影響居民消費水平因素分析及對策

1、影響居民消費水平的因素分析及對策【摘要】居民消費水平是指居民在物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的消費過程中，對滿足人們生存、發(fā)展和享受需要方面所達到的程度。通過消費的物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量反映出來。居民消費水平是指居民在物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的消費過程中，對滿足人們生存、發(fā)展和享受需要方面所達到的程度。它主要通過消費的物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量來反映。本文通過選取幾個影響居民消費水平的影響因素，建立我國居民消費水平的計量經(jīng)濟模型，并研究了模型中主要變量對模型的影響程度。最后在以上研究的基礎(chǔ)上提出了提高我國居民消費水平的對策建議?！娟P(guān)鍵詞】居民消費水平；影響因素；計量模型分析；對策建議一、文獻綜述（一）居民消費水平的

2、定義從宏觀的角度考察，消費水平就是一定時期內(nèi)整個社會用于生活消費和服務(wù)的規(guī)模和水平；從微觀的角度考察，消費水平就是單個消費者一定時期消費的商品和服務(wù)所達到的規(guī)模與水平。居民消費水平有兩種含義：(1)指國民經(jīng)濟統(tǒng)計中的居民消費水平。按支出法測算的國內(nèi)生產(chǎn)總值分為最終消費、資本形成總額、貨物和服務(wù)凈出口三大項。最終消費分為居民消費和政府消費兩項。居民消費又分為農(nóng)村居民消費和城鎮(zhèn)居民消費。按全國人口平均計算的居民消費額，稱為“全國居民消費水平”；按農(nóng)村人口平均計算的農(nóng)村居民消費額，稱為“農(nóng)村居民消費水平”；按城鎮(zhèn)人口平均計算的城鎮(zhèn)居民消費額，稱為“城鎮(zhèn)居民消費水平”。(2)泛指其他各種反映居民消費狀

3、況的指標。如各種消費品和消費性服務(wù)的總量指標與人均指標?？梢允侨珖缘闹笜?，也可以是地區(qū)性、家庭性的指標。一個國家的消費水平取決于生產(chǎn)力的發(fā)展水平、居民的收入水平、消費品市場的發(fā)育程度、政府的消費政策、個人的消費欲望等多種因素。（二）反映居民消費水平的主要指標有： 1、平均實物消費量指標平均每人全年主要有消費品的消費量、平均每百戶耐用消費品擁有量、人均居住面積、平均每人生活用水量、平均每人生活用電量等； 2、現(xiàn)代化生活設(shè)施的普及程度指標自來水普及率、煤氣普及率、平均每百戶主要家用電器擁有量、電話普及率等；3、反映消費水平的消費結(jié)構(gòu)指標居民生活消費支出中食品的比例、居民生活消費支出中文化生活服務(wù)

4、支出比例、不同質(zhì)量消費晶的消費比例等； 4、平均消費量的價值指標平均每人消費基金、平均每人生活消費額、平均每人用于各項生活消費的支出等。（三）消費計算根據(jù)計算居民消費的不同價格，可以計算出按當年價格計算的居民消費水平和按可比價格計算的居民消費水平，后者便于觀察居民實際消費水平的增長變化。為了觀察居民消費的實物構(gòu)成，還可以進一步計算各種消費品的平均消費的數(shù)量和金額，以反映居民在取得基本生存資料的基礎(chǔ)上逐步向需要享受資料和發(fā)展資料的方向發(fā)展的趨勢。（四）我國居民消費水平較低的原因在我國，居民消費按用途分為食品、衣著、居住（包括自有住房服務(wù)）、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通和通信、文教娛樂用品及

5、服務(wù)、實物消費、銀行中介服務(wù)、保險服務(wù)、其他等11類。與發(fā)達國家相比，我國居民消費水平差距仍然較大。2003年我國居民消費相當于美國居民消費的8.8%，2008年提高到15.4%。盡管與發(fā)達國家的差距在縮小，但從消費結(jié)構(gòu)看，我國居民消費還處在較低的水平。從需求角度看，我國的三大需求發(fā)展不平衡，投資和出口增長快，消費增長相對較慢，使得消費的比重不斷下降。與投資和出口增速相比，居民消費增長相對較慢，從而居民消費在經(jīng)濟總量中的比重較低。我國居民消費計算方法有待進一步改進和完善，但主要方面符合國際通行的做法，計算結(jié)果基本反映了實際情況。（五）消費結(jié)構(gòu)變化分析與啟示近年來，消費需求對經(jīng)濟的拉動力不斷增強

6、，與城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)的變化與快速升級是密不可分的。目前我國已進入消費加速轉(zhuǎn)型期，居民消費由原來簡單的數(shù)量增長演變?yōu)閿?shù)量增長與結(jié)構(gòu)調(diào)整并行，消費升級通過衣食耐用消費品住宅、交通、通訊、文化教育、娛樂、醫(yī)療和旅游等產(chǎn)業(yè)鏈不斷演化。消費結(jié)構(gòu)向更高層次轉(zhuǎn)化，不僅推動了經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展，還提升了經(jīng)濟增長的質(zhì)量。 值得引起關(guān)注的是，不同收入的消費群體、不同的商品和區(qū)域市場對消費升級所起的作用差異較大，引發(fā)的一些問題需引起重視。逐漸縮小這些差距，是保證經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的需要，也是構(gòu)建和諧社會的需要。潘芳芳、李炯（2010）提出了要深入認識消費現(xiàn)狀,提高農(nóng)村居民消費水平。分配和消費一直都是影響經(jīng)濟發(fā)展的兩個重要

7、因素，同時分配和消費又相互影響著對方。尤其在現(xiàn)在爆發(fā)全球性金融危機的情況下，我國的經(jīng)濟發(fā)展面臨著國外需求萎縮，國內(nèi)需求有限的艱難局面。因此如何擴大消費，促進經(jīng)濟又好又快發(fā)展成為當前經(jīng)濟工作的重點。本文主要通過分配和消費兩者關(guān)系的論述來分析通過分配擴大消費促進經(jīng)濟的理論依據(jù)。趙明珠、亢曉龍（2010）認為目前我國經(jīng)濟增長過分依賴出口和投資的拉動，消費對經(jīng)濟增長的拉動作用不足。在國際金融危機過后的今天，我們有必要對我國消費需求做出分析，消費需求不足是我國的經(jīng)濟增長的問題，尤其是農(nóng)民消費需求不足已成為我國經(jīng)濟增長的最大癥結(jié)。這種狀況決定了提高農(nóng)民消費水平應(yīng)成為拉動我國經(jīng)濟增長的根本動力。本文在分析農(nóng)

8、民消費水平低的原因的基礎(chǔ)之上，提出提高農(nóng)民消費水平，關(guān)鍵在于破解制約農(nóng)民消費的“資金瓶頸”、硬件瓶頸”和“軟件瓶頸”。王長坤、喻永紅（2008）認為從近幾年的變化情況看，居民消費需求的起伏與物價變動的趨勢、周期基本一致。居民消費支出快速增長的年份，物價也必然處于較高的水平。反之，居民消費支出低速增長，物價水平也隨之下跌。居民消費支出增長率與消費物價指數(shù)的增幅這兩條波動曲線的運行趨勢大體一致。因此通過分析，說明了物價上漲與居民消費水平的相關(guān)性。二、模型的建立時間YX1X2X3X41990833 18667.821596560103.1199193221781.501840602103.41992

9、1116 26923.482262688106.419931393 35333.922924805114.719941833 48197.8638521038124.119952355 60793.7349311313117.119962789 71176.5955321626108.319973002 78973.0358231722102.819983159 84402.286109173099.219993346 89677.056405176698.620003632 99214.5568501860100.420013887 109655.1771611969100.72002414

10、4 120332.697486206299.220034475 135822.7680602103101.220045032 159878.3489122319103.920055596 184937.3795932657101.820066299 216314.43106182950101.520077310 265810.31121303347104.820088430 314045.43136533901105.920099283 340902.8114904416399.3201010522 401512.80165464700103.3201112113 471563.7018522

11、5545105.4 注：以上數(shù)據(jù)來源于各年的中國統(tǒng)計年鑒Y：全國居民消費水平(元)，X1：國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元），X2：城鎮(zhèn)居民消費水平（元），X3：農(nóng)村居民消費水平（元），X4：居民消費價格總指數(shù)（%）。（一）模型初步提出1該模型為線性模型。2主要采集的樣本是1990年以后的，我國的經(jīng)濟運行機制有了不小的改變，人民生活水平也有了顯著的提高，所以這一時期的樣本能反映這種變化。3模型中將居民消費水平作為被解釋變量，為了具體分析各要素對提高我國居民消費水平影響大小，根據(jù)經(jīng)驗引入國內(nèi)生產(chǎn)總值、城鄉(xiāng)居民人均收入、居民消費價格總指數(shù)，對模型進行回歸分析，以求能使模型具有更高的可操作性。采用的回歸模型如下：

12、Y=0+1X 1+2X2+3X3+4X4+ui其中，Y代表全國居民消費水平，X1代表國內(nèi)生產(chǎn)總值，X2代表城鎮(zhèn)居民消費水平，X3代表農(nóng)村居民消費水平，X4代表居民消費價格總指數(shù)，ui代表隨即擾動項。我們通過對該模型的回歸分析，得出各個變量與我國居民消費水平的變動關(guān)系。（二）模型的擬合檢驗用Eviews計量經(jīng)濟學分析軟件將所有對居民消費水平影響顯著的解釋變量放進同一個模型，進行多元回歸分析，結(jié)果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/30/12 Time: 10:15Sample: 1990 2011Included obser

13、vations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C716.9640154.06394.6536790.0002X10.0112990.00051421.966390.0000X20.3184450.02124914.986370.0000X30.1513610.0975501.5516230.1392X4-6.7868741.306223-5.1957980.0001R-squared0.999906 Mean dependent var4612.773Adjusted R-squared0.999883 S.D. depend

14、ent var3188.040S.E. of regression34.42092 Akaike info criterion10.11192Sum squared resid20141.59 Schwarz criterion10.35989Log likelihood-106.2311 F-statistic45031.97Durbin-Watson stat1.063820 Prob(F-statistic)0.000000回歸方程為：Y=716.9640 + 0.011299X1 + 0.318445X2 + 0.151361X3 - 6.786874X4 + UiT = (4.653

15、679) (21.96639) (14.98637) (1.551623) (-5.195798) R2= 0.999906 Adjusted R-squared=0.999883 F=45031.97 n=221.多重共線性檢驗由F=45031.97F0.05(4,17)，表明從整體上來看，居民消費水平與變量之間的線性關(guān)系顯著，各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)較高，可能存在著多重共線性。X1X2X3X4 X11.0000000.9872420.992457-0.239985X20.9872421.0000000.997053-0.287976X30.9924570.9970531.000000-0.

16、281642X4-0.239985-0.287976-0.2816421.000000（1）根據(jù)多重共線性檢驗，解釋變量之間存在著線性相關(guān),由上表知模型中確實存在多重共線性。（2）修正：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/30/12 Time: 22:32Sample: 1990 2011Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C880.807896.435159.1336790.0000X10.0244650.00048650

17、.325640.0000R-squared0.992165 Mean dependent var4612.773Adjusted R-squared0.991773 S.D. dependent var3188.040S.E. of regression289.1586 Akaike info criterion14.25834Sum squared resid1672254. Schwarz criterion14.35752Log likelihood-154.8417 F-statistic2532.670Durbin-Watson stat0.165296 Prob(F-statist

18、ic)0.000000Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/30/12 Time: 22:41Sample: 1990 2011Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-730.7552103.4713-7.0623940.0000X20.6690470.01120159.733290.0000R-squared0.994426 Mean dependent var4612.773Adjusted R-squared0.9941

19、47 S.D. dependent var3188.040S.E. of regression243.8952 Akaike info criterion13.91786Sum squared resid1189697. Schwarz criterion14.01705Log likelihood-151.0965 F-statistic3568.066Durbin-Watson stat0.200144 Prob(F-statistic)0.000000Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/31/12 Time: 23:37S

20、ample: 1990 2011Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-633.026279.27762-7.9849290.0000X32.3349570.03035576.921360.0000R-squared0.996631 Mean dependent varAdjusted R-squared0.996463 S.D. dependent varS.E. of regression189.6067 Akaike info criterionSum squared resid71

21、9014.1 Schwarz criterionLog likelihood-145.5572 F-statisticDurbin-Watson stat0.695798 Prob(F-statistic)Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/30/12 Time: 22:42Sample: 1990 2011Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C19249.4611291.041.7048440.1037X4-139.693

22、4107.5731-1.2985910.2089R-squared0.077760 Mean dependent var4612.773Adjusted R-squared0.031648 S.D. dependent var3188.040S.E. of regression3137.186 Akaike info criterion19.02655Sum squared resid1.97E+08 Schwarz criterion19.12573Log likelihood-207.2920 F-statistic1.686338Durbin-Watson stat0.099120 Pr

23、ob(F-statistic)0.208859逐步回歸法：剔除X1即城鎮(zhèn)居民消費水平后的模型為：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/30/12 Time: 23:49Sample: 1990 2011Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-940.0943707.6536-1.3284670.2006X20.2134660.1090711.9571380.0660X31.5962680.3794864.2063910.000

24、5X42.4979466.5108880.3836570.7057R-squared0.997227 Mean dependent var4612.773Adjusted R-squared0.996765 S.D. dependent var3188.040S.E. of regression181.3275 Akaike info criterion13.40145Sum squared resid591833.9 Schwarz criterion13.59982Log likelihood-143.4160 F-statistic2157.806Durbin-Watson stat0.

25、350191 Prob(F-statistic)0.000000剔除X2即城鎮(zhèn)居民消費水平后的模型為：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/30/12 Time: 11:15Sample: 1990 2011Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C705.7238564.41711.2503590.2272X10.0095650.0018365.2093430.0001X31.4216340.1768978.0365030.00

26、00X4-7.1189424.784751-1.4878400.1541R-squared0.998659 Mean dependent var4612.773Adjusted R-squared0.998435 S.D. dependent var3188.040S.E. of regression126.1034 Akaike info criterion12.67505Sum squared resid286237.2 Schwarz criterion12.87342Log likelihood-135.4255 F-statistic4467.959Durbin-Watson sta

27、t0.817699 Prob(F-statistic)0.000000剔除X3即農(nóng)村居民消費水平后的模型為：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/30/12 Time: 11:16Sample: 1990 2011Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C781.3756154.05755.0719750.0001X10.0118370.00039430.011760.0000X20.3470930.01092131.781280

28、.0000X4-7.1233481.337512-5.3258210.0000R-squared0.999892 Mean dependent var4612.773Adjusted R-squared0.999874 S.D. dependent var3188.040S.E. of regression35.74138 Akaike info criterion10.15346Sum squared resid22994.04 Schwarz criterion10.35183Log likelihood-107.6881 F-statistic55687.29Durbin-Watson

29、stat1.292003 Prob(F-statistic)0.000000剔除X4即農(nóng)村居民消費水平后的模型為：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/30/12 Time: 23:51Sample: 1990 2011Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-66.2290949.79379-1.3300670.2001X10.0104340.00076113.712710.0000X20.3203180.0332169.64

30、34780.0000X30.2355060.1503941.5659250.1348R-squared0.999756 Mean dependent var4612.773Adjusted R-squared0.999715 S.D. dependent var3188.040S.E. of regression53.81389 Akaike info criterion10.97191Sum squared resid52126.82 Schwarz criterion11.17028Log likelihood-116.6910 F-statistic24561.27Durbin-Wats

31、on stat0.681213 Prob(F-statistic)0.000000根據(jù)多重共線性檢驗，解釋變量之間存在著線性相關(guān),由上表知模型中確實存在多重共線性。從上表檢驗結(jié)果看，剔除X3方程擬合程度較好。回歸方程為：Y=781.3756 + 0.011837X1 + 0.347093X2 - 7.123348X4 + UiT = (5.071975) (30.01176) (31.78128) (-5.325821) R2= 0.999892 Adjusted R-squared=0.999874 F=55687.29 n=222.相關(guān)性檢驗從估計的結(jié)果可以看出，模型擬合較好，可決系數(shù)R=

32、0.999892，表明模型在整體上擬合比較好。 3顯著性檢驗：（1）對于1，t統(tǒng)計量為30.01176。給定=0.05，查t分布表，在自由度為n-4=18下，得臨界值t0.025(18)=2.1009因為tt0.025(18)，所以拒絕原假設(shè)H0:1 =0，表明國內(nèi)生產(chǎn)總值對居民消費水平的有顯著性影響；（2）對于2，t統(tǒng)計量為31.78128。給定=0.05，查t分布表，在自由度為n-4=18下，得臨界值t0.025(18)= 2.1009因為tt0.025(18)，所以拒絕原假設(shè)H0:2 =0，表明城鎮(zhèn)居民消費水平對居民消費水平有顯著性影響；（3）對于4，t統(tǒng)計量的絕對值為5.325821。

33、給定=0.05，查t分布表，在自由度為n-4=18下，得臨界值t0.025(18)= 2.1009因為tt0.025（18)，所以拒絕原假設(shè)H0: 4=0，表明消費物價總指數(shù)對居民消費水平有顯著性影響；（4）由F=55687.29F0.05(4,18),表明從整體上看居民消費水平與解釋變量之間線性關(guān)系顯著。4.異方差檢驗利用White檢驗，得如下結(jié)果：White Heteroskedasticity Test:F-statistic0.659170 Probability0.730370Obs*R-squared7.278149 Probability0.608185Test Equation

34、:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 05/30/12 Time: 13:45Sample: 1990 2011Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-547089.92005150.-0.2728420.7896X1-2.8380549.736226-0.2914940.7757X12-4.71E-053.94E-05-1.1950980.2551X1*X30.0088880.0077781.1426740.2755X

35、1*X4-0.0311730.074753-0.4170090.6840X3167.9938937.44950.1792030.8608X32-0.4132040.381911-1.0819390.3005X3*X43.5502797.1729880.4949510.6296X410759.4032836.100.3276700.7488X42-64.45154135.9839-0.4739650.6440R-squared0.330825 Mean dependent var13010.78Adjusted R-squared-0.171056 S.D. dependent var17308

36、.75S.E. of regression18730.73 Akaike info criterion22.81667Sum squared resid4.21E+09 Schwarz criterion23.31260Log likelihood-240.9834 F-statistic0.659170Durbin-Watson stat1.761150 Prob(F-statistic)0.730370由上表：Obs*R-squared=7.278149，由懷特檢驗可知，給定=0.95 自由度P=9，得臨界值3.325；給定=0.05自由度P=9,得臨界值16.919；所以3.3257.2

37、7814916.919，所以接受原假設(shè)，模型隨機誤差項不存在異方差。5.序列相關(guān)性檢驗（1）Q統(tǒng)計量檢驗由上圖可知隨機誤差項不存在自相關(guān)。（2）DW檢驗DW=1.292003,給定顯著性水平=0.05,查DurbinWatson 表，n=22,k=4,得下限臨界值dl=0.958 du=1.797,因為 DW統(tǒng)計量為1.292003，而DU=0.9851.2920034-DU=2.203。根據(jù)判斷區(qū)域知，這時隨機誤差項之間不存在自相關(guān)。 6因果檢驗Pairwise Granger Causality TestsDate: 05/30/12 Time: 13:21Sample: 1990 201

38、1Lags: 1 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability Y does not Granger Cause X121 1.44901 0.24428 X1 does not Granger Cause Y 13.0955 0.00196Pairwise Granger Causality TestsDate: 05/30/12 Time: 13:01Sample: 1990 2011Lags: 1 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability Y does not Granger Cause X221 7.745

39、21 0.01227 X2 does not Granger Cause Y 4.96521 0.03885Pairwise Granger Causality TestsDate: 05/30/12 Time: 23:22Sample: 1990 2011Lags: 1 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability X2 does not Granger Cause X121 1.47901 0.23964 X1 does not Granger Cause X2 13.6606 0.00165由該檢驗結(jié)果表明，在=0.05的水平下，F(xiàn)(3,18)=3.

40、16，而F= 1.4490 F(3,18)=3.16,所以拒絕原假設(shè)，認為國內(nèi)生產(chǎn)總值（X1）對全國居民消費水平(Y)有顯著性影響。在=0.05的水平下，F(xiàn)(3,18)=3.16，而F3=7.74521F(3,18)=3.16，所以拒絕原假設(shè)，認為全國居民消費水平(Y)對城鎮(zhèn)居民消費水平（X2）有顯著性影響；F4= 4.96521F(3,18)=3.16,所以拒絕原假設(shè)，認為城鎮(zhèn)居民消費水平（X2）對全國居民消費水平(Y)有顯著性影響影響。即城鎮(zhèn)居民消費水平與全國居民消費水平相互影響。三、各因素對我國農(nóng)民人均收入的影響分析總結(jié)模型確定Y=781.3756 + 0.011837X1 + 0.34

41、7093X2 - 7.123348X4 + UiT = (5.071975) (30.01176) (31.78128) (-5.325821)R2=0.999892 Adjusted R-squared=0.999874 F=55687.29 n=220=781.3756，表示當國內(nèi)生產(chǎn)總值，城鎮(zhèn)居民消費水平，農(nóng)村居民消費水平，居民消費價格總指數(shù)不變時，全國居民消費水平增加781.3756個百分點。這種結(jié)果符合經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律。1=0.011837,表示在其他條件不變的情況下，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長 一元，全國居民消費水平增加0.011837元；反之，降低0.011837元。2=0.347093,表示

42、在其他條件不變的情況下，城鎮(zhèn)居民消費水平增長一元，全國居民消費水平增長0.347093元；反之，上漲0.347093元。4=-5.325821,表示在其他條件不變的情況下，居民消費價格總指數(shù)平均每增加一個百分點，全國居民消費水平降低5.325821個百分點；反之，上漲5.325821個百分點。由以上回歸數(shù)據(jù)以及相關(guān)檢驗，我們得出了各個變量與我國居民消費水平的變動關(guān)系。結(jié)論是：現(xiàn)階段國內(nèi)生產(chǎn)總值，城鎮(zhèn)居民消費水平，農(nóng)村居民消費水平，居民消費價格總指數(shù)這些因素總體對提高我國居民消費水平具有重要的影響。四、提高居民消費水平的對策建議根據(jù)以上分析，可以看出提高居民消費水平的根本途徑是大力發(fā)展生產(chǎn)力。但

43、在大力發(fā)展生產(chǎn)力，增加城鄉(xiāng)居民可支配收入的同時。為此，我們可以采取以下措施：（一）提高居民整體收入水平，特別是農(nóng)村居民收入水平。中國是一個農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)村居民收入水平低是居民消費水平難以提高的重要原因。切實提高農(nóng)民收入，不僅是農(nóng)民由溫飽進入小康、改善農(nóng)民生活質(zhì)量的關(guān)鍵，也是刺激消費、促進經(jīng)濟健康快速協(xié)調(diào)發(fā)展的重要著力點。提高農(nóng)民收入水平根本途徑是要對農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)進行戰(zhàn)略性調(diào)整，開辟農(nóng)民就業(yè)和增收的新途徑、新領(lǐng)域。同時，要調(diào)整城鄉(xiāng)之間、工農(nóng)之間國民收入分配格局。1.保持農(nóng)產(chǎn)品價格的相對穩(wěn)定農(nóng)業(yè)收入仍是農(nóng)民收入的主要部分，農(nóng)產(chǎn)品價格下降是近年來農(nóng)民來自農(nóng)業(yè)收入減少的主要原因。要實現(xiàn)農(nóng)民收入的穩(wěn)定增長，首先必須制定合理的價格政策。事實證明，按保護價敞開收購的政策在絕大多數(shù)地區(qū)并沒有真正落到實處。因此，要進一步加大國有糧食企業(yè)的改革力度，為完善糧食流通體制提供健全的微觀基礎(chǔ)。在市場經(jīng)濟條件下