消費行為分析論文范文第1篇

隨著互聯網在經濟活動中的廣泛運用，人們對網絡的依賴越來越強烈，網絡正在不知不覺中改變著當今社會的生活狀態(tài)和生活方式。電子商務的興起，開創(chuàng)了全球性的商務革命和經營革命，并逐步成為一種極重要的商務方式。中國互聯網信息中心的第15次中國互聯網絡發(fā)展狀況統計顯示，2004年龐大的網上用戶群中，選擇網上購物的人數僅占0.1%。這一方面反映了我國消費者網上購物仍有巨大的潛在市場；另一方面也表明我國網絡營銷還處于不成熟階段。對企業(yè)而言，網上購物能提供增加收入的機會和吸引顧客的新手段，并能促進與原有顧客的關系。同傳統營銷一樣，網絡營銷需要了解消費者行為，對消費者網上購買動機進行分析有利于企業(yè)針對性地開展市場營銷活動。��

從本質上講，消費者是由一個希望滿足他們需求的欲望而驅動的。被人們感覺到的需求能夠分為兩大類：實用主義的需求，引導消費者去考慮目的，產品的功能屬性；享樂的或經驗的需求，引導消費者去考慮主觀方面，產品的舒適性，美學等。在一個購買決定中，兩類需求都被考慮是很普遍的。比如，一個消費者也許為了實用目的，駕車上下班，而去購買一輛車，但同時考慮到享樂目的，享受駕駛，最終會選擇一輛跑車。當消費者存在未被滿足的需求時，通常會產生一股力量，即動力——使一個人對需求做出反應的力量，它來自內部刺激，是由愿望狀態(tài)到實際狀態(tài)的趨勢所引起的。有了力量，人們再通過恰當行動的學習，最終導致一種動機或一系列動機的發(fā)展。消費者期望基于動機上的行動能夠產生結果，這就形成一個目標，最終導致一個能夠完成此目標的行動。��

購物動機是消費者為什么采取購買行為的原因，即為驅使消費者購買活動的內在動力。一般消費者的購物動機分為生理性的購物動機和心理性的購物動機兩類。生理性的購物動機建立在生理需求上，具有經常性、重復性和習慣性的特點；心理性的購物動機是由于心理需求而產生的購物動機，具有深刻、隱匿、多樣化的特點，是人所特有的。消費者購物行為常常不是由單一的購物動機引起的，而是由幾種購物動機共同作用的結果，既包括生理性的，也包括心理性的。網上消費者的購物動機是指在網上購物活動中，能使消費者產生網上購買行為的某些內在的驅動力。消費者除了通過網上購物實現生理上和心理上的需求外，還有其他一些具體的購物動機。��

2網上購物之于傳統購物優(yōu)勢��

網絡購物作為一種新興的商業(yè)模式，與傳統購物模式有很大差別。①網絡商店中的商品種類多，沒有商店營業(yè)面積限制。它可以包含國內外的各種產品，充分體現了網絡無地域的優(yōu)勢。在傳統商店中，無論其店鋪空間有多大，它所能容納的商品都是有限的；而對于網絡來說，它是商品的展示平臺，是一種虛擬的空間，只要有商品，就可以通過網絡平臺進行展示，可以把世界的各類知名品牌全部放在上面展示出來。②網絡購物沒有任何時間限制。作為網絡商店，它可以24小時對客戶開放，只要用戶在需要的時間登錄網站，就可以挑選自己需要的商品。而在傳統商店中，消費者大多都要受到營業(yè)時間的限制。③購物成本低。對于網絡商品購買者，他們挑選、對比各家的商品，只要登錄不同的網站，或是選擇不同的頻道就可以在很短時間內完成，而且可以直接由商家負責送達，免去了傳統購物中舟車勞頓的辛苦，時間和費用成本大幅降低。而對于傳統購物來講，這一點是無法達到的。④網絡商店庫存小，資金積壓少。網絡商店中很多商品一般是在客戶下訂單后再進行商品調配，不需要很多庫存，從而減少資金的積壓。因為網絡購物中，商家可以通過消費者下訂單與配送商品的時間差，進行商品的調配，而傳統商店就需要在顧客選購商品的同時提供商品。⑤商品容易查找。網絡商店中基本都具有店內商品的分類、搜索功能，通過搜索，購買者可以很方便地找到需要的商品。而在傳統商店中，購買者尋找商品就需要用更多的時間和精力。��

與傳統購物相比，網絡購物具有很多優(yōu)勢。但是，這種新興的商業(yè)模式，同樣也存在不容忽視的不足之處。①信譽度問題。信譽度問題是網絡購物中最突出的問題。無論是買家還是賣家，信譽度都被看成是交易過程中最大的問題。作為買家，商家提供的商品信息、商品質量保證、商品售后服務是否和傳統商場一樣，購買商品后是否能夠如期拿到商品等，都是購買者所擔憂的問題。②網絡安全問題。

從網絡進入人們的生活開始，網絡安全問題就一直存在。在網絡購物中，網民對網絡安全也有很大擔憂，諸如用戶的個人信息、交易過程中銀行賬戶密碼、轉賬過程中資金的安全等問題。這些顧慮無疑給網絡購物蒙上了一層陰影。③配送問題。傳統購物一般是在商品選好后，就可以直接付費拿走，而網絡購物就需要一個訂貨后的等待過程。目前出現了很多物流公司，他們在為網絡購物者送貨時起到了很大的作用。在目前的商品配送上，就同城配送而言，最快的一般需要一個小時，最長的則需要兩天時間。如果購買者需要的東西很急，網絡購物就不太適合。��

3擴大網絡購物的戰(zhàn)略及政策建議��

網絡銷售商為了擴大網絡銷售市場，促進發(fā)展，應向消費者宣布網絡購物能大力減少流通環(huán)節(jié)，節(jié)約鋪面租金、降低人力費用、降低庫存帶來的低成本價格戰(zhàn)略和便捷購物方式等優(yōu)勢，目前看來大部分的消費者對于網絡購物懷有不安的感覺。及時明確產品的樣式和品質，也有不能把產品拿在手上的不安，不能與店員商量的不安，對卡號和密碼泄露的安全性等等不安因素。不過，這些不安可以隨著網絡購物的經歷的增多而減少。��

對于有這些不安的消費者，要刺激網絡購物和使其參加網絡購物，僅僅強調網絡購物的方便是不夠的。要以低價格、低成本購物的動機，首先有必要讓這些人作某種程度網上購物的經驗積累。政府則應從宏觀上指導電子商務的發(fā)展，抓住全國性及區(qū)域性的規(guī)劃建設，逐漸完善與網絡技術有關的法律、法規(guī)，大力推動觀念的轉彎，推動行業(yè)協作，加強信息工程的基礎建設與互聯網的發(fā)展，提高網絡資源的利用率。��

從各種商品的銷售體制探討的結果，對于網絡銷售提出以下一些建議：��

①廠家在產品宣傳廣告的各種手段中，例如電視廣告、報紙、雜志及招貼畫、廣告單中，大量宣傳利用網絡銷售的特點及其所銷售產品的特性、使用方法、外觀尺寸等，使熱衷于網絡消費的群體能有不同角度了解掌握產品性能，無需出門，輕點鼠標既可以完成購物程序。��

②雖說網絡銷售是以低價位占盡優(yōu)勢，但應盡量顯示網絡銷售產品的特色，且避免沖擊正常的零售業(yè)市場，除在網絡銷售商品類別不同以外，即便在同樣的商品中也可采用在網絡銷售渠道中的特征來區(qū)別。例如在同類別商品中，生產一種專門用于網絡銷售的特殊商品，或采用不同包裝來達到這一區(qū)別目的。��

總之，伴隨著個人電腦的普及和使用電腦人口的增加，網絡購物是大趨勢，其星星之火一定會在不久的將來燎原人類社會。��

參考文獻��

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消費行為分析論文范文第2篇

當今，擴大以消費需求為核心的國內需求，建立擴大消費需求長效機制，釋放居民消費潛力，成為保持我國經濟健康持續(xù)發(fā)展的良方。刺激國內需求尤其是居民消費需求，成為推動經濟增長、實現經濟發(fā)展方式轉變、經濟結構轉型的重要議題。消費需求歷來是國內外專家學者分析與研究的重點對象，并且取得了豐碩的成果。

國外對于消費需求早已有廣泛而深入的研究。1936年出版的《就業(yè)、利息和貨幣通論》提出了凱恩斯（Keynes）的消費函數，系統論述了有效需求理論，認為有效需求不足導致了蕭條和大危機。在凱恩斯之后又出現了許多消費理論，具有代表性的有美國經濟學家杜森貝利（Duesenberry）提出的相對收入消費理論，莫迪利安尼（Modigliani）的生命周期消費理論，弗里德曼（Friedmam）的永久收入消費理論等。Hall（1978）把理性預期學說開創(chuàng)性引入到消費函數理論，對消費增長的不可預見性進行了檢驗。在行為經濟學領域， Kahneman和Tversky（1979）創(chuàng)立了著名的前景理論，使對消費者行為的描述更加精確。Porter（1990）和Rostow（1990）基于競爭優(yōu)勢理論和國家經濟增長五階段劃分，研究指出消費拉動型經濟增長方式才是健康可持續(xù)的，建立消費型社會是一國經濟發(fā)展最終目標。

進入21世紀以來，隨著消費在我國經濟發(fā)展中的地位越來越重要，消費問題漸漸為國內專家學者所重視。從目前已取得的研究成果來看，國內研究消費需求的重點在于影響消費需求因素的分析、消費需求不足的原因和影響、擴大消費需求的作用與意義以及如何提高消費需求等方面。尹世杰（2002）論述了擴大消費需求，拉動經濟增長的問題，并從消費的觀念、政策、結構、環(huán)境方面闡述了如何提高消費率，促進經濟增長。范劍平（2003）提出促進我國經濟增長動力機制由投資主導型向居民消費、社會投資雙拉動型轉換。李文星等（2008）實證考察了我國人口年齡結構變化對居民消費的影響，得出人口年齡結構變化不是居民消費率過低的原因。田青等（2008）利用相關數據分析了消費習慣、收入、購房支出、醫(yī)療、教育支出、收入波動及利率等因素對消費的影響。劉慣超（2023）研究概括了導致消費需求不足原因的高投資擠占消費論、高儲蓄擠占消費論、國民收入分配不合理制約消費論等7種觀點。李燕橋和臧旭恒（2023）動態(tài)分析了1978-2008年間我國城鎮(zhèn)居民消費（儲蓄）行為，表明預防性儲蓄動機對居民消費水平變動及居民消費增長率變動產生的作用強度均不大。王勇（2023）認為發(fā)展消費金融是擴大消費需求的長效機制之一。陳健等（2023）從信貸約束角度探討了房價波動對消費的影響機制，經實證分析發(fā)現總體上房價上漲會抑制消費。夏杰長（2023）分析認為僅靠投資與凈出口拉動的經濟增長模式正逐步不可持續(xù)，必須擴大消費需求、調整經濟結構、穩(wěn)定經濟增長。洪銀興（2023）認為發(fā)展消費經濟是解決消費拉動經濟增長的供給問題，尤其需要企業(yè)的創(chuàng)新，引導和創(chuàng)造消費者，推動消費方式的多樣化，消費狀態(tài)的擴展，消費模式的調整。

梳理和回顧國內外已有研究，可以發(fā)現對消費需求問題的研究碩果頗豐，無論理論分析還是實證分析都取得了令人矚目的成績。然而，在呼吁增加居民消費的同時，對于居民消費與金融體系風險的分析在已有文獻中鮮有提及，系統性論述和相關成果更是少見。但是，隨著金融在我國經濟發(fā)展中地位的提高，管控金融體系風險對于保持經濟健康持續(xù)發(fā)展的重要性不言而喻。居民消費與金融體系風險問題應該引起足夠的重視。鑒于此，本文就居民消費與金融體系風險問題進行深入分析和探討。通過對居民消費、居民儲蓄、間接融資規(guī)模的實證分析，揭示居民消費與金融體系風險的關系。其中，運用計量工具進行實證模型數據化研究是本文分析的重點部分。期望通過本文的分析論述，對當前擴大內需提高居民消費水平的當下，控制好金融體系風險，保持經濟健康持續(xù)發(fā)展有所參考和幫助。

分析方法介紹及變量數據選取

本文針對所要分析的問題，采用相關性分析方法和向量自回歸（VAR）模型，選取取自然對數后的居民消費率（LNHCR）、居民儲蓄率（LNHDR）和間接融資規(guī)模指標（LNIFR），結合我國1989-2023年之間的年度統計數據，進行實證分析。

（一）分析方法及模型簡介

相關性分析方法，通過計算相關系數能精確的反映變量之間是否存在相關性及其程度的大小。向量自回歸（VAR）模型是基于數據的統計性質建立的模型，通過所有內生變量滯后值回歸分析，以估計內生變量的動態(tài)關系。VAR模型不以經濟理論為基礎，避免了經濟學先驗理論的束縛，在對經濟問題的分析中常常被使用。

（二）變量選擇及數據說明

居民消費率（LNHCR）=LN（居民消費支出/GDP），以LNHCR來衡量居民消費需求的水平，該數值越大表明居民消費水平越高。

居民儲蓄率（LNHDR）=LN（城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款余額/GDP），以LNHDR來衡量居民儲蓄的狀況，其數值越大則居民儲蓄水平越高。

間接融資規(guī)模（LNIFR）=LN（金融機構人民幣各項貸款年末金額/GDP），以LNIFR作為衡量金融體系風險的指標，LNIFR值越大，銀行體系積聚的風險越多，金融體系風險也就越大。

本文搜集我國1989 -2023年之間的年度統計數據作為樣本，時間跨度共計23年，所有樣本數據均來自中國統計局網站《中國統計年鑒》和歷年的《中國金融年鑒》。由于統計指標呈指數化變化，本文對選取的變量進行了對數化處理，起到壓縮數據、消除異方差等作用，但并不會改變時間序列的性質。

實證檢驗與分析

鑒于對居民消費與金融體系風險實證分析需要，本文利用Eviews7.2軟件，對LNHCR和LNHDR變量進行相關性分析；對LNIFR和LNHDR變量進行平穩(wěn)性檢驗，建立VAR模型判定其平穩(wěn)性，脈沖響應函數分析、方差分解分析以及Granger因果檢驗。

（一）居民消費率（LNHCR）和居民儲蓄率（LNHDR）相關性分析

為了實證分析居民消費與居民儲蓄之間是否存在消費-儲蓄的收入支配模式，對LNHCR和LNHDR進行相關性分析。結果如表1所示。

由表1可知LNHCR與LNHDR的相關系數為-0.745633，可以判定居民消費與居民儲蓄之間存在強烈的負相關關系，消費-儲蓄的居民收入支配模式確實存在。居民儲蓄率提高說明居民消費率降低了，居民儲蓄率下降則說明居民消費率升高了。

（二）間接融資規(guī)模（LNIFR）和居民儲蓄率（LNHDR）實證檢驗與分析

1.變量的平穩(wěn)性檢驗。由于序列LNIFR、LNHDR都是時間序列數據，為了防止虛假回歸等問題的出現，首先需要檢驗其平穩(wěn)性，再進行VAR建模及后續(xù)相關的檢驗和分析。本文選用ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗來檢驗序列平穩(wěn)性，檢驗結果如表2所示。

表2結果顯示，序列LNIFR、LNHDR的ADF值均小于相應的5%臨界值，即單位根檢驗結果表明在5%顯著性水平下，間接融資規(guī)模（LNIFR）、居民儲蓄率（LNHDR）都是平穩(wěn)序列。

2.建立VAR模型判定其平穩(wěn)性。經檢驗LNIFR與LNHDR都是平穩(wěn)的時間序列，下面來構造向量自回歸（VAR）模型，并判定VAR模型平穩(wěn)性。通過LR、FPE、AIC、SC和HQ準則選擇VAR模型最優(yōu)滯后階數為3，即建立VAR（3）模型。進一步對VAR（3）模型進行平穩(wěn)性判定。通過AR根的判斷，被估計的VAR（3）模型所有單位根都落在單位圓內，因此可以判定VAR（3）模型是平穩(wěn)的。

3.脈沖響應函數分析與方差分解分析。在已經判定VAR（3）模型是穩(wěn)定的前提下，就可以進一步對VAR（3）模型進行脈沖響應函數分析與方差分解分析。具體分析如下：

脈沖響應函數分析。圖1表明了居民儲蓄率（LNHDR）對間接融資規(guī)模（LNIFR）的沖擊效應。 LNIFR在受到LNHDR一個標準差變化的單位正向沖擊之后，由開始值為零1年內迅速上升，上升到第2期的最大正效應值（0.025）之后又迅速下降，并在第3期由正效應變?yōu)樨撔�應，在�?期達到最大負效應值（-0.01）之后逐步上升，在第5期再次上升為正效應，之后小幅變動，但其值始終是大于零的。這說明居民儲蓄率（LNHDR）上升，即居民消費率（LNHCR）下降，總體上對間接融資規(guī)模（LNIFR）有正向促進作用，從而增加了金融體系風險。同時，隨著時間的推移，伴隨居民消費率下降，居民儲蓄率提高對間接融資規(guī)模擴大保持相對穩(wěn)定的正向作用，金融體系風險不斷積累。

圖2表明了間接融資規(guī)模（LNIFR）對居民儲蓄率（LNHDR）的沖擊效應。居民儲蓄率在受到間接融資規(guī)模單位正向沖擊之后，前3年由正向效應不斷下降并轉負，之后持續(xù)下降到第5期最大負效應值（-0.032），到第6期保持相對平穩(wěn)的負值狀態(tài)，而后開始持續(xù)上升，在第9期上升為正值，之后小幅度繼續(xù)上升。這說明隨著金融體系風險積聚，間接融資規(guī)模的擴大對居民儲蓄率的負面作用較大，但在近期和較長的遠期表現出正效應的影響。

方差分解分析。從表3可以看出，間接融資規(guī)模（LNIFR）標準差從100%-87.4%的絕大部分被自身承載。居民儲蓄率（LNHDR）對間接融資規(guī)模（LNIFR）的影響力第1年為0，之后從第2期到第10期影響力在10.9%-13.1%之間小幅度波動。這表明間接融資規(guī)模在較長時期內受自身影響，并穩(wěn)定在一定水平，期間受到的居民儲蓄率影響是穩(wěn)定的且相對較小的。進一步反映出金融體系風險在較長時期內受自身影響較大，居民低消費、高儲蓄對金融體系風險的加大是一個漸進的過程。

表4表明，居民儲蓄率（LNHDR）標準差被自身承載的比例不斷下降，而由間接融資規(guī)模（LNIFR）承載的比例不斷上升。居民儲蓄率受自身影響第1期為82.18%，之后到第3期有微幅上升，隨后下降并且到第10期基本穩(wěn)定在60%以上。居民儲蓄率受間接融資規(guī)模的影響總體不斷上升，由期初的17.82%，到第10期為38.01%。這表明居民儲蓄率受間接融資規(guī)模的影響隨時間推移而加大，反映了銀行體系為了維持巨大的間接融資規(guī)模，而努力擴大儲蓄尤其是積極吸收中長期的定期儲蓄，以獲得穩(wěn)定的負債。當然，銀行體系的這一行為過程，抑制了居民消費的提升，也不斷集聚著風險，給金融體系的健康穩(wěn)定帶來隱患。

4.Granger因果關系檢驗。為了更進一步發(fā)現間接融資規(guī)模（LNIFR）和居民儲蓄率（LNHDR）之間的相互關系，本文利用Granger因果關系檢驗方法對LNIFR和LNHDR之間的因果關系進行檢驗和分析。檢驗結果如表5所示。

由表5可知，在1%顯著性水平下，居民儲蓄率（LNHDR）是間接融資規(guī)模（LNIFR）的格蘭杰原因；而間接融資規(guī)模（LNIFR）不是居民儲蓄率（LNHDR）的格蘭杰原因。即居民儲蓄率（LNHDR）是間接融資規(guī)模（LNIFR）單向的格蘭杰原因。這表明居民儲蓄水平的提高、消費水平的下降，能夠促使間接融資規(guī)模擴大，也就使銀行體系積累風險，金融體系面臨越來越大的風險暴露。同時，在接受LNIFR不是LNHDR的格蘭杰原因零假設時，相伴概率為0.1374，這一概率值并不高。其表明間接融資規(guī)模的擴大、金融體系風險的加劇，一定程度上也能夠引起居民儲蓄率提高、消費率下降。

結論與建議

（一）研究結論

通過對居民消費與金融體系風險的探究與分析，可以得出以下結論：

第一，居民消費率低、儲蓄率高是我國間接融資規(guī)模占比很高的重要原因，隨著間接融資規(guī)模擴大大量風險向銀行體系積聚，金融體系面臨越來越大的風險暴露，這些對于國民經濟健康持續(xù)發(fā)展是不利的。第二，由相關性分析可知，居民低消費、高儲蓄現象一直存在并不斷加強，消費與儲蓄此消彼長，消費-儲蓄是居民收入支配主要模式。第三，脈沖響應函數表明，一方面居民消費下降、儲蓄上升促進了間接融資規(guī)模的擴大，增加了金融體系風險。另一方面隨著間接融資規(guī)模擴大、金融體系風險積聚，在近期和較長遠期能使居民儲蓄增加、消費下降。第四，從方差分解來看，金融體系風險加大是居民低消費、高儲蓄下一個漸進的過程，而銀行體系在追求利潤加大吸儲力度，維持較大間接融資規(guī)模聚集較大金融體系風險的同時，客觀上抑制了居民消費的提升。第五，Granger因果檢驗表明居民消費、居民儲蓄與間接融資規(guī)模之間存在相互作用，消費水平下降、儲蓄水平上升對間接融資規(guī)模擴大、金融體系風險增加的影響更為顯著。

（二）對策建議

基于結論，為了在擴大內需增加居民消費需求的同時，更好地管理和控制金融體系風險，保持經濟健康持續(xù)發(fā)展，本文提出如下建議：

1.鼓勵居民消費的同時拓寬居民投資渠道。鼓勵居民消費只是從數量上能降低居民的儲蓄水平，而未能改變居民收入的消費-儲蓄支配模式。拓寬居民投資渠道，分散居民消費后閑置資金流向，降低對儲蓄依賴，一方面能給居民帶來較之單一儲蓄更高的收益，滿足其合理理財需求；另一方面能從源頭上降低居民儲蓄率，緩解風險向銀行體系過分積聚的現狀，合理配置社會資金，分散風險，保持金融體系健康穩(wěn)定。拓寬居民投資渠道主要是從股票、債券、信托產品等方面入手加快發(fā)展資本市場，在2006年到2007年股票市場處于持續(xù)大漲之時居民儲蓄水平就明顯下降，資本市場十分活躍，直接融資規(guī)模增大顯著。這里需要指出的是隨著現代人生活方式的轉變和網絡金額的發(fā)展，開發(fā)出適合眾多小額閑余資金方便快捷的投資渠道和投資產品是具有巨大發(fā)展?jié)摿Φ摹?/p>

消費行為分析論文范文第3篇

論文關鍵詞：奢侈品；合理行為理論；購買動機

合理行為理論是分析影響行為意向因素的理論，經常被應用到對消費者購買意向的研究中，是研究消費者行為的有效工具。本研究將結合合理行為理論對我國消費者購買奢侈品的動機進行理論分析，為奢侈品動機研究提供一個全新的視角。

一、文獻回顧

奢侈品是那些通過使用或展示某個特定品牌的產品而使擁有者受到尊重的產品，奢侈品與其使用價值沒有必然聯系奢侈品使消費者得到心理上和功能上的滿足，而奢侈品給消費者帶來心理上的滿足是奢侈品與非奢侈品、奢侈品與假冒品相區(qū)別的主要原因。奢侈品往往是與相應的品牌相聯系的，品牌是奢侈品與非奢侈品相區(qū)別的最直接標志。Nueno和Quelch將奢侈品牌定義為那些功能性效用與價格比較低，而無形效用和情景性效用與價格比較高的品牌。

對于消費者獲得奢侈品動機的研究最初認為人們購買奢侈品是為了給他人留下深刻的印象，消費者希望通過其消費行為營造出受歡迎的社會形象。也就是說，人們購買奢侈品是出于社會目的，一方面得到社會的認可，另一方面突出其在社會中的突出位置，這種觀點得到了炫耀性消費理論的支持。在1899年出版的《有閑階級論》中，凡勃倫講到，“要獲得尊榮，并保持尊榮，僅僅保有財富或權力還是遠遠不夠的，有了財富和權力還必須能夠提供證明，因為尊榮只是通過這樣的證明得來的。凡勃倫區(qū)別了炫耀性消費的兩種動機。一種是歧視性對比，一種是金錢競賽。前者指財富水平較高的階層通過炫耀性消費來區(qū)別于財富水平較低的階層；而后者則指財富水平較低的階層力圖通過炫耀性消費來效仿財富水平較高的階層以期被認為是其中一員。奢侈品一方面具有價格昂貴的特征，另一方面是一定社會地位的象征，所以對奢侈品的消費往往能夠達到炫耀的目的。無論是為了區(qū)別于特定群體的歧視性對比，還是為了從屬于特定群體的金錢競賽，都是一種社會目的。消費者這種區(qū)別于特定群體和從屬于特定群體的心理不僅表現在對財富的炫耀上，而且表現在對稀缺產品的渴求上。產品的稀缺會增加消費者對品牌的偏好。忉當一個奢侈品因為其獨特性而更難獲得時，其對于消費者來說更有吸引力，產品的稀缺使產品擁有者與非擁有者相區(qū)別，而從屬于其他產品擁有者所構成的群體。

之后，學者們從更為廣泛的視角研究了消費者購買奢侈品的動機，這種觀點認為消費者購買奢侈品不僅出于社會目的，而且出于個人目的，應該從社會導向和個人導向兩個方面研究消費者購買奢侈品的動機。從個人導向研究消費者購買動機主要從消費者購買奢侈品后會獲得的情感利益、象征利益和使用利益三個方面出發(fā)，從而消費者購買奢侈品牌的個人原因包括：自我享樂；自我獎勵；與內在自我相一致；質量保證。理論上說，奢侈品能夠給消費者帶來兩方面的利益，一方面是個人導向的，另一方面是社會導向的。這些潛在利益的滿足情況是消費者對一個品牌奢侈程度的衡量標準。由于中國在文化上與西方文化有所不同，中國文化更為注重人與人、人與社會的關系，所以，中國消費者和西方國家的消費者對奢侈品牌的理解可能有所不同。

二、理論模型建立

1967年Fishbein以Dulany的理論為基礎，提出了合理行為理論。合理行為理論假設在社會心理學中大部分行為是在意志控制范圍內的，而且是在特定的情境之下的，一個人具體行為意向會影響其隨后的行為。在合理行為理論中，行為意向是指在既定情境下執(zhí)行某一特定行動而得到預期表現的意愿。合理行為理論通過分析影響行為意向的因素來解釋人們行為意向的原因，該理論是消費者行為研究的一個有效理論。

根據合理行為理論，有兩個主要因素決定特定行為意向，即個人的態(tài)度的因素和社會的規(guī)范的因素。其中個人的態(tài)度的因素即行為態(tài)度，指一個人對在既定環(huán)境下執(zhí)行特定行為的態(tài)度，該變量取決于這個人對各行為結果的評價以及對結果產生可能性的預期。而社會的規(guī)范的因素即主觀規(guī)范，指一個人認為對他來說重要的人認為他應該或不應該執(zhí)行特定行為可能性的信念，主觀規(guī)范涉及社會環(huán)境對行為意向的影響。合理行為理論可以概括為圖1。

盡管合理行為模型對美國樣本有很好的預測和解釋能力，但是有些學者認為這個模型中存在西方文化偏見。韓國一些學者對合理行為模型進行了跨文化的研究，結果表明，雖然以韓國消費者為調查對象的數據不能否定合理行為模型，但是經過跨文化修正的模型對數據的解釋力更好。婦李東進等考慮到中國文化受儒家思想影響較大，與西方文化在多方面有著極大的區(qū)別，因而根據中國文化特點對合理行為模型進行了修正，用面子意識和群體一致意識兩個變量替換了主觀規(guī)范這個變量，提出了更為適合中國消費者購買意向的模型。如圖2。

通過對奢侈品購買動機研究的回顧，筆者認為消費者購買奢侈品主要有兩大動機：一是出于社會動機。首先，購買奢侈品可以滿足消費者炫耀財富的需求，奢侈品價格昂貴，只有少數人可以負擔得起，而這部分人往往具有較高的社會地位或擁有較多的財富，所以對奢侈品的消費也就成了地位和財富的象征，奢侈品本身也成了一種社會符號；其次，購買奢侈品可以滿足消費者獵奇的需求，奢侈品往往是潮流的引領者，而且相同款式數量極少，從而使對奢侈品的消費成為品位的象征，同時對奢侈品的占有具有排他性和獨占性，可以表現出其在社會中的優(yōu)越感。二是出于個人動機。首先，購買奢侈品可以滿足消費者的享樂需求，享樂性反應消費者通過對奢侈品消費而獲得感官上的滿足和樂趣；其次，所購買的奢侈品是擁有者的一個組成部分，消費者可以通過對奢侈品的消費來增強自我概念，再次，是購買奢侈品可以滿足消費者對產品的高質量需求，消費者感知奢侈品牌有更高的價值可能是因為其提供了更高的品牌質量和信譽。學者們也是從這五個角度來衡量一個品牌的奢侈程度的，只有一個品牌在這五個方面的得分較高，才可以稱其為奢侈品牌。

由合理行為理論可知，行為意向受行為態(tài)度和主觀規(guī)范兩個方面因素影響，其中行為態(tài)度是個人方面的因素，而主觀規(guī)范是他人方面因素。對行為的態(tài)度取決于行為對個人可能帶來的結果，而消費者購買奢侈品期望帶來的結果主要包括三個方面，分別是得到優(yōu)質的產品、享樂和表現內在自我。所以本研究認為奢侈品的優(yōu)質性、奢侈品的享樂性和奢侈品的自我延伸分別與消費者購買奢侈品這一行為的態(tài)度正相關。另外，奢侈品炫耀性和稀缺性這兩個方面是他人影響的基礎，本研究用面子意識代替合理行為理論的主觀規(guī)范這個變量，而且本研究認為奢侈品的炫耀性和稀缺性與消費者面子意識正相關。通過以上分析，可以將奢侈品購買意向模型概括為圖3。

三、數據收集與分析

本研究以問卷調查的方式收集數據，主要調查消費者對奢侈品以及購買奢侈品行為的一些看法。問卷由五部分組成，第一部分是關于購買奢侈品動機的量表，該量表主要由五個方面構成，分別是優(yōu)質性、自我延伸、炫耀性、稀缺性、享樂性，每個方面由四個問項組成，共20個問項。第二部分是面子意識，由四個問項構成。第三部分是購買奢侈品的行為態(tài)度，由三個問項構成。第四部分是奢侈品購買意向，由三個問項構成。第五部分是關于被調查者樣本的個人信息，由四個問題構成。本研究共發(fā)放問卷300份，回收285份，其中有效問卷266份。被調查者中，男士128人，占4＆1％；女士138人，占51．9％。

本研究利用SPSS15．0對問卷中的項日進行了探索性子分析。分析結果表明KMO指標為0．846，Bartlett’s檢驗的著性為0．000，這說明數據適合作因子分析。旋轉后因子荷載和累積方差貢獻率如表1所示。

五個變量的Cronbach0t值均大于0．7，所以可以認為問卷中這五個變量的測量結果是可靠的。

在刪除了AI4、A19、A5三個題項后再次做探索性因子分析后，以優(yōu)質性、自我延伸、享樂性三個因子的因子得分為自變量，行為態(tài)度做因變量，進行回歸分析，分析后模型整體的解釋力即調整的一0．827，顯著性水平為0，說明數據適合做回歸分析。優(yōu)質性、自我延伸、享樂性的標準化系數分別是0．417、0．337、0．392，并且通過了顯著性檢驗，說明優(yōu)質性、自我延伸、享樂性分別與購買奢侈品行為態(tài)度顯著相關。

以炫耀性、稀缺性兩個因子的因子得分為自變量，面子意識做因變量，進行回歸分析，分析后模型整體的解釋力即調整的R2—0．785，顯著性水平為0，說明數據適合做回歸分析。炫耀性、稀缺性的標準化系數分別是0．396、0．308，并且通過了顯著性檢驗，說明炫耀性、稀缺陛分別與消費者在購買奢侈品時的面子意識正相關。

以行為態(tài)度、面子意識為自變量，行為意向為因變量進行回歸分析，分析后模型整體的解釋力即為一0．876，顯著性水平為0，說明數據適合做回歸分析。面子意識、行為態(tài)度的標準系數分別是0．343、0．451，系數都通過了顯著性檢驗，說明面子意識、行為態(tài)度分別與購買奢侈品意向顯著相關。

四、結論與啟示

本研究結果表明，對購買奢侈品這一行為的態(tài)度與奢侈品的優(yōu)質性、自我延伸、享樂性三個變量顯著相關，而炫耀性、稀缺性這兩個變量與消費者在購買奢侈品這一行為上的面子意識顯著相關。另外，消費者在購買奢侈品意向方面既會考慮個人態(tài)度，又會考慮他人的看法。

消費行為分析論文范文第4篇

關鍵詞:土家族農村居民;生活消費;特征分析?

土家族是中國歷史上悠久的少數民族之一,在公元前315年秦滅巴后,巴人的一部分流落到今天的湖南、湖北、重慶、貴州四省接壤的武陵山區(qū)一帶定居下來,并與當地居民逐漸融合�，F今土家族主要分布在湖南省西北部(湘西土家族苗族自治州)、湖北省的恩施土家族苗族自治州、宜昌的五峰土家族自治縣、長陽土家族自治縣、貴州沿河土家族自治縣、德江、印江等縣以及渝東南的石柱土家族自治縣、秀山土家族苗族自治縣、酉陽土家族苗族、彭水苗族土家族自治縣、黔江區(qū)等(以下簡稱石柱、秀山、酉陽、彭水、黔江),與漢、苗等族雜居[1]。在聚居的地域,土家族居民在生活、飲食、居住等方面形成了自己獨特的習俗。?

而今,土家族地區(qū)普遍貧困落后,經濟社會發(fā)展滯后于其它地方,開發(fā)少數民族地區(qū)經濟,縮小地區(qū)間差距成了各級政府面前的頭等大事,同時也是學術界普遍關注的問題。張琦(2001)認為少數民族即期消費不旺,需求拉動不足制約少數民族地區(qū)的經濟發(fā)展[2];呂學芳(2002)認為開拓少數民族地區(qū)農村消費市場是實現少數民族地區(qū)農村經濟持續(xù)、快速、健康發(fā)展的有效途徑,對少數民族地區(qū)農村經濟的增長具有重要的推動作用[3]。開拓土家族地區(qū)農村消費市場來發(fā)展土家族地區(qū)經濟,先必須了解土家族地區(qū)居民的消費特征,并對土家族居民的消費模式有一個準確的定位。目前,研究土家族地區(qū)居民消費的文獻較少,主要有彭林緒(2000)從居住飲食文化的變遷角度探討了土家族生活消費的變化[4];姚偉鈞(2005)從節(jié)日習俗探討了土家族的飲食文化[5];姚偉鈞,劉樸兵(2007)從地理、氣候等自然環(huán)境角度分析了鄂西土家族的飲食文化的特征,認為鄂西土家族的飲食文化具有粗放純樸的三區(qū)飲食文化特征[6]。這些研究主要從民族學、民俗學等角度對土家族居民的飲食、消費文化進行定性的探討,缺乏實證的分析。而從經濟學的角度探討土家族居民消費行為的文獻極少,余石(2001)采用總量數據建立了恩施土家族苗族自治州消費函數的數學模型,并對該地區(qū)的總消費需求與其影響因素之間的關系進行了分析研究[7],表明絕對收入假說與相對收入假說理論在該地區(qū)的適用性。而筆者認為采用總量數據構建模型未必能全面反映土家族居民真實的消費特征;其次在余石所建模型中沒有任何檢驗,因此其模型的準確性有待進一步探討。那么土家族地區(qū)居民的消費特征是否與傳統的消費理論相吻合呢?這些消費特征又衍射出土家族人怎樣的經濟特征與消費文化呢?它賦予我們怎樣的政策導向呢?基于上述思考,并借鑒前人的研究成果,筆者以渝東南土家族地區(qū)為例(分別是石柱、秀山、酉陽、彭水、黔江),對該地區(qū)農村居民生活消費特征進行實證分析。?

一、相關理論介紹?

凱恩斯在《就業(yè)、利息和貨幣通論》中研究“當就業(yè)量處于既定水平時,什么因素決定消費的總量”時,將消費傾向定義為:存在于yw (即用工資單位衡量的既定的收入水平) 和cw (即在該收入水平下的消費開支) 之間的函數關系x,即:cw = x(yw)。?

其理論綱要[8]是:當期收入是消費的主要決定因素,當實際收入總量增加時,總消費量也會增加,但其增加的程度不如收入,也即邊際消費傾向的數值為正,但小于1。基于心里規(guī)律,這一理論在實際生活中很有說服力,在人們收入水平還很低時,必須把全部收入滿足基本需求,因而沒有儲蓄或很少有儲蓄;隨著收入水平的提高,除滿足基本需要以外,還有剩余用來滿足其它需求,由于有些需求不是必須的,因此人們不會把全部收入用于消費,而是有一部分被儲蓄;同時由于人們對未來收入的不確定,以及應付未來的不測之需、支付未來的大筆支出,加上為后代留筆財富的心態(tài),使得人們也要進行儲蓄;還有根據邊際效用遞減規(guī)律,人們總是把每個單位的貨幣用于效用最大的物品上,隨著所消費物品的增加,從最后一個消費品上所得到的邊際效用呈遞減趨勢,因而消費者的邊際消費率呈遞減性。?

自凱恩斯提出上述消費函數的概念后,有關消費函數的實證研究被置于宏觀經濟學的核心地位,近幾十年來,消費函數理論一直是經濟學家相對關注和研究的領域。從時間維度來看,西方宏觀經濟理論對居民消費行為研究的演進過程大體可劃分為四個階段[9]:第一階段是 20世紀30年代至 50年代中期,最具代表性的是凱恩斯的絕對收入假說和杜森貝里的相對收入假說;第二階段是50年代到70年代中期,弗里德曼和莫迪利安尼在原有消費者行為分析框架基礎上提出的永久收入假說和生命周期假說;第三階段是 7o年代后期到80年代初期,霍爾(hall,robert e.,1978)將理性預期理論引入永久收入假說和生命周期假說,提出了隨機游走假說;第四階段是80年代中期以后,以預防性儲蓄假說和流動性約束假說為代表所引發(fā)的大量相關經驗理論與假說。?

學術界運用于定量分析的理論主要集中在凱恩斯的絕對消費理論模型和杜森貝里的相對收入假說模型,國內學者一般將凱恩斯的消費理論化為具體可計量的數學模型[10]:?c=a+by (c表示消費水平,y表示可支配收入,a表示自主消費水平,b表示邊際消費水平);將相對收入假說理論化為可計量的模型[7]:c?t=b?0+b?1y?t+b?2y??t?max?? 或者c?t=b?0+b?1y?t+b?2c??t ?max?? ,式中y??t ?max?? 表示過去最高收入水平,c??t?max??表示過去最高消費,在實際中一般采用上年消費水平c??t-1? 代替c??t?max?? ,這樣上式表達式為:c?t=b?0+b?1y?t+b?2c??t-1?。筆者仍以上述理論模型為基礎,建立渝東南土家族地區(qū)消費函數模型并展開分析。??

二、渝東南土家族地區(qū)為例的實證分析?

筆者以渝東南地區(qū)土家族農村居民生活消費為例,分析數據來源于歷年《重慶統計年鑒》及《重慶直轄10周年——數據與分析》,具有很高的可靠性[11][12]。文章先以凱恩斯的絕對消費理論模型?c=a+by進行回歸分析,其中c為土家族地區(qū)農村居民人均生活消費,y表示為農村居民人均純收入,a表示自主消費,b表示邊際消費傾向?。運用eviews軟件[13]對1996-2006年人均生活消費與人均純收入的當年數據進行回歸,計算結果如表1。

從回歸結果來看,黔江回歸模型的可決系數較高(0?98),t檢驗與f檢驗都能通過,擬合較好,但常數項為負數,經濟學含義即自主消費量為負數,同時b值高達1?16,大于1,其經濟學含義即邊際消費傾向為1?16,意味著收入增長一元,消費將增加1?16元,因此違背了凱恩斯消費理論的分析框架(凱恩斯絕對消費理論認為自主消費不少于0,邊際消費傾向少于1),該模型是失敗的;石柱的消費模型中,常數項未能通過t檢驗,(在n=11,顯著性水平a=0?1時,t臨界值為1?36,上述表中僅為0?32);秀山的消費模型擬合較好,各項參數均能通過相關檢驗;酉陽、彭水的消費模型同樣不能通過常數項的t檢驗,其中酉陽的邊際消費傾向為1,不符合凱恩斯的消費理論框架。總體而言,除了秀山消費函數擬合較好以外,其他區(qū)縣的擬合情況較差,因此上述分析表明凱恩斯的絕對消費理論在解釋土家族地區(qū)農村居民生活消費行為特征時缺乏說服力。

針對上述分析出現的問題,并結合相對收入假說理論,對模型進行修正,以統計學原理為依據[14],以參數通過相關檢驗為衡量標準,擇優(yōu)處理,得到如下分析結果見表2。

注:方程式欄中參數下面括號中數值為t檢驗值,消費函數表達式中c?t表示當期消費,c??t-1?表示上期消費。??

從表2中的分析結果來看,可決系數都在0?9以上,表明擬合方程式能解釋的部分達到90%以上,擬合較好。同時各參數估計的t值,f都通過了檢驗,但有一個共同的特點:自主消費沒有體現在模型中。從各地區(qū)擬合的消費表達式來看,黔江居民生活消費行為較為特殊,當期的生活消費取決于當期收入與上期的消費水平,其中邊際消費傾向為1?01,即當期收入增加一個單位時,生活消費將增加1?01個單位;石柱、秀山、酉陽、彭水等縣的邊際消費傾向也偏高,分別是0?95、0?83、0?99、0?89。另外,依據相關數據計算[11][12]的平均消費傾向也表明該地區(qū)的消費傾向明顯高于重慶平均水平與全國平均水平[15]。?

基于上述分析,可得出渝東南土家族地區(qū)農村居民的生活消費特征如下:第一,消費行為不符合凱恩斯的消費理論,但與相對消費理論吻合較好;第二,自主性消費參數a的估計不顯著,同時平均邊際消費傾向普遍較高;第三,邊際消費傾向偏高,甚至大于1,明顯高于全國及全市平均水平。?

三、原因分析?

針對上述土家族居民的消費特征,分析其原因主要有以下三個方面。?

(一)“自給自足”的生產方式是其主要經濟特點?

在上述消費函數分析過程中,常數項參數未能通過檢驗,即渝東南土家族地區(qū)居民的自主消費不顯著。但這并不表明土家族居民沒有自主消費,而可能是自主消費主要依靠自己生產供給,并不是在市場上購買所得,而目前我國的數據資料的統計主要是針對市場交易產生的數據進行統計,而自給自足的經濟數據未能統計,因此可能部分掩蓋了數據的真實性,導致常數項通不過檢驗。從事實上來看,渝東南土家族地區(qū)歷來屬于“老、少、邊、窮”的部級貧困區(qū),與其它地方相比,該地區(qū)交通不便、經濟落后、信息閉塞,至今仍以傳統的農業(yè)生產為主。從2006年農林牧漁業(yè)總產值占gdp比重來看,重慶平均水平是18?3%,而土家族地區(qū)5區(qū)縣該指標平均在30%以上,比重最小的是黔江28?6%,最高的是酉陽達65?7%。由此可見,農業(yè)生產在該地區(qū)仍處在核心地位。另外,從農產品的商品率來看,重慶平均水平是55?7%,而該地區(qū)均低于這一水平,農業(yè)商品率最高的石柱為54?0%,最低的酉陽僅為47?6%。這表明土家族地區(qū)的經濟具有濃厚的自給自足的特征,大量農產品未在市場上流通,而是滿足于自己的生活,這也印證了上述消費函數的回歸分析是準確的。?

(二)農民收入低導致嚴重的“透支消費”現象?

從渝東南土家族地區(qū)5區(qū)縣的平均邊際消費傾向來看,1996年、2001年、2006年三年的截面數據均顯示該地區(qū)的平均消費水平高于重慶平均水平。1996酉陽的平均消費傾向高達1?282,遠遠超過重慶平均水平(0?898),黔江平均消費傾向最低,也高達0?925。至2006年,平均消費傾向整體呈現下降趨勢,但是黔江、酉陽地區(qū)的平均消費傾向大于1,這表明消費支出額大于收入水平,況且本文分析的僅僅是生活消費支出,這就表明該地區(qū)農村居民生活極度貧困,出現了嚴重“透支消費”現象。統計數據顯示,2006年重慶農村居民人均純收入為2 873?83元,而渝東南土家族地區(qū)該指標均低于這一數值。最高的石柱為2 457?73元,相當于重慶平均水平的85?5%;最低的酉陽僅為2 030?98元,僅僅相當于重慶平均水平的70?7%,見表2。這表明該地區(qū)居民低收入水平是制約消費行為的主要因素,農民的收入主要用于生活方面的必要消費,而對生活消費之外的彈性消費品需求很少,因此從這種角度來講,要繁榮該地區(qū)農村經濟,拓展農村消費市場必須加快提高該地區(qū)居民的收入水平,增強居民的消費能力。?

(三)土家族消費文化的影響?

盡管渝東南土家族地區(qū)農村居民收入水平較低,但其邊際消費傾向普遍較高,部分甚至高達0?9以上,相當于每增加一元收入,生活消費就會相應增加0?9元以上,這與我國居民收入水平與邊際消費傾向的“倒u”型關系假說不符合[16](即中產階級的邊際消費傾向最高,低收入者與高收入者的邊際消費傾向較低)。同時也與我國農村居民邊際消費傾向徘徊在0?7-0?8之間存在很大差別[17],何況上述的分析還沒有考慮生活消費以外的消費情況,那么其中的原因何在呢?單從經濟學角度考慮很難找到答案,筆者認為土家族的飲食文化深深影響邊際消費傾向。?

土家族居民盡管并不富裕,但是其食風十分豪放,平日土家族人普遍喜歡用大大的土碗吃飯喝酒。如果飯碗太小,就覺得吃的不舒服;酒碗太小,就覺得喝的不爽快。這種豪放的食風在接待客人的筵席上,更是得到了十足的體現。一般說來,客人臨門,夏天要先請客人喝一碗糯米甜酒,冬天則先請客人吃一碗開水泡團馓,再待以酒菜。土家人待客還喜用蓋碗肉,即以一片特大的肥膘肉蓋住碗口,下面裝有精肉和排骨。為表示對客人尊敬和真誠,土家族待客的肉要切成大片,酒要用大碗裝。土家族有吃社飯的傳統風俗,社日期間,家家請,戶戶接,社宴散時,主人還要讓赴宴者帶一些社飯回去,對于因故未來者,主人還往往派人把社飯送到府上去[6]。吃了別人家的社飯,要還席,因此社日期間土家族人互相邀請吃社飯,形成吃轉轉席的飲食格局。喝咂酒是土家族的另一風俗,凡客至家,必以酒招待;婚喪喜慶,必設酒宴。同時,土家族是一個節(jié)日頻率極高的民族,除了農歷的十月外,幾乎每月都有節(jié)日,有的甚至一個月里有幾個節(jié)日。過年過節(jié)往往殺豬宰羊,排場很大。?

因此,筆者認為土家族豪放的飲食文化和節(jié)日文化注定了土家族居民的生活消費在收入中的比重較高。這在一定程度上解釋了為何在渝東南土家族貧困地區(qū)農村居民保持很高的邊際消費傾向的“怪圈”。?

四、結論?

文章以渝東南土家族為例,運用消費理論基本原理對該地區(qū)居民的消費行為進行實證分析,分析表明凱恩斯的絕對消費理論不適合該地區(qū)居民的消費行為特征,而相對消費理論比較吻合該地區(qū)居民的消費行為。土家族地區(qū)居民的生活消費主要取決于當期的收入水平和上期的消費水平,而且平均消費傾向和邊際消費傾向都明顯高于重慶平均水平與全國平均水平,一方面這是該地區(qū)居民收入不高,貧困的表現;同時也是土家族居民獨特的飲食文化、節(jié)日文化及淳樸的好客習俗的體現。它給予我們的政策導向主要有三點:一是促進土家族地區(qū)商品經濟的發(fā)展,提高農村居民的商品意識,活躍農村消費市場;二是挖掘土家族文化產業(yè),培育土家族特色飲食文化產業(yè)大有潛力可挖;三是大力實施農業(yè)產業(yè)化,千方百計提高土家族居民的收入水平才是硬道理。?

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消費行為分析論文范文第5篇

一､引言

邊際消費傾向是凱恩斯提出的一個重要概念,他的很多著名論斷都和這一概念相關｡因而,要深入理解凱恩斯理論對這一概念的準確把握是十分必要的｡凱恩斯認為:邊際消費傾向是遞減的,這是因為人們的收入來源中至少要有一部分來保證他的生活需要,當收入極其低下時,其中大部分用于保證正常生活需要｡隨著收入的增加,剩余部分的收入就會滿足人們的其他需要,包括各種物質消費和精神消費,但隨著收入的繼續(xù)增加,人們的各種欲望得到滿足,單位收入的增加引起的消費增加就會逐漸減少｡由邊際消費傾向遞減論可知,高收入人群比低收入人群具有更低的邊際消費傾向｡邊際消費傾向遞減規(guī)律提出以后,很多文獻試圖對該規(guī)律進行實證驗證,有些得出一致的結論,有些則認為該規(guī)律與實際情況不符｡從空間維度看,高收入地區(qū)應該比低收入地區(qū)有更低的邊際消費傾向,很多學者對此進行了實證檢驗;而從時間維度看,隨著改革開放以來人民物質及精神文化消費水平的日益提高,邊際消費傾向隨時間變化是否呈現出遞減的趨勢,農村和城鎮(zhèn)對于這種趨勢表現如何?差異何在?這是本文關心的問題和核心所在｡

二､研究方法設計

一種測算邊際消費傾向的方法是利用擴展的線性支出系統(ELES)模型,秦順橋､郭永祥曾使用這種模型對江西省城鎮(zhèn)居民的邊際消費傾向做了實證分析,驗證了邊際消費遞減規(guī)律的存在｡該模型的基本建模思想是,消費者首先用其收入滿足其基本生活需要,這部分消費與消費者收入無關,是基于環(huán)境的外生變量｡滿足了基本需要之后,剩余的收入再在消費和儲蓄之間選擇一個分配比例,通過測算這個比例就可以估計出邊際消費傾向｡

設Pi為第i種商品或勞務的價格,Vi為其消費量,Ri為基本消費量,βi為其邊際消費傾向｡那么該模型的表達公式為:Vi=PiRi+βi(Y-∑PiRi),其中0≤βi≤1,令αi=PiRi-βi∑PiRi,得:Vi=αi+βiY｡對于變量Y,既可以取自橫截面數據,也可以取自時間序列數據｡為計算各年的邊際消費傾向,可以取橫截面數據,即找出各收入階層數據進行回歸｡但是,邊際消費傾向本身反映的是人們的心理規(guī)律:消費增量的變化量會隨收入水平的增加呈現遞減的規(guī)律,而不同收入層的消費者可能會因為生存環(huán)境､生活習俗等不同本身就存在著消費習慣上的差異,如果只選擇某一地區(qū)這種差異可能并不明顯,但如果我們使用全國數據不加分析,這樣做的結果可能并不能很好的說明這是一個普遍的消費者心理規(guī)律,而只能說明我國地區(qū)間邊際消費傾向的差異,因為我國地區(qū)差異比較大,是不可忽略的重要因素｡為了解決這一問題,本文采用時間序列分析方法的變體,首先用時間序列數據來產生邊際消費傾向,而后再用邊際消費傾向的時間序列來分析其變化趨勢,即數據滾動方法,具體研究方法設計如下:

1､數據處理｡本文使用EViews軟件幫助分析和處理,采用的是中經數據網提供的統計數據,涵蓋了1980年到2004年共25年的數據,使用了城鎮(zhèn)家庭平均每人可支配收入､城鎮(zhèn)家庭平均每人全年消費性支出､農村居民家庭人均年純收入和農村居民家庭人均年生活消費支出的統計數據｡基于上述問題和數據本身波動性的考慮,我們將這25年分時段分別進行研究:(1)取前7年的數據,對模型進行回歸,估計出該時間段的邊際消費傾向;(2)向后推3年,再估計出這一時間段的邊際消費傾向｡依此類推,共可以得到7組數據｡相應地,我們可估計出7個邊際消費傾向的估計值｡這種處理方法實際上是一個平滑的過程,這種方法有幾個好處,既能夠觀察出所研究變量的變化趨勢,又能減少數據波動造成的不利影響,同時,還能為我們盡可能創(chuàng)造出為分析時間序列而需要的盡量多的樣本數｡

2､模型設計｡根據擴展的線性支出系統模型,Vi=αi+βiY,可以對每類商品i進行邊際消費傾向的估計｡但本文關心的是支出總水平(V)和收入水平(Y)之間的關系,于是對上式進行加總,得到V=A+BY｡其中,A=∑αi,B=∑βi｡將7組數據分別據上式進行OLS估計,得到B1,B2,直到B7｡對B,建立時間序列模型和相關檢驗｡

三､實證結果(表1)

1､第六組的回歸結果(以*標出)因為出現了嚴重的異方差,改用對數回歸｡

2､農村邊際消費傾向時間序列中的第二個數據,出現了大于1的情況,而第六個數據較低,是因為1997~1999年間盡管收入是增加的,然而支出卻出現了下降的情況,這是收入不能解釋的,結果導致了回歸結果偏低的情況｡

3､括號中是各回歸系數的t統計量的值｡

4､對于截距項不顯著的方程,去掉該項重新估計｡

圖1 城鄉(xiāng)邊際消費傾向差異

從圖1中我們可以看出,農村邊際消費傾向呈現出先升高后下降的趨勢(第6個值因為其他因素的影響而偏低,不具代表性),而城市邊際消費傾向則是基本平穩(wěn),微有下降的｡

根據Vi=PiRi+βi(Y-∑PiRi),可以得到:βi=(Vi-PiRi)/(Y-∑PiRi),則β=(V-∑PiRi)/(Y-∑PiRi),如果以1980年數據作為基準值∑PiRi,得到圖2:

圖2 城鄉(xiāng)邊際消費傾向差異

從圖2中我們同樣觀察到農村邊際消費傾向先上升后下降的情況,而城市邊際消費傾向則是逐漸下降的｡城市邊際消費傾向在兩圖中呈現的結果稍有不同,是因為第一種方法實際上是采用了平滑的方法,因而淡化了這種趨勢｡而農村邊際消費傾向則是一致的,都發(fā)現了先上升而后下降的趨勢｡