計量經(jīng)濟學(xué)論文農(nóng)村居民消費水平影響因素分析范文參考

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(xué)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)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(rèn)為是方向沒有選擇準(zhǔn)確。中國是一個農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)民占總?cè)丝诘拇蟛糠郑纱丝梢娭袊薮蟮南M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)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(rèn)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（Dusenberry1949）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(dāng)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(xué)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(rèn)為我國農(nóng)村居民消費存在“棘輪效應(yīng)”。韓倩、王?。?005）主張認(rèn)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(xué)者基本都認(rèn)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）農(nóng)村居民消費水平農(nóng)村居民家庭人均純收入商品零售價格指數(shù)年份YX1X21989549601.5118.81990560686.3102.11991602708.6102.91992688784105.41993805921.6113.2199410381221121.7199513131577.7114.8199616261926.1106.1199717222090.1100.819981730216297.4199917662210.397200018602253.498.5200119692366.499.2200220622475.698.7200321032622.299.9200423014039.6102.8200525604631.2100.8200628475025.1101200732655791.1103.8200837566700.7106.73、模型數(shù)學(xué)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“商品零售價格指數(shù)”X2之間的關(guān)系，做如下散點圖：word文檔 可自由復(fù)制編輯400030002000100000 2000 4000 6000 8000X14000300020001000090 100 110 120 130X24、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+uiβ0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)村居民收入一部分將用于儲蓄， 并不會全部用于消費，且當(dāng)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(yīng)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(yīng)為負(fù)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）：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/22/10Time:21:34Sample:19892008Includedobservations:20VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C2020.904738.13512.7378510.0140X10.4775980.02725117.525640.0000X2-14.130536.818890-2.0722630.0538R-squared0.955580Meandependentvar1756.100AdjustedR-squared0.950354S.D.dependentvar908.3138S.E.ofregression202.3845Akaikeinfocriterion13.59570Sumsquaredresid696311.6Schwarzcriterion13.74506Loglikelihood-132.9570F-statistic182.8554Durbin-Watsonstat0.569439Prob(F-statistic)0.000000^0.477598X1－14.13053X2Y=2020.904+（738.1351）（0.027251）（6.818890）t=（2.737851）（17.52564）（-2.072263）R2=0.955580F=182.8554n=20四、模型檢驗及修正（一）經(jīng)濟意義檢驗word文檔 可自由復(fù)制編輯^ ^所估計的參數(shù)β1=0.477598，β2=-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(dǎo)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(dǎo)致農(nóng)村居民消費水平增加 14.13053單位。這與經(jīng)濟學(xué)中邊際消費傾向的意義相符。（二）統(tǒng)計意義檢驗1、擬合優(yōu)度檢驗（R2檢驗）—可絕系數(shù)R2=0.955580，R2=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(yīng)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”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β1、^β2對應(yīng)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(yīng)拒絕H0：βj＝0（j＝1,2），也就是說，當(dāng)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分別對X1、X2做回歸。首先將Y與X1做回歸得到結(jié)果如表 3：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/24/10Time:12:38Sample:19892008Includedobservations:20VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C500.320487.090075.7448610.0000X10.4944550.02828917.478690.0000R-squared0.944359Meandependentvar1756.100AdjustedR-squared0.941268S.D.dependentvar908.3138S.E.ofregression220.1266Akaikeinfocriterion13.72092Sumsquaredresid872202.8Schwarzcriterion13.82050Loglikelihood-135.2092F-statistic305.5045Durbin-Watsonstat0.367926Prob(F-statistic)0.000000將Y與X2做回歸得到結(jié)果如表 4：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/24/10 Time:12:40Sample:19892008Includedobservations:20VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C6964.5382894.6092.4060380.0271X2-49.8033927.61744-1.8033310.0881R-squared0.153021Meandependentvar1756.100AdjustedR-squared0.105967S.D.dependentvar908.3138S.E.ofregression858.8410Akaikeinfocriterion16.44368Sumsquaredresid13276940Schwarzcriterion16.54326Loglikelihood-162.4368F-statistic3.252004Durbin-Watsonstat0.187833Prob(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X1X2X11.000000-0.298504X2-0.2985041.000000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-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(rèn)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-Watsonstat＝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。^ρ＝1－DW/2＝0.7152805DependentVariable:Y1Method:LeastSquaresDate:12/25/10Time:17:26Sample(adjusted):19902008Includedobservations:19afteradjustingendpointsConvergencenotachievedafter100iterationsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C96626.857429669.0.0130060.9898X110.2595610.0837593.0989000.0073X121.2583964.6599430.2700450.7908AR(1)0.9990990.07056914.157830.0000R-squared0.986717Meandependentvar1819.632AdjustedR-squared0.984061S.D.dependentvar886.3742S.E.ofregression111.9050Akaikeinfocriterion11.85162Sumsquaredresid187840.9Schwarzcriterion12.65667Loglikelihood-114.3495F-statistic371.4321Durbin-Watsonstat0.913490Prob(F-statistic)0.000000InvertedARRoots1.00經(jīng)過一次迭代后，可以從表 6中看出Durbin-Watsonstat＝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)果如下表（表 5）DependentVariable:Y1Method:LeastSquaresDate:12/25/10Time:17:45Sample(adjusted):19922008Includedobservations:17afteradjustingendpointsConvergenceachievedafter10iterationsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C2660.276956.88222.7801500.0156X110.4331500.03166513.678950.0000X12-18.566839.154426-2.0281810.0635AR(1)1.0390010.1867895.5624260.0001AR(2)-0.5007030.191418-2.6157600.0214R-squared0.988030Meandependentvar1889.611AdjustedR-squared0.984348S.D.dependentvar856.3618S.E.ofregression107.1392Akaikeinfocriterion12.41627Sumsquaredresid149224.6Schwarzcriterion12.76937Loglikelihood-106.7464F-statistic31.47822Durbin-Watsonstat2.302138Prob(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，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-Watsonstat＝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)=1.039001AR(2)=-0.500703]t=（2.780150）（0.031665）（9.154426）t=（0.18678）^R2=0.988030 DW=2.302138五、模型應(yīng)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(zāi)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(xí)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，資金的投入量還遠遠滿足了建設(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(yīng)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(dǎo)自身的消費，這也就嚴(yán)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，極大的阻礙了農(nóng)村居民的當(dāng)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(yīng)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(biāo)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(dāng)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)良動植物品種正在不斷的引進中。同時隨著科學(xué)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(dāng)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(yīng)該盡快的擺脫盲目、小規(guī)模的生產(chǎn)，而是應(yīng)當(dāng)在掌握了新的技術(shù)、新的市場信息之后快速的做出反應(yīng)，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(yīng)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(yīng)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(rèn)清現(xiàn)在農(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(yīng)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(zé)并加大查處力度，嚴(yán)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(yán)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(yù)知的，所以在此種情況下大多數(shù)人都選擇了謹(jǐn)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，恰當(dāng)?shù)陌才湃粘ＯM和非常規(guī)消費，引導(dǎo)農(nóng)民進行科學(xué)、合理的消費；其次是通過報刊、廣播等媒介來引導(dǎo)農(nóng)民的消費與城鎮(zhèn)消費接軌；第三是要政府制定相應(yīng)的政策，來實施政策導(dǎo)向的作用，使農(nóng)村居民在政策的引導(dǎo)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(yīng)在研究當(dāng)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(xué)［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(xué)［ M］北京：中國農(nóng)業(yè)出版社 2005.08高鴻業(yè) 宏觀經(jīng)濟學(xué)［M］北京：中國人民大學(xué)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衛(wèi)生管理制度1 總則1.1 為了加強公司的環(huán)境衛(wèi)生管理，創(chuàng)造一個整潔、文明、溫馨的購物、辦公環(huán)境，