平縣。聚類分析結果表明，第一類的漢濱區(qū)在反映消費結構的八個方面都有較高的消費支出，可見這一地區(qū)是安康市消費水平和生活質量較高的地區(qū)，第二類的八個縣在居住、家庭設備用品及服務、醫(yī)療保健、雜項商品和服務支出、服務性消費支出、食品等六個消費領域有比較明顯的消費支出，而在衣著、交通和通信、教育文化娛樂服務三方面的消費較低，它們代表消費水平的中等層次，它們反映了安康市消費結構的主流;第三類的一個城市在所有消費領域都有較低的支出水平。從整體上看，漢濱區(qū)位于安康市市中心，所屬城鎮(zhèn)，其他各地區(qū)屬于農村，顯然可以得到城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡，消費結構存在明顯的差異。(二)模型的建立與結果。建立消費性支出Y關于X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7、X8和X9的回歸模型。設定模型為:Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7+β8X8+β9X9根據eviews回歸結果，可以知道X3是最重要的解釋變量，選取Y=5774.78+4.1603X3為基本回歸方程。(三)多重共線性檢驗。研究結果表明，在所有自變量中，當引入X3時，模型的珚R2最高，且參數符號合理，變量也通過了顯著性水平為10%的檢驗，因此，首先引入變量X3。然后做以下操作。第一步，在初始模型中引入X1，模型的珚R2提高，且參數符號合理，變量也通過了顯著性水平為10%的檢驗，第二步，在初始模型中引入X2，模型的珚R2下降，，變量也未通過顯著性水平為10%的檢驗。去掉X2。第三步，在初始模型中引入X4，模型的珚R2提高，變量也通過了顯著性水平為10%的檢驗。第四步，在初始模型中引入X5，模型的珚R2雖然有點提高，但變量未通過顯著性水平為10%的檢驗。去掉X5。第五步，在初始模型中引入X6，模型的珚R2雖然降低，并未通過顯著性水平為10%的檢驗。去掉X6。第六步，在初始模型中引入X7，模型珚R2的雖然提高，并通過了顯著性水平為10%的檢驗。第七步，在初始模型中引入X8，模型的珚R2降低，并未通過顯著性水平為10%的檢驗，因此去掉X8。第八步，在初始模型中引入X9，模型的珚R2降低，并未通過顯著性水平為10%的檢驗，因此去掉X9。因此建立如下線性模型:Y=1046.239+0.472686X1+3.437697X3+2.652806X4+0.889963X7根據以上分析，結合實際，影響消費支出的主要因素有服務性消費支出X1，衣著X3，居住X4，交通和通信X7。得到預測圖(見圖2)所示。

20*年，我區(qū)區(qū)委、區(qū)政府認真貫徹落實省市農村工作會議精神，堅持以科學發(fā)展觀為指導，緊緊圍繞農民增收、農業(yè)增效、農村穩(wěn)定的工作重點，進一步加快農業(yè)產業(yè)化結構調整和增加農民收入，落實各項利民富民政策，使農村經濟保持健康穩(wěn)定的發(fā)展勢頭，農民收入快速增長，消費層次不斷提高，整體生活向小康邁進。全區(qū)農村經濟呈現出良好的發(fā)展勢頭。

一、農民人均純收入快速增長

據我區(qū)桃花鎮(zhèn)農村社會經濟抽樣調查資料顯示，20*年農村居民人均純收入達6720.42元，位居全省第一，比上年實際增加872.93元，增長14.93%。從農民收入結構看，農民工資性收入人均2427.92元，比上年增加21.85元，增長0.91%；家庭經營純收入人均1589.19元，比上年減少113.72元，降低6.68%；財產性純收入人均3336.89元，比上年增加864.32元，增長34.96%；本年農民無轉移性純收入。

1、家庭經營收入略有下降。

家庭經營性收入作為農民收入的主要來源，20*年略有下降。20*年我區(qū)農民家庭經營純收入人均為1589.19元，比上年實際下降113.72元,降幅為6.68%。占全區(qū)農民人均純收入的21.61%,其中第一產業(yè)純收入降幅較大，由去年人均的162.78元下降到今年的人均133.63元，人均下降29.16元，下降17.91%；非農產業(yè)相比略有回升，由去年的人均8*.*元增加到今年的人均821.98元，人均增加15.92元，增幅為1.98%。家庭經營收入的變化顯示我區(qū)農村產業(yè)結構調整已取得了一定成效,經營模式逐步由傳統(tǒng)的農業(yè)及手工業(yè)向非農業(yè)擴散。但應看到，家庭經營性收入的下降也顯示出我區(qū)農村居民自主謀業(yè)的能力有待提高。

2、工資性收入穩(wěn)中有升。

數據分析

1.估計方法。當時間序列存在異方差時，普通最小二乘法估計（OLS）不再有效，需使用加權最小二乘法（WLS）估計。進一步，如果時間序列同時存在序列相關性和異方差，使用加權最小二乘法（WLS）估計也不再有效，需使用廣義最小二乘法（GLS）?？偟膩碚f，傳統(tǒng)的最小二乘法（OLS）、加權最小二乘法（WLS）、廣義最小二乘法（GLS）等估計方法都有一定的局限性，其參數只有在模型滿足一些假設條件時才具有良好的性質。廣義矩估計法（GeneralizedMethodofMoments）則不受模型假定的限制，它不要求隨機擾動項一定非序列相關，不存在異方差等，并且使用該方法得到的參數估計值比用其他估計方法得到的參數估計值更接近真實值?？梢赃@么說，廣義矩估計法（GMM）包容了普通最小二乘法（OLS）、加權最小二乘法（WLS）、廣義最小二乘（GLS）等估計方法。本文的數據分析就是在廣義矩估計的基礎上完成的。2.估計原理。廣義矩估計是設定參數滿足的一種理論關系。其原理是選擇參數估計盡可能接近理論上關系，把理論關系用樣本近似值代替；并且估計量的選擇就是要最小化理論值和實際值之間的加權距離。參數要滿足的理論關系通常是參數函數（fθ）與工具變量Zt之間的正則條件，即E[（fθ）''''Z）]=0，θ是被估計參數。廣義矩估計法（GMM）中估計量的選擇標準是使工具變量與函數（θ）之間的樣本相關性越接近0越好。用函數表示為：J（θ）=（m（θ））''''Am（θ），其中m（θ）=（fθ）''''Z，A是加權矩陣；任何對稱正定矩陣A都能得到（θ）的一致估計。3.估計結果。在EViews5.0中利用1994—2010年湖北省消費數據，在廣義矩估計法下得出估計結果如表1所示。從表1可以看出，多元線性回歸模型對數據的擬合度很高，且湖北總消費、湖北政府消費、湖北城鎮(zhèn)居民消費、湖北農村居民消費這四個變量均通過了假設檢驗。

湖北政府消費和居民消費關系檢驗

1.湖北政府消費和居民消費關系。政府消費是指政府部門為全社會提供公共服務的消費，包括國防、社會保障、教科文衛(wèi)以及向住戶以免費或低價提供的貨物和服務等方面的開支。政府消費和居民消費存在兩種關系，一種是正向因果關系，另一種是負向因果關系。負向因果關系即政府消費增加會抑制居民消費或政府消費減少會促進居民消費。正向因果關系即政府消費增加會促進居民消費或政府消費減少會抑制居民消費。如果不存在上述兩種關系，則表明政府消費變動是對整體消費的平滑，即整體消費不足時，政府應增加消費，提高整體消費率；整體消費過剩時，政府應該減少消費，降低整體消費率。2.因果關系檢驗。首先根據樣本容量確定檢驗最大滯后期為5，然后在EViews5.0中利用1994—2010年湖北政府消費和居民消費數據進行滯后期為1~5的格蘭杰因果檢驗。結果如表2所示。根據表2檢驗結果得出，滯后期1~5的格蘭杰因果檢驗在置信度為1%的前提下，原假設均成立。檢驗結果表明湖北政府消費和湖北居民消費之間沒有格蘭杰因果關系。因此政府在制定消費政策時，可以根據總消費水平進行相機決策，進而平滑湖北總消費率。

政策建議

（一）關于湖北政府消費不足的政策建議

互聯(lián)網消費金融通過改善居民消費的流動性約束，刺激各階層擴大消費需求并提高消費層次?；诨ヂ?lián)網便捷通聯(lián)的天然優(yōu)勢，互聯(lián)網金融在居民消費行為中不斷呈現高頻次參與、高透明度和低成本等特征，尤其是第三方支付的快速發(fā)展顛覆了傳統(tǒng)的消費方式，其跨空間和廣覆蓋的快捷結算方式在催生新型商業(yè)模式的同時對城鄉(xiāng)居民消費習慣產生了深刻影響。根據國家信通院統(tǒng)計，截至2019年底，我國移動支付用戶規(guī)模已經超過7.33億，在城鎮(zhèn)和農村地區(qū)的手機用戶滲透率分別高達93.8%和89.6%，互聯(lián)網消費金融在完善普惠金融體系的過程中提高了城鄉(xiāng)居民消費水平，并對中國經濟的消費創(chuàng)新驅動轉型提供了新動能。綜上，本文基于2007-2019年的互聯(lián)網消費金融與居民消費支出數據，構建聯(lián)立方程組模型，實證檢驗雙循環(huán)格局下互聯(lián)網消費金融與居民消費結構升級的動態(tài)關聯(lián)效應，并提出政策選擇。

雙循環(huán)下互聯(lián)網消費金融與居民消費結構升級的關聯(lián)機制

（一）互聯(lián)網消費金融體系的完善擴大居民消費服務范圍一方面，互聯(lián)網消費金融在海量消費數據的支撐下覆蓋了更廣闊的消費群體?，F階段，隨著消費市場的細分化發(fā)展，個性化和差異化的消費需求對消費金融提出了細分和垂直化的要求，互聯(lián)網消費金融的普惠特征能夠覆蓋更分散化的消費領域，將農村人口等傳統(tǒng)金融滲透困難的群體納入消費金融服務范疇。另一方面，互聯(lián)網消費金融的場景化進入深度應用階段。第一，“線上線下”雙輪驅動的互聯(lián)網金融增長模式憑借更豐富的數字化產品體系和服務模式構建了更完善的金融服務生態(tài)圈，強化場景引流消費。第二，互聯(lián)網金融的場景范圍引導消費向制造、物流等全產業(yè)鏈垂直化延伸。在工業(yè)互聯(lián)網和互聯(lián)網金融的深度融合下，非接觸化的金融服務模式逐漸成為居民消費的剛需，多觸點和互動頻繁成為互聯(lián)網消費金融服務前端客戶和管理貸后的新常態(tài)。（二）互聯(lián)網消費金融的下沉釋放消費潛力首先，在當前碎片化和高頻化的社會消費環(huán)境下，互聯(lián)網消費金融的下沉和滲透不斷影響并改變消費者的消費模式和消費習慣，在更加便捷的金融支撐中潛移默化地創(chuàng)新居民消費的商業(yè)價值增值渠道。例如，在普惠數字金融的發(fā)展框架下，居民消費的偏好更加容易形成量化數據，通過互聯(lián)網金融衍生的大數據匹配技術能夠更加精確地向消費者傳遞同偏好商品的關鍵信息，通過金融云平臺解決傳統(tǒng)消費市場中“填鴨式”銷售策略無法精準把握市場消費信息的短板，形成數字金融與數字消費經濟互動發(fā)展的良性機制。其次，消費創(chuàng)新型經濟的本質是對市場消費需求的創(chuàng)造，互聯(lián)網消費金融的下沉能夠通過細分消費市場和挖掘潛在消費者創(chuàng)造新的消費需求。一方面，互聯(lián)網消費金融的消費需求創(chuàng)造來自消費數據庫的大數據技術應用，零售企業(yè)能夠借助相關的數字技術快速把握消費市場的消費趨勢，并將消費信息根據消費者的價格偏好、功能偏好及購物體驗等進行細化，從而制定精準的營銷策略。另一方面，互聯(lián)網消費金融創(chuàng)造消費者的個性化和實時需求。互聯(lián)網數字金融技術在居民消費市場信息的捕捉中能夠科學的統(tǒng)計和分析天量的交易數據信息，并對消費周期及消費評價等關鍵數據構建一個更加精準且充實的數字化消費模擬場景，為居民消費與社會供給打造更加精準的商品價值共創(chuàng)閉環(huán)，滿足高頻次消費場景中產生的個性化和實時消費需求。此外，消費移動終端的普及和便捷的支付也不斷挖掘并維持了消費者的個性化與實時需求。最后，互聯(lián)網消費金融的下沉引導刺激消費行為。一方面，互聯(lián)網消費金融創(chuàng)新了消費信貸金融，通過數字金融的下沉緩解了居民消費的流動性約束，通過移動支付平滑了居民消費周期，通過“信用卡效應”提升居民當期消費傾向，豐富居民消費行為。另一方面，互聯(lián)網消費金融對消費者心理產生適時性和沖動性的影響，在便捷的支付手段下更加提升了居民邊際消費傾向，促進了居民采用移動支付進行消費的產品感知滿意度。

互聯(lián)網消費金融與居民消費結構升級的關聯(lián)效應實證檢驗

（一）模型構建本文實證中考慮到檢驗數據需要滿足誤差同方差的分布假設，選擇構建聯(lián)立方程模型實證檢驗互聯(lián)網消費金融與居民消費結構升級的關聯(lián)效應。模型的基礎結構為：AYt+BXT=ut假設聯(lián)立方程組模型中的方程個數為m，方程組內的前定變量及內生變量所組成的矢量方程分別為Xt和Yt，與m相關的隨機變量組成的矢量方程為ut，前定變量及內生變量的參數矩陣分別為（A）和（B）。構建聯(lián)立方程的結構參數矩陣表達如下：（二）變量說明核心解釋變量：互聯(lián)網消費金融?？紤]數據的可得性并結合大部分學者的研究思路，本文使用互聯(lián)網消費金融放貸規(guī)?？疾旎ヂ?lián)網消費金融的發(fā)展水平。被解釋變量：消費結構升級。消費結構升級在現有大部分研究文獻中已經形成了較為統(tǒng)一的認識，但受到研究目標的限制及數據的嚴謹性選取原則，本文將消費結構升級認定為是消費資料從低標準向高標準的轉化過程，并將其分解為消費類型和消費品質的雙重升級。在具體測算中，對城鄉(xiāng)居民消費結構升級率進行消費初級、中級和高級的支出賦權，計算公式如下：其中，Jun、Int和Sen表示消費的初級、中級和高級支出，分別賦權重1/6、1/3和1/2； Pit為t期i地區(qū)的人口總量；Cit為總消費?；谏鲜綔y算的消費結構升級率Upconsu屬于正向衡量指標，即該值越大表明高級消費比重越大，消費結構升級效果越明顯。數據來源方面?；ヂ?lián)網普及度及城鄉(xiāng)居民人口和消費數據來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》和國家統(tǒng)計局網站的“分省年度數據”；互聯(lián)網消費金融放貸規(guī)模中的2012-2020年數據來自艾瑞咨詢，2007-2011年數據參考相關學者的普遍做法，設置規(guī)模變量取值0.00001。（三）實證結果與分析總體性檢驗?；诼?lián)立方程組的實證檢驗需要依據備選條件設定約束條件，本文在實證分析中結合互聯(lián)網消費金融與居民消費結構升級等截面數據的維度差異現狀，選擇三階段最小二乘法進行實證估計。通過R軟件運算后的具體結果見表1所示。可以看出，城鎮(zhèn)和農村地區(qū)的Up方程估計系數均為為正值，且分別通過1%和5%置信水平下的顯著性檢驗。城鎮(zhèn)地區(qū)互聯(lián)網消費金融水平對居民消費結構升級的改善系數為0.2114，農村地區(qū)為0.1728，即互聯(lián)網金融房貸規(guī)模增長1%將優(yōu)化消費結構系數0.2114%和0.1728%。本文認為，我國長期存在的城鄉(xiāng)二元經濟結構對居民消費結構升級存在明顯的阻礙，而互聯(lián)網消費金融作為數字普惠金融的下沉從緩解流動性的角度打破了二元性消費結構，在“互聯(lián)網+”戰(zhàn)略的推進下不斷釋放城鄉(xiāng)居民的消費潛力。從城鄉(xiāng)居民的SPE方程估計看，僅城鎮(zhèn)地區(qū)的估計系數顯著有效，其原因可能是國家的“互聯(lián)網+”戰(zhàn)略優(yōu)先在經濟基礎和互聯(lián)網基礎更加良好的城鎮(zhèn)地區(qū)凸顯了成效。從IN方程的估計系數看，城鎮(zhèn)和農村地區(qū)的互聯(lián)網消費金融發(fā)展均受到了互聯(lián)網普及的正向改善效果，同時在城鎮(zhèn)地區(qū)二者形成了互動發(fā)展機制，而農村地區(qū)的互聯(lián)網金融發(fā)展反向機制不明顯；農村地區(qū)的互聯(lián)網普及與互聯(lián)網消費金融水平存在正向單向關聯(lián)，互聯(lián)網消費金融發(fā)展對互聯(lián)網普及的影響未通過顯著性檢驗。（四）地區(qū)異質性檢驗構建面板數據的聯(lián)立方程組模型進行異質性檢驗，結果如表2所示?？梢钥闯鰱|部地區(qū)的互聯(lián)網消費金融對居民消費結構升級的改善效果最為明顯，互聯(lián)網消費金融水平每提升1%分別促進城鎮(zhèn)和農村居民消費結構升級0.2554%和0.1768%，而居民消費結構升級對互聯(lián)網消費金融發(fā)展的反向改善效果微弱，僅有0.0011%和0.0004%?；ヂ?lián)網普及水平每提升1%分別促進城鎮(zhèn)和農村居民消費結構升級0.2068%和0.1065%，其原因是互聯(lián)網消費和電商購物的迅速發(fā)展極大調動了居民消費的積極性，而互聯(lián)網的普及為此提供了必要的技術支撐?？傮w上看，東部地區(qū)互聯(lián)網消費金融與城鄉(xiāng)居民消費結構升級之間存在良好的互動機制，東部地區(qū)的流通渠道、網絡建設和電子商務發(fā)展在發(fā)達的硬件條件下更順暢，互聯(lián)網消費金融與城鄉(xiāng)居民消費形成了金融創(chuàng)新與消費結構中“量”與“質”的良性轉化。中部地區(qū)的互聯(lián)網消費金融發(fā)展對城鄉(xiāng)居民消費結構升級也表現出了顯著的正向改善效應，但改善效果低于東部地區(qū)，尤其是農村地區(qū)的改善提升十分有限，消費結構的升級與互聯(lián)網消費金融僅在城鎮(zhèn)地區(qū)存在微弱的雙向關聯(lián)，在與互聯(lián)網普及水平的雙向關聯(lián)上表現為城鎮(zhèn)與農村的均不顯著。西部地區(qū)的互聯(lián)網消費金融對城鎮(zhèn)地區(qū)的消費結構升級存在正向促進，但對農村地區(qū)的消費結構升級表現為負向抑制；互聯(lián)網普及對城鎮(zhèn)地區(qū)的消費結構升級促進較為明顯，對農村地區(qū)的影響有限。研究啟示第一，豐富互聯(lián)網消費金融的數字化應用場景?；ヂ?lián)網消費金融的便捷性和普惠性創(chuàng)新了眾多消費服務場景，通過對相應數字化應用場景的豐富能夠進一步觸發(fā)消費欲望，并形成消費市場與生產供給側的消費偏好匹配，因此需要深入搭建和豐富相關應用場景，在交通、旅游和醫(yī)療等領域發(fā)揮互聯(lián)網消費金融強引擎的消費拉動機制。第二，創(chuàng)新互聯(lián)網消費金融與居民消費的深度融合業(yè)務。一方面，可以通過加強金融科技創(chuàng)新進一步降低互聯(lián)網消費金融的交易成本或提升交易便捷性，在緩解流動性約束的同時降低消費的支出成本，另一方面，創(chuàng)新支付手段，例如研發(fā)支持移動支付的可穿戴智能電子產品。通過互聯(lián)網消費金融中移動支付與消費的深度融合挖掘居民跨期消費潛力，適度刺激超前消費。第三，強化互聯(lián)網消費金融安全風險管理?；ヂ?lián)網消費金融為居民消費帶來便捷的同時存在下沉客戶風險及居民個人信息泄露風險，因此互聯(lián)網消費金融平臺和消費者應高度重視風險安全管理，需要建立互聯(lián)網消費金融的大數據風控系統(tǒng)來保護支付終端客戶的消費安全。此外，消費者需要培養(yǎng)健康的消費習慣，政府部門應出臺相關信息安全保護政策和法規(guī)，通過消費者、互聯(lián)網消費金融平臺和政府部門的共同努力搭建安全消費金融生態(tài)閉環(huán)。

作者：許靜 單位：四川財經職業(yè)學院

摘要：為促進云南經濟持續(xù)健康發(fā)展，深入研究省內居民消費結構如何作用于產業(yè)結構是有意義和必要的?，F通過建立居民消費結構與產業(yè)結構的關系模型，探究其中的影響機制。結果顯示，云南省的居民消費結構對產業(yè)結構整體升級和高級化有顯著影響，并且可以借助技術創(chuàng)新和資本投資方式間接促進產業(yè)結構整體升級。

關鍵詞：產業(yè)結構升級；影響機制；中介效應

一、引言與文獻綜述

為促進云南經濟持續(xù)健康發(fā)展，深入研究省內居民消費結構如何作用于產業(yè)結構是有意義和必要的。云南當前經濟發(fā)展緩慢，產業(yè)結構不合理等一些制約因素阻礙了產業(yè)間資源的合理配置的現實說明，問題的關鍵在于居民。消費能否促進產業(yè)結構轉型，通過什么路徑促進產業(yè)結構轉型。通過整理當前文獻，有關學者已經明確了居民消費結構和產業(yè)結構升級的內在聯(lián)系。認為兩者之間不僅存在著協(xié)同發(fā)展關系，且呈現穩(wěn)步提升的態(tài)勢，但仍有以下缺點：一是在傳統(tǒng)的研究中，只關注消費對產業(yè)結構升級的直接影響，實際上，消費結構是資本投資技術創(chuàng)新等諸多路徑來影響區(qū)域產業(yè)結構升級的。二是現有研究往往考慮消費結構對產業(yè)結構整體升級的影響，從產業(yè)結構內部進化等，多維的研究很少見。

二、云南省居民消費結構變動影響產業(yè)結構升級的理論機制與假設

（一）資本投資效應

近年來，隨著河北省經濟的快速發(fā)展，河北省城鎮(zhèn)居民的生活水平有了顯著提高，城鎮(zhèn)居民消費結構也發(fā)生了明顯的轉變。為了找出河北省城鎮(zhèn)居民消費結構的變動情況，以便更好的為相關政府部門提出優(yōu)化河北省城鎮(zhèn)居民消費結構的建議，進而提高城鎮(zhèn)居民的消費水平。本文采用因子分析法來進行研究。

1河北省城鎮(zhèn)居民消費結構變動的因子分析

1.1數據選取及說明

本文選取的是河北省統(tǒng)計年鑒2003年到2015年的年度數據，選取的指標是河北省城鎮(zhèn)居民人均消費支出結構中的指標。分別是食品、衣著、家庭設備用品及服務、醫(yī)療保健、交通和通信、娛教文化服務、居住、雜項商品及服務8項指標。為了后繼分析的方便，各項指標在河北省城鎮(zhèn)居民人均消費消費支出中所占的比重依次用如下變量來表示：X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7、X8。借助SPSS統(tǒng)計軟件對消費結構的八個組成部分的百分比數據進行分析處理。

1.2因子分析過程

首先進行八個變量的相關性分析，通過SPSS輸出的相關表可以看出，八個變量之間的相關系數大部分都較大，說明變量之間具有較強的相關性。也說明這些變量間包含的信息有較強的重疊性，因此，接下來必須要通過因子分析來簡化模型，進行后繼分析。通過KMO和Bartlett的球形度檢驗結果發(fā)現，KMO的取值為0.264，雖然取值不是很大，但是Sig值為0.000，表明數據來自正態(tài)分布總體，適合進行因子分析。由表1可知，前兩個因子的特征根大于1，同時前兩個因子的方差累計貢獻率占所有主成分方差的86.827%，可見前兩個公因子基本可以涵蓋原變量絕大部分的信息，因此只需要提取兩個公因子。由旋轉成分矩陣表2可知第一個因子在食品、衣著、居住、雜項商品及服務上有較大的載荷，主要反映的是這幾個變量的信息，這幾項是居民生活必需的方面，因此將這個公因子命名為生存型消費因子。第二個因子在家庭設備用品及服務、醫(yī)療保健、交通和通訊、娛教文化服務上有較大的載荷，反映的是這四個變量的信息，這幾項是居民為了改善生活，追求生活質量需要支出的方面，就將其命名為享受型消費因子。表3給出了成分得分系數矩陣，根據表3的輸出結果可以直接寫出如下兩個公因子的得分函數，需要注意的是，函數中各個變量已經不是原來的變量而是標準化之后的變量。F1=0.186*ZX1+0.287*ZX2+0.137*ZX3+0.082*ZX4-0.007*ZX5-0.091*ZX6-0.239*ZX7+0.297*ZX8F2=-0.083*ZX1+0.118*ZX2+0.326*ZX3-0.180*ZX4+0.287*ZX5-0.337*ZX6+0.003*ZX7+0.158*ZX8結合兩個公因子的方差貢獻率，構建綜合得分因子模型：F=(0.602*F1+0.267*F2)/0.868=0.694*F1+0.308*F2由兩個公因子的得分函數F1、F2及綜合得分因子模型F，繪制出如圖所示的河北省城鎮(zhèn)居民消費結構的因子得分圖。反映了河北省城鎮(zhèn)居民消費結構的變動程度及變動趨勢。可以看出，整體分成兩部分，從2003到2012年，各因子得分整體呈上升趨勢。2012年到2015年各因子得分整體呈下降趨勢。這是由于隨著河北省城鎮(zhèn)居民收入增長以及消費水平的提高，人們的消費開始由生存型向消費型轉變。

摘要：通過對云南省農村居民消費現狀的分析，提出了影響優(yōu)化云南省農村消費結構的阻礙因素，并針對存在問題，對改善農村居民消費結構給出了合理性的解決措施與建議。

關鍵詞：消費結構；農村居民；云南

消費結構問題是消費經濟研究的重要內容。研究消費結構對于了解云南省居民的消費行為、研究云南省居民消費趨勢和云南地區(qū)部分產業(yè)結構變化具有非常重要的作用。對農村居民消費結構的研究中西方有較明顯的差異，由于西方國家的工業(yè)社會體制和農業(yè)社會工業(yè)化，在西方的消費結構研究中很少有專門針對農村居民消費結構的研究。云南省林地面積廣袤，林業(yè)經營者占據多數人口，因此云南省的經濟發(fā)展主要焦點還是農村問題，農村居民的消費結構研究問題也越來越受到國家的重視。

1阻礙云南省農村居民消費結構提升存在的問題

1.1收入水平普遍偏低

收入水平的高低是居民消費的關鍵因素。消費水平的高低取決于收入水平的高低。云南省屬于我國的邊遠地區(qū)，經濟發(fā)展相對較弱，產業(yè)化發(fā)展比較落后，而農村居民的收入又遠遠比不上城市居民，因此出現了收入水平無法滿足生活需求的現象，也限制了農村居民的消費領域和消費市場，嚴重阻礙了農村居民消費結構的提升。

[論文關鍵詞]審美能力情感社會關系勞動的對象化微觀的單個勞動心理滿足感配合

[論文摘要]生存就是現實，因此把現實與審美的理想對立起來實際上是一種違背設計美學常識的見解。而設計師的任務，則是改變現實順應潮流，引導創(chuàng)構理想。作為社會消費結構中人與世界的一種精神關系，審美活動具有現實性的特征。審美活動著眼于現實的人生，尋求理想的實現和幸福愿望的達成，從中提升和超越自我。我們不得不承認主體精神性的理想是在現實關系中生成的，幾乎表現在等同于現實活動，是一種消費水平理想化、藝術化的活動，與現實活動沒有距離。這種活動不但植根于自然生命的深處，以生命意識為基礎貫通自然與社會消費，而且又在此基礎上反映出社會化的情感對整個世界消費結構的精神需要。對于大眾而言這種關系形式上不但涉及功利，而且暗含著功利的強度，它以現實消費水平關系為基礎，之后才超越了現實及其約束，走向心靈中理想與自由的境界。在此基礎之上設計的審美活動讓主體的心靈從現實關系中獲得一種超越。

一、依靠受眾自身實現審美活動

消費設計作品與理念一經傳出就不可改變，能否產生審美作用，其決定因素就在受眾。設計作品只是提供了設計審美的可能性，要使這種可能性向現實性轉化，就要依賴受眾身上應具備的條件。條件之一，是受眾要閱歷豐富、人情練達，這樣他就會對消費結構事件中美的信息十分敏感，容易在內心激起活動。但僅僅只是閱歷和人情還不夠，只能達到一種不可名狀的愉悅和激動，最多只能算是審美活動中的感性認識。那么，受眾還應具備的條件之二，是要具有在掌握大量藝術作品基礎上形成的藝術美修養(yǎng)，這樣才能把設計接受中的情感活動很清晰地和藝術審美范疇聯(lián)系起來，使設計審美真正到位。

對于人的藝術修養(yǎng)在審美活動中的決定作用，馬克思曾做過這樣的表述：“只有音樂才引起人的音樂感覺：對于非音樂的耳朵，最美的音樂也沒有意義……社會人的感覺和非社會人的感覺是不同的。只有憑著從對象上展開的人的本質的豐富性，才能部分地第一次產生著人的主觀感受的豐富性：欣賞音樂的耳朵，感受到形式美的眼睛──簡單地說，能夠從事人的享受和把自己作為人的本質力量來肯定的各種感覺?！?/p>

二、受眾感受設計的指導意義

我國居民消費結構趨勢變化

一是從數量向質量的轉變，我國居民原先對產品數量的需求正逐漸向對質量的需求過度。質量追求是未來消費結構變化的長期特征。在產品個性化需求方面越來越多，如住宅越來越注重舒適和美觀，食品越來越注重綠色和安全，產品越來越注重多功能和高檔化。二是從物質消費向精神消費的轉變。在我國城鎮(zhèn)居民收入不斷增加，消費水平不斷提升的情況下，物質消費向精神消費的轉變是必然趨勢。在物質生活資料得到保障之后，居民消費對于精神文化需求的比例必然會擴大，另外，娛樂休閑與旅游等相關文化娛樂產品也在很大程度上體現出了我國居民豐富精神文化的必然需要，精神生活消費的多種性和多層次性以及文化消費的增加，也是我國居民消費層次不斷提升的重要表現方式。三是生存消費向發(fā)展消費的轉變。在生存資源得到質和量的滿足之后，我國居民在消費過程中必然會更多地關注跟自身發(fā)展相關的消費需求，會進一步加大對健身醫(yī)療保健和教育方面的投資，同時追求快捷交通和對稱信息，提升自身發(fā)展水平。居民發(fā)展需求所帶來的消費需求正逐漸成為我國消費市場的重要內容。

我國居民消費結構趨勢變化對市場消費的影響

企業(yè)在市場營銷過程中，應當重點關注居民消費結構趨勢的變化以及對市場的影響。圍繞市場識別和市場評估兩個方面進行市場營銷機會的分析，結合市場需求領域的新情況和新變化，科學制定市場營銷策略，確保市場營銷策略的科學性和針對性。能否有效識別和尋求市場營銷機會，對于增強企業(yè)市場發(fā)展能力具有關鍵作用。顧客作為微觀市場營銷環(huán)境的主導者，其消費結構的變化必然會影響到企業(yè)市場營銷環(huán)境。企業(yè)市場營銷部門應當牢牢把握結構變化趨勢，進一步制定營銷方案，切實迎合居民消費需求，依靠市場創(chuàng)新和產品創(chuàng)新，提高企業(yè)經營能力和持續(xù)發(fā)展水平，并將其作為企業(yè)市場營銷機會分析的最根本出發(fā)點。圍繞居民消費結構趨勢變化進行市場分析，主要是從現存市場營銷機會進行分析和從未來市場營銷機會進行分析兩個方面。本文將居民消費結構趨勢的變化與市場影響相關率變量記為F，市場消費發(fā)展比率變量為C。根據增長效應理論，居民消費結構趨勢變化對于市場消費發(fā)展的影響存在促進作用。因此，本文在構建模型時不僅包含市場消費發(fā)展比率的一次項，還納入二次項，如模型（1）所示：C=α+F*β1+F*β2+εt（1）模型（1）中，α、β1、β2為參數，εt為隨機誤差項。一方面為了有效防止自變量之間可能存在的線性關系，提升回歸結果，需要對樣本進行多重共線性檢驗，通過多重共線性檢驗可以發(fā)現，變量之間不存在多重共線性關系，能夠對數據進行回歸分析?；貧w分析的結果如表1所示。通過回歸分析可以發(fā)現，我國現有的居民消費結構趨勢的變化與市場影響之間的發(fā)展具有正相關關系，即提升居民消費結構趨勢的變化水平，能夠有效提升市場消費的發(fā)展速度，增強市場活力。

現存市場營銷機會分析

進行市場營銷機會分析和識別時，一般會按照營銷手段和營銷對象來進行，并將其轉化為對于市場和產品結構的分析，實現市場產品結構的識別和分析，確保產品市場機會這一市場營銷機構的核心地位。應當從供需現狀來對營銷機會進行分析。市場出清是市場營銷過程中最理想的狀態(tài)，但是在管理實踐中，市場出清這一理想狀態(tài)往往難以實現，因此在市場營銷過程中，圍繞居民消費這一消費市場，應當重點從結構、數量以及層次這三個方面來對市場供需缺口進行分析，并通過缺口分析進一步尋求市場營銷的機會。當前居民消費結構正逐漸從大眾化向個性化方向發(fā)展，對于同一產品個性化需求也是不一樣的，盡管供需總量平衡，但是結構不平衡仍然會留下比較大的市場營銷空間，對供需結構差異進行分析也能夠從中發(fā)現市場營銷的機會。圍繞高中低三個市場需求層次，分層次分析需求狀況，并有效查找需求空檔，生產產品進行填補。重點關注我國居民消費結構變化情況，一般來講，城鎮(zhèn)居民消費結構變化比農村居民消費結構變化速度快，同時產品具有層次，差異也比較明顯，城鎮(zhèn)居民在消費上更注重個人偏好和高檔層次消費。除此之外，還應當圍繞市場細分進一步尋求營銷空間，按照消費者需求層次和內容的不同，對市場進行進一步的細化，并根據不同產品需求的消費者所構成的目標市場，進行個性化的市場營銷策略制定。圍繞消費者生活方式、個性特點、購買行為、時效選擇、購買方式，重點做好目標市場的規(guī)劃，通過細分消費市場，進一步挖掘被忽視的市場機會。尤其是伴隨著我國市場經濟的不斷發(fā)展，居民消費結構變化呈現出越來越快的趨勢?！俺源┯谩钡南M比例逐步下降，交通、娛樂、通信、體育等消費需求比例不斷上升，正是基于這一居民消費結構的變化，進一步細分出許多新的目標市場。細分虛擬產品和實體產品，精神產品和物質產品，享受產品和食用產品，投資產品和消費產品這些不同的消費，有助于為產品營銷提供更好的機會。對于同一類產品，也可以結合消費者的不同需求，進行差異化的分析和營銷。通過差異化的市場細分，進一步增強營銷的針對性，挖掘市場營銷機會，對于增強企業(yè)市場營銷能力和水平，提高市場產品占有比例，具有重要的推動作用。