計量經(jīng)濟學論文——農(nóng)村居民消費水平影響因素分析.doc

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1、 農(nóng) 村 居 民 消 費 水 平 影 響 因 素 分 析 摘要 中國是一個農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)民占總?cè)丝诘拇蟛糠?，農(nóng)村居民的消費在國民消費總量中占有很大比重，農(nóng)村居民的消費水平對整個國名經(jīng)濟的發(fā)展有重大的作用。隨著改革開放的深入及各項支農(nóng)惠農(nóng)政策的實施，農(nóng)村居民的生活水平有了很大提高，面對農(nóng)村這個巨大的消費市場，如何提高農(nóng)村居民的消費水平就成了擴大內(nèi)需、拉動經(jīng)濟所面對的重大問題。本文運用計量經(jīng)濟學的方法，就農(nóng)村居民的消費水平的主要影響因素進行了簡單的分析。 關(guān)

2、鍵詞：農(nóng)村居民消費水平 計量 思考 對策 一、研究目的要求 經(jīng)濟危機以來，中國經(jīng)濟遭遇增長上的瓶頸。一直以來中國經(jīng)濟的增長主要靠投資、出口和消費三駕馬車的拉動，而其中又以投資和出口的拉動作用最為巨大。雖然我國一直在強調(diào)要擴大內(nèi)需，但經(jīng)濟危機中由于出口減少而引起的經(jīng)濟下滑還是說明國內(nèi)經(jīng)濟對出口的依賴性還是很大的。 中國幅員遼闊，是一個巨大的市場，但是為什么這么多年來中國的市場都沒有完全開發(fā)出來，可以認為是方向沒有選擇準確。中國是一個農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)民占總?cè)丝诘拇蟛糠?，由此可見中國巨大的消費市場隱藏在農(nóng)村中，那么如何挖掘農(nóng)村的消費潛力就成了至關(guān)重要的問題。 而作為農(nóng)民人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)

3、大部分的農(nóng)業(yè)大國，中國農(nóng)村居民的消費在國民消費總量中占很大比重，農(nóng)村居民的消費水平對整個國民經(jīng)濟的發(fā)展有重大的作用。隨著改革開放的深入及各項支農(nóng)惠農(nóng)政策的實施，農(nóng)村居民的生活水平有了很大的提高，面對農(nóng)村這個巨大的消費市場，如何提高農(nóng)村居民的消費水平就成了擴大內(nèi)需、拉動經(jīng)濟所面對重大問題。因此研究農(nóng)村居民消費水平的主要影響因素，對于提高農(nóng)村居民消費水平，進而促進整個國民經(jīng)濟的發(fā)展有重要意義。 二、模型設(shè)定 1、理論綜述 從根本上說，居民消費取決于收入水平。 凱恩斯（Keynesian）在《通論》中提出了絕對收入假說，認為在短期中，收入與消費是相關(guān)的，即消費取決于收入，消費與收入之間的

4、關(guān)系也就是消費傾向。同時，隨著收入的增加消費也將增加，但消費的增長低于收入的增長，消費增量在收入增量中所占的比重是遞減的，也就是我們所說的邊際消費傾向遞減。 J杜森貝利（Dusenberry 1949）提出相對收入假說，以及后來的生命收入假說、流動性結(jié)束假說等等，都間接的說明了消費對于經(jīng)濟周期穩(wěn)定的作用。 當然，不同理論對理性人的支出安排做出了不同的假設(shè)。我國農(nóng)村居民消費需求也基本上遵循了上述各種假說。在影響居民消費的各種因素中，農(nóng)村居民收入起著決定性作用。 近年來我國學術(shù)界對居民消費尤其是農(nóng)村居民的消費問題也做了大量研究。朱信凱（2000）在對農(nóng)村居民收入與消費進行函數(shù)檢驗后，認為我國

5、農(nóng)村居民消費存在“棘輪效應”。 韓倩、王健（2005）主張認為農(nóng)民收入不穩(wěn)定性的增加也在一定程度上制約了農(nóng)村消費。 郭亞軍、鄭少鋒、李樺（2007）非收入因素以也影響農(nóng)民消費。 綜上所述，國內(nèi)外學者基本都認為收入是影響居民消費支出的主要因素，這些研究成果的理論借鑒及最終結(jié)論為消費需求理論向縱深拓展提供了有利的支撐。但是，具體到我國農(nóng)村經(jīng)濟的實際情況，不難發(fā)現(xiàn)這些研究沒有考慮農(nóng)民收入變動具有時效性，同時沒有深入分析農(nóng)村居民消費行為與收入的變動關(guān)系。啟動農(nóng)村居民的消費水平，必須首先要提高他們的收入水平。但并非是每一部分收入水平的邊際消費傾向都高，這就需要掌握農(nóng)村居民消費需求函數(shù)的影響因素和消

6、費需求結(jié)構(gòu)的變動。考慮到數(shù)據(jù)來源問題，文內(nèi)數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》，希望能夠通過對農(nóng)村居民家庭人均純收入和商品零售價格指數(shù)的研究，得到我國更為具體的農(nóng)村居民消費水平影響因素，這將有助于提高提高農(nóng)村居民消費水平，進而促進整個國民經(jīng)濟的發(fā)展。 2、變量選取 為了分析各個因素對農(nóng)村居民消費水平的影響，選擇“中國農(nóng)村居民消費水平”為被解釋變量（用Y表示），選擇“農(nóng)村居民家庭人均純收入”和“商品零售價格指數(shù)”為解釋變量（分別用X1，X2表示）。表1為由《中國統(tǒng)計年鑒》得到的1989—2008年的有關(guān)數(shù)據(jù)。 1989年到2008年農(nóng)村居民的消費水平及其影響因素的統(tǒng)計數(shù)據(jù)（表1） 年份 農(nóng)村

7、居民消費水平Y(jié) 農(nóng)村居民家庭人均純收入X1 商品零售價格指數(shù)X2 1989 549 601.5 118.8 1990 560 686.3 102.1 1991 602 708.6 102.9 1992 688 784 105.4 1993 805 921.6 113.2 1994 1038 1221 121.7 1995 1313 1577.7 114.8 1996 1626 1926.1 106.1 1997 1722 2090.1 100.8 1998 1730 2162 97.4 1999 1766

8、 2210.3 97 2000 1860 2253.4 98.5 2001 1969 2366.4 99.2 2002 2062 2475.6 98.7 2003 2103 2622.2 99.9 2004 2301 4039.6 102.8 2005 2560 4631.2 100.8 2006 2847 5025.1 101 2007 3265 5791.1 103.8 2008 3756 6700.7 106.7 3、模型數(shù)學形式的確定 為分析“農(nóng)村居民消費水平”Y與“農(nóng)村居民家庭人均純收入”X1和“商品零

9、售價格指數(shù)”X2之間的關(guān)系，做如下散點圖： 4、建立模型 從散點圖可以看出，農(nóng)村居民消費水平（Y）和農(nóng)村居民家庭人均純收入（X1）大體呈現(xiàn)為線性關(guān)系，農(nóng)村居民消費水平（Y）和商品零售價格指數(shù)（X2）大體呈現(xiàn)為線性關(guān)系。為分析為分析農(nóng)村居民消費水平與農(nóng)村居民家庭人均純收入和商品零售價格指數(shù)之間的關(guān)系，可以初步建立線性回歸模型： Y=β0+β1X1+β2X2+ui β0表示在沒有任何因素影響下的農(nóng)村居民消費水平；β1表示農(nóng)村居民家庭人均純收入對農(nóng)村居民消費水平的影響；β2表示商品零售價格指數(shù)對農(nóng)村居民的消費水平的影響；ui為隨機擾動項。 5、確定參數(shù)估計值范圍 因為農(nóng)村居民收入

10、一部分將用于儲蓄，并不會全部用于消費，且當價格指數(shù)上升的時候，居民會縮減自己的消費，所以農(nóng)村居民消費水平與農(nóng)村居民家庭人均純收入應為正相關(guān)的關(guān)系，農(nóng)村居民消費水平與商品零售價格指數(shù)應為負相關(guān)的關(guān)系，即0＜β1＜1 ,β2＜0。 三、參數(shù)估計 利用Eviews軟件，做Y對X1、X2的回歸，回歸結(jié)果如下（表2）： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/22/10 Time: 21:34 Sample: 1989 2008 Included observations: 20 Variable Coe

11、fficient Std. Error t-Statistic Prob. C 2020.904 738.1351 2.737851 0.0140 X1 0.477598 0.027251 17.52564 0.0000 X2 -14.13053 6.818890 -2.072263 0.0538 R-squared 0.955580 Mean dependent var 1756.100 Adjusted R-squared 0.950354 S.D. dependent var 908.3138 S.E. of re

12、gression 202.3845 Akaike info criterion 13.59570 Sum squared resid 696311.6 Schwarz criterion 13.74506 Log likelihood -132.9570 F-statistic 182.8554 Durbin-Watson stat 0.569439 Prob(F-statistic) 0.000000 = 2020.904 + 0.477598X1 －14.13053X2 （738.1351） （0.

13、027251）（6.818890） t =（2.737851） （17.52564） （-2.072263） R2 = 0.955580 F = 182.8554 n = 20 四、模型檢驗及修正 （一）經(jīng)濟意義檢驗 所估計的參數(shù)1 =0.477598，2 = -14.13053，且0＜β1＜1，β2＜0，符合變量參數(shù)中確定的參數(shù)范圍。說明農(nóng)村居民家庭人均純收入每增加1單位，平均說來可導致農(nóng)村居民消費水平增加0.477598單位；商品零售價格指數(shù)每減少1單位，平均說來可導致農(nóng)村居民消費水平增加14.13053單位。這與經(jīng)濟學中邊際消費傾向的意義相符。 （二）統(tǒng)計意義檢驗

14、1、擬合優(yōu)度檢驗（R2檢驗） 可絕系數(shù)R2=0.955580，2=0.950354，這說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合較好，即解釋變量 “農(nóng)村居民家庭人均純收入”和“商品零售價格指數(shù)”對被解釋變量“農(nóng)村居民消費水平”的絕大部分差異作了解釋。 2、F檢驗 針對H0：β1=β2=0，給定顯著性水平α=0.05，在F分布表中查出自由度為k－1＝2和n－k＝17的臨界值Fα（2,17）＝19.4，由表2中得到F＝0.955580＞Fα（2，17）＝19.4，應拒絕原假設(shè)H0：β1=β2=0，說明回歸方程顯著，即“農(nóng)村居民家庭人均純收入”和“商品零售價格指數(shù)”等變量聯(lián)合起來確實對“農(nóng)村居民消費水平

15、”有顯著影響。 3、t檢驗 分別針對H0：βj＝0（j＝1,2），給定顯著性水平α＝0.05，查t分布表的自由度為n－k＝17的臨界值tα/2（n－k）＝1.740。由表2中的數(shù)據(jù)可得，與1、2對應的t統(tǒng)計量分別為17.52564、-2.072263，其絕對值均大于tα/2（n－k）＝1.740，這說明在顯著水平α＝0.05下，分別都應拒絕H0：βj＝0（j＝1,2），也就是說，當在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量“農(nóng)村居民家庭人均純收入”（X1）“商品零售價格指數(shù)”（X2）分別對被解釋變量“農(nóng)村居民消費水平”Y都有顯著的影響。 （三）計量經(jīng)濟意義檢驗 1、多重共線性檢驗 讓Y分別

16、對X1、X2做回歸。 首先將Y與X1做回歸得到結(jié)果如表3： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/24/10 Time: 12:38 Sample: 1989 2008 Included observations: 20 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 500.3204 87.09007 5.744861 0.0000 X1 0.494455 0.028289 17.47869 0.0000 R-squa

17、red 0.944359 Mean dependent var 1756.100 Adjusted R-squared 0.941268 S.D. dependent var 908.3138 S.E. of regression 220.1266 Akaike info criterion 13.72092 Sum squared resid 872202.8 Schwarz criterion 13.82050 Log likelihood -135.2092 F-statistic 305.5045 Durb

18、in-Watson stat 0.367926 Prob(F-statistic) 0.000000 將Y與X2做回歸得到結(jié)果如表4： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/24/10 Time: 12:40 Sample: 1989 2008 Included observations: 20 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 6964.538 2894.609 2.406038 0.0271 X

19、2 -49.80339 27.61744 -1.803331 0.0881 R-squared 0.153021 Mean dependent var 1756.100 Adjusted R-squared 0.105967 S.D. dependent var 908.3138 S.E. of regression 858.8410 Akaike info criterion 16.44368 Sum squared resid 13276940 Schwarz criterion 16.54326 Log likel

20、ihood -162.4368 F-statistic 3.252004 Durbin-Watson stat 0.187833 Prob(F-statistic) 0.088102 計算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，選擇X1、X2的數(shù)據(jù)，得到相關(guān)系數(shù)矩陣如表5： 變量 X1 X2 X1 1.000000 -0.298504 X2 -0.298504 1.000000 由表3和表4可知，Y與X1的組合為最優(yōu)方程，雖然X2與Y的擬合度不是很好，但是由表2可以得知，引入X2后，R-squared＝0.955580，大于Y與X1回歸后得出的R-

21、squared＝0.944359，這說明X2這個解釋變量對整體模型有改善作用，且t檢驗符合；又由相關(guān)系數(shù)矩陣（表5）可以看出，各個解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)不高，因此解釋變量X2不能舍棄，模型可認為不存在多重共線性。 2、自相關(guān)檢驗 DW檢驗 由表2可得Durbin-Watson stat＝0.569439。 對樣本量為20、兩個解釋變量的模型、5%顯著水平，查DW統(tǒng)計表可知，dL＝1.100，dU＝1.537，模型中DW＜dL，顯然消費模型中有正自相關(guān)。 利用科克倫-奧克特迭代法對自相關(guān)檢驗進行處理。 ＝1－DW/2＝0.7152805 Dependent Variable

22、: Y1 Method: Least Squares Date: 12/25/10 Time: 17:26 Sample(adjusted): 1990 2008 Included observations: 19 after adjusting endpoints Convergence not achieved after 100 iterations Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 96626.85 7429669. 0.013006 0.9898 X11 0.259561

23、 0.083759 3.098900 0.0073 X12 1.258396 4.659943 0.270045 0.7908 AR(1) 0.999099 0.070569 14.15783 0.0000 R-squared 0.986717 Mean dependent var 1819.632 Adjusted R-squared 0.984061 S.D. dependent var 886.3742 S.E. of regression 111.9050 Akaike info criterion 11.8516

24、2 Sum squared resid 187840.9 Schwarz criterion 12.65667 Log likelihood -114.3495 F-statistic 371.4321 Durbin-Watson stat 0.913490 Prob(F-statistic) 0.000000 Inverted AR Roots 1.00 經(jīng)過一次迭代后，可以從表6中看出Durbin-Watson stat＝0.913490，仍然小于dL的值，由此可見一次迭代對模型的影響并不顯著。因此需進行二次迭代，結(jié)果如下

25、表（表5） Dependent Variable: Y1 Method: Least Squares Date: 12/25/10 Time: 17:45 Sample(adjusted): 1992 2008 Included observations: 17 after adjusting endpoints Convergence achieved after 10 iterations Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 2660.276 956.8822 2.780150 0.

26、0156 X11 0.433150 0.031665 13.67895 0.0000 X12 -18.56683 9.154426 -2.028181 0.0635 AR(1) 1.039001 0.186789 5.562426 0.0001 AR(2) -0.500703 0.191418 -2.615760 0.0214 R-squared 0.988030 Mean dependent var 1889.611 Adjusted R-squared 0.984348 S.D. dependent var 856.3

27、618 S.E. of regression 107.1392 Akaike info criterion 12.41627 Sum squared resid 149224.6 Schwarz criterion 12.76937 Log likelihood -106.7464 F-statistic 31.47822 Durbin-Watson stat 2.302138 Prob(F-statistic) 0.000000 經(jīng)過二次迭代后收斂，ρ1、ρ2的估計值分別為1.039001、-0.500703，并且t檢驗顯著，

28、這說明原模型確實存在一階和二階的自相關(guān)性。其中因為Durbin-Watson stat＝2.302138，n＝18，k＝2，查德賓-沃森d統(tǒng)計量表可得dL＝1.05，dU＝1.53，由此可知DW＝2.302138＞dU，這表明模型已經(jīng)不存在一階自相關(guān)性。接著進行便相關(guān)系數(shù)檢驗和B-G檢驗，也表明不存在高階自相關(guān)性。 因此可以得出結(jié)論：模型已經(jīng)消除了自相關(guān)性的影響。模型的回歸方程為： Yt=2660.276 +0.433150X1-18.56683X2 [AR(1)=1.039001 AR(2)=-0.500703] t =（2.780150）（0.031665）（9.154426）

29、t =（0.18678） 2=0.988030 DW=2.302138 五、模型應用分析 （一）問題思考 在擴大內(nèi)需得進程中，農(nóng)村這個巨大的市場是不能忽略的。本文就農(nóng)村居民家庭人均收入和商品零售價格指數(shù)對農(nóng)村居民消費水平的影響進行了簡要的分析，但是在現(xiàn)實生活中，農(nóng)村居民消費水平是受多方面的影響的，不僅包括經(jīng)濟層面的還包括社會層面的。這其中經(jīng)濟層面主要包括收入、儲蓄、商品價格、通貨膨脹率等等，這些方面基本上都是可以計量的；但是居民的消費水平還很大程度上受到社會層面的影響，例如居住地區(qū)、醫(yī)療社會保障程度、家庭人口狀況、受教育程度等等，這些因素好多都是難以計量的，但它們對于消費水平的

30、影響又是不能低估的。 但總的來說，制約我國農(nóng)村居民消費水平的因素主要有： 1、農(nóng)民收入水平低 ⑴農(nóng)業(yè)科技含量低 農(nóng)業(yè)與工業(yè)及其他的產(chǎn)業(yè)相比，其勞動力生產(chǎn)率低，因而農(nóng)產(chǎn)品的附加值較其他產(chǎn)業(yè)而言是極其小，同時農(nóng)業(yè)抵御自然災害的能力較差，農(nóng)民在很大的層度上是靠天吃飯，自然環(huán)境好的情況下能有很好的收成，否則，則可能會顆粒無收。因此，農(nóng)民的收入得不到很好的保證，這使得農(nóng)民基本上形成了存儲消費能力的習慣，這極大的制約了農(nóng)民的消費意愿。 ⑵農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理 大多數(shù)農(nóng)村地區(qū)的種植都沒有形成規(guī)?；纳a(chǎn)，這就顯露出極大的結(jié)構(gòu)性矛盾：首先，農(nóng)產(chǎn)品中一般性產(chǎn)品多而經(jīng)濟型作物偏少；其次，農(nóng)產(chǎn)品大多數(shù)都直接出

31、售，而未經(jīng)過加工或深加工，這使得農(nóng)產(chǎn)品的附加值低，農(nóng)民的收入少；同時，農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)由于沒有經(jīng)過合理的規(guī)劃，很容易就形成了扎堆種植，這樣的現(xiàn)象在各個地方都很常見，常常是一種農(nóng)產(chǎn)品前一年的價格可觀的話，則在下一年就會有大量的農(nóng)戶選擇此種作物，而遭受到由于供大于而帶來的農(nóng)產(chǎn)品價格下降，從而影響了農(nóng)民收入的提高。 2、消費環(huán)境差 ⑴基礎(chǔ)設(shè)施落后 近幾年來，擴大內(nèi)需的重點主要是在擴大廣大農(nóng)村居民的消費需求，這使得對于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的財政投入資金增加很快，農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施在一定曾度上得到了改善，近年來村村通公路的政策為農(nóng)村道路的暢通提供了政策保證，但對農(nóng)村交通、水利、教育、衛(wèi)生等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)項目來說，資

32、金的投入量還遠遠滿足不了建設(shè)的發(fā)展需要，甚至還有許多農(nóng)村地區(qū)的供水、供電問題根本還沒提到日程上來，這相應的抑制了家電的消費需求。 ⑵市場環(huán)境差 農(nóng)村商業(yè)網(wǎng)點少，并且規(guī)模小，品種少，這使得農(nóng)民可選擇的商品不多，極大的打消了農(nóng)民的購買欲望。同時農(nóng)村市場上充斥著假冒偽劣商品，而農(nóng)民又都得不到很好的信息來指導自身的消費，這也就嚴重的打擊了消費者的購買積極性。 3、農(nóng)村居民的消費觀念落后 農(nóng)村居民由于受我國傳統(tǒng)文化的熏陶崇尚節(jié)儉，提倡“量入為出”的消費方式餓強調(diào)儲蓄，并且這樣的現(xiàn)象在農(nóng)村尤為突出，這一方面也是由于農(nóng)村居民的收入得不到保障，因而農(nóng)民需要不今天的錢存儲起來以備不時之需。這樣的消費觀念

33、，極大的阻礙了農(nóng)村居民的當前消費。 4、政府支農(nóng)惠農(nóng)力度不夠 2009年，政府大幅度增加了農(nóng)機具購置補貼規(guī)模，擴大了良種補貼范圍和品種，并且繼續(xù)實施種糧直補、農(nóng)資綜合補貼、漁業(yè)柴油補貼，中央財政四補貼規(guī)模為1230億元，比2008年增長了19.4%。但仍沒有達到農(nóng)村的需求水平，使農(nóng)村中公共品供給沒有得到很好的滿足，現(xiàn)今，除了部分經(jīng)濟發(fā)達的地區(qū)外，大多數(shù)農(nóng)村仍然沒有享受到完善公共服務(wù)。 政府政策在確定了以擴大內(nèi)需來促進經(jīng)濟發(fā)展的方略之后，各項惠農(nóng)工程得以逐漸制定并實施，并有了多項免稅、糧食補貼政策，但是這樣的補貼規(guī)模并不能真正的改善農(nóng)民的消費狀況，并沒有實際的轉(zhuǎn)化為消費力，因而政府政策應

34、該在深度和寬度上加大投入力度，使得各項政策能夠切實的服務(wù)于民。 （二）政策建議 1、切實可行的增加農(nóng)民收入。 增加收入是擴大消費的最重要因素，提高農(nóng)村居民收入是擴大農(nóng)村居民消費需求的根本前提，我國耕地的保有量目標是18億畝，我國農(nóng)戶總數(shù)約為2.4億戶，平均每戶耕作面積大約為7畝。[3]如果每戶農(nóng)民都能采用高科技來生產(chǎn)，則能夠帶來相當可觀的收入，一些發(fā)達國家的農(nóng)業(yè)正是以高科技為依托來發(fā)展并走向全世界的。 在增加農(nóng)民收入的環(huán)節(jié)中，農(nóng)產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)有很大的影響。美國等一些發(fā)達國家在選擇農(nóng)產(chǎn)品的種類時，是以大力發(fā)展優(yōu)質(zhì)高產(chǎn)農(nóng)業(yè)為基礎(chǔ)，美國的農(nóng)業(yè)經(jīng)過多年的發(fā)展，人力畜力逐漸被機械所取代，優(yōu)良動植

35、物品種正在不斷的引進中。同時隨著科學技術(shù)的發(fā)展，農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式不斷得到優(yōu)化，農(nóng)、林、牧、漁得到更全面的發(fā)展，這也使得美國理所當然的成為了世界上第一農(nóng)業(yè)大國。我國農(nóng)業(yè)在發(fā)展的過程中，應該盡快的擺脫盲目、小規(guī)模的生產(chǎn)，而是應當在掌握了新的技術(shù)、新的市場信息之后快速的做出反應，選擇一種市場前景好、能夠確實帶來收益的品種來進行生產(chǎn)，從而能給農(nóng)民帶來更大的收益，也就能更進一步的擴大農(nóng)民消費需求。 2、改善農(nóng)村市場消費環(huán)境，為農(nóng)民消費創(chuàng)造良好的氛圍。 在加大對基礎(chǔ)設(shè)施的投入的基礎(chǔ)上做好相應的建設(shè)規(guī)劃，要高度重視統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，要從適應勞動力轉(zhuǎn)移、城鎮(zhèn)化發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的趨勢出發(fā)來全面考慮；同時要認清現(xiàn)在

36、農(nóng)村的發(fā)展形勢，在結(jié)合現(xiàn)實政策和發(fā)展需要的基礎(chǔ)上，以長遠發(fā)展的眼光來編制相應的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)計劃。 解決農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的問題還只是為擴大農(nóng)村居民消費創(chuàng)造了一個最基本的條件，現(xiàn)今，農(nóng)村市場局面混亂，大量假冒偽劣、過期霉變、三無食品充斥著農(nóng)村消費品市場，這大大的打擊了農(nóng)村居民的消費熱情，因而在解決基礎(chǔ)設(shè)施的問題之后整頓農(nóng)村市場環(huán)境則是另外一個艱巨的任務(wù)，此時則需要各級工商行政管理部門切實履行職責并加大查處力度，嚴格執(zhí)法、狠抓落實，對城鄉(xiāng)結(jié)合部、邊遠農(nóng)村的集市、臨時性農(nóng)副產(chǎn)品市場開展專項檢查，嚴格把好質(zhì)量關(guān)，從而增加農(nóng)村居民的消費信心，并且農(nóng)村居民只有在此此基礎(chǔ)上才會擴大自身的消費需要，才能更加放心大

37、膽的消費。 同時，加快農(nóng)村銷售網(wǎng)點的布局，從而為解決農(nóng)村市場環(huán)境差的局面提高更進一步的幫助，并可以為農(nóng)村居民提供適銷對路的產(chǎn)品，來更好的開拓農(nóng)村市場。即要，建立健全農(nóng)村市場的流通網(wǎng)絡(luò)，把超市的零售模式推向農(nóng)村，鼓勵企業(yè)到農(nóng)村去開設(shè)網(wǎng)點。在健全的流通體系下，優(yōu)質(zhì)、低價的產(chǎn)品能夠便捷的進入到農(nóng)村消費品市場，農(nóng)村居民會在自身的知識水平范圍內(nèi)選擇更加好的產(chǎn)品來滿足自身的需要，從而使得假冒偽劣產(chǎn)品無處藏身，這樣來很好的凈化農(nóng)村市場環(huán)境。 3、加大農(nóng)民社會保障的投入力度，建立健全農(nóng)村醫(yī)療保障體系，改變農(nóng)村居民的消費觀念，提高農(nóng)民的生活質(zhì)量。 2009年啟動實施了新農(nóng)保試點工作，全國27個省區(qū)320個

38、新農(nóng)保首批試點縣和4個直轄市的試點方案已經(jīng)全面啟動。[4]這一試點工作得以順利的開展將是一項大的惠民工程，現(xiàn)今農(nóng)村居民之所以有量入為出的傳統(tǒng)消費觀念，最主要的原因就是未來的消費是無法預知的，所以在此種情況下大多數(shù)人都選擇了謹慎消費。此種情況下則需要政府加大農(nóng)村社會保障的投入，加大對農(nóng)村養(yǎng)老保障、醫(yī)療保障等的投入，并在2009年新農(nóng)保試點工作的基礎(chǔ)上加大范圍和投入力度，從而減少農(nóng)民消費時的后顧之憂，來達到增加農(nóng)民消費的經(jīng)濟目的。 同時，解決消費觀念的另外一個方面，則需要采取不同的方式，首先是要進行教育，加強農(nóng)民的文化知識水平，來更新傳統(tǒng)的消費觀念，即以自身效用最大化的經(jīng)濟原則來進行消費選擇，恰

39、當?shù)陌才湃粘ＯM和非常規(guī)消費，引導農(nóng)民進行科學、合理的消費；其次是通過報刊、廣播等媒介來引導農(nóng)民的消費與城鎮(zhèn)消費接軌；第三是要政府制定相應的政策，來實施政策導向的作用，使農(nóng)村居民在政策的引導下，改變消費觀念，接受新的消費理念，從而創(chuàng)造出更大的消費需求。 4、政府繼續(xù)加大對農(nóng)業(yè)的投入。 中央及地方財政要繼續(xù)加大對農(nóng)業(yè)的投入力度，特別是要加大對農(nóng)田水利及基礎(chǔ)設(shè)施的投入，來改善農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)條件和農(nóng)戶的生活條件，在農(nóng)民增收的同時擴大消費支出；同時政府應在研究當前經(jīng)濟的形式下創(chuàng)新出更好的惠農(nóng)工程，像是家電下鄉(xiāng)這樣的工程就能極大的開拓農(nóng)村市場，也能給商家龐大的生產(chǎn)力找到出路。 參考文獻： 張瑞清.計量經(jīng)濟學［M］北京：中國農(nóng)業(yè)出版社2007.08 中國統(tǒng)計年鑒［Y］ 李新文 王建.微觀經(jīng)濟學［M］北京：中國農(nóng)業(yè)出版社2005.08 高鴻業(yè) 宏觀經(jīng)濟學［M］北京：中國人民大學出版社2007.03 中華人民共和國統(tǒng)計局［EB/OL］ 高鐵生，郭東樂.擴大農(nóng)村消費問題研究[M] 北京：中國社會出版社 2007.10