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篇（1）

中圖分類號：F124.7；F127.9 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）006-000-01

引言

跟據國家統計局海南調查總隊抽樣調查的資料顯示，2013年海南農村居民的人均純收入達到8343元，同比增加了935元，名義增長了12.6%，扣除價格因素的影響，實際增長了9.7%。近年來隨著農村經濟的發展以及城鎮化進程的推進，越來越多的農民進城務工或從事非農經營，農民非農產業收入占總收入的比重不斷提高，而農業收入占農民總收入的比重不斷降低，農民的收入結構已向更穩定的方向轉變。2013年海南農村居民人均生活消費支出為5467元，同比增加了731元，名義增長了15.4%，扣除掉價格因素，實際增長了9.3%。從消費類別看，享受型、發展型等非食品類支出增長快于食品類支出，農民生活質量繼續改善。

雖然海南農村居民收入有所提高，但是增長速度緩慢，農村消費環境改善緩慢，農村消費水平難有提高。我國農村的消費市場具有很大的潛力，因此一個很重要的問題是如何去挖掘農村的消費潛力。分析海南省農村居民消費水平的主要影響因素，對于提高海南省農村居民消費水平，促進海南省經濟的發展有重要意義。

一、建立模型

1.模型估計

分析1993-2013年海南省農村居民收入、農村家庭人均純收入、商品零售價格指數的時間序列數據。

由數據分析，建立模型：

Yt=β0+β1X1+β2X2+μt

β0為沒有任何因素影響下農村居民的消費水平；β1為農村居民家庭人均純收入對農村居民消費水平的影響；β2為商品零售價格指數對農村居民消費水平的影響；μt是隨機擾動項。

根據以上數據，估計結果以下：

Yt=1387.978+0.793391 X1C13.14005X2

（704.3340） （0.024215） （6.597850）

t=（1.970625） （32.76379） （-1.991566）

R2=0.984346 Adjusted R-squared=0.982607

F=565.9392 DW=0.698484

根據以上模型，R2=0.984346，Adjusted R-squared=0.982607，可決系數高，擬合度較好。說明了海南省農村居民家庭人均純收入與商品零售價格指數對農村居民消費水平的影響比較顯著。

參數β1=0.793391，β2=-13.14005，而且0

由H0：β1=β2=0，設顯著性水平α=0.05，通過F分布表可查出自由度為k-1=2， n-k=18的臨界值Fα（2，18）=19.4，由上表知F=565.9392> Fα（2，18）=19.4，所以應拒絕原假設H0：β1=β2=0，回歸方程顯著，農村居民家庭人均純收入和與商品零售價格指數連結起來對“農村居民消費水平”有顯著影響。

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=18的臨界值tα/2（n-k）=1.734.由上表知β1、β2所對應t統計量分別是32.76379、-1.991566，它的絕對值均大于tα/2（n-k）=1.734，可以分別拒絕各個H0，說明了在其他解釋變量不變下，解釋變量商品零售價格指數與農村居民家庭人均純收入分別對被解釋變量農村居民消費水平的影響都顯著。

2.計量經濟意義的檢驗

（1）多重共線性的檢驗

令Y分別對X1、X2做回歸

計算各解釋變量的相關系數，選擇X1、X2的數據，相關系數矩陣如圖：

Y和X1的組合是最優方程，雖然X2跟Y的擬合度不好，但是引入了X2后，R2=0.984346，大于Y和X1回歸后的R2=0.980897，對整體模型來說X2這個解釋變量具有改善作用，并且t檢驗也符合，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）異方差檢驗

對模型進行White檢驗

可得出nR2=8.606542，由White檢驗知，在顯著水平α=0.05下臨界值χ20.05（5）=11.0705，比較統計值與臨界值，nR2

（3）自相關檢驗

由上得DW=0.698484，若給定α=0.05，查表得DW檢驗臨界值dL=1.125、du=1.538，因為du

二、結論

通過模型說明了農村居民家庭人均收入對消費水平有很大的影響，因此提高消費水平的重要手段就是要增加農村居民的收入。商品零售價格指數對于消費水平來說也有一定的影響，但它受到通貨膨脹率以及經濟發展水平等因素的影響。

參考文獻：

[1]國家統計局.中國統計年鑒.

[2]王真.農村居民消費主要影響因素分析.學年論文.2011（5）.

[3]肖毅.石海峰.海南省農村居民消費需求影響因素分析.

[4]龐浩.《計量經濟學》.科學出版社..

篇（2）

 

一、引言

改革開放以來，中國的經濟轉型戰略取得了巨大成功，但內需不足的結構性失衡問題一直未得到根本解決，尤其是廣大農村居民消費率明顯偏低，已成為中國經濟長期健康運行的隱憂。伴隨著世界經濟進入后危機時代，以及中國改革向縱深推進，問題變得更為復雜。因此，深入研究農村居民生活消費的主要影響因素及其作用機制，是一個具有重要現實意義和豐富政策蘊含的命題。

擴大內需的最大潛力在農村。本文對傳統的居民消費模型進行修正，研究了影響我國農村居民消費的因素，把國家財政對農業的支出、農村居民消費價格指數等變量引入模型。結果顯示，農村居民的人均純收入、財政用于農業的支出水平對居民消費具有顯著影響。在此基礎上，本文探討了擴大農村居民消費需求的財稅對策。

二、文獻綜述

（一）外文文獻綜述

關于居民消費需求的研究文獻較多，如凱恩斯絕對收入假說、杜森貝利提出了相對收入假說、以莫迪利亞尼為代表的生命周期假說和以弗里德曼為代表的持久收入假說。霍爾第一個正式把理性預期假說和LCH／PIH結合起來，得出了不確定性下消費者效用最大化的隨機游走模型。但Campbell和Deaton也提出了消費的“過度平滑性”，用以說明隨機游走假說與實證結果之間的矛盾。隨后發展起來的預防性儲蓄假說和流動性約束假說，采用了更符合現實的不確定性假定來研究消費最優化行為。

在研究財政支出對消費的影響方面，Fatas和Mihov、Blanchard&Peroti采用結構向量自回歸方法對政府財政支出與居民消費關系做了考察，結果表明財政擴張會導致產出和居民消費的顯著增加。

在研究預防性儲蓄對消費的影響方面，哈波德認為社會保險可降低居民預防性儲蓄，首先，因為在居民面臨大額醫療支出或收入下降的情況下，在困難時期保障的存在降低了家庭所面臨的不確定性，由此可以降低居民的預防性儲蓄。菲爾德斯坦提出養老社會保障對居民儲蓄的替代效應和引致退休效應。他運用擴展的生命周期假說模型，考察了美國居民消費養老社會保障之間的關系。

（二）中文文獻綜述

我國對于消費需求的研究起步較晚，對于影響居民消費因素的研究主要集中在以下幾個方面：一是關于居民收入對其消費的影響。在諸多研究當中，眾多學者都認為收入水平一直是影響居民消費的主要因素，二者之間存在長期穩定地均衡。陳天祥、李貴榮（2001）分析了我國農村居民消費不足的原因，認為影響農村居民消費的因素可歸結為三類：較低的農村居民純收入水平；勤儉節約的消費觀念；宏觀經濟發展，其中收入水平對農村居民消費取決定性的影響。黃少安和孫濤（2005）從家庭倫理、道德習慣等非正規制度的角度分析研究了中國等國家和地區居民消費和儲蓄的特點，并沿用和擴展代際交疊模型，用最優化條件分析了我國居民在儲蓄和消費行為等方面的特征和存在的問題。

二是社會保障支出對居民消費影響的研究綜述。吳敬璉（1998）指出，在社會生活越來越不確定的情況下經濟學論文，要想擴大消費首先要讓消費者對未來的預期越來越好。劉鈞（2000）認為社會保障問題制約著消費啟動的作用力度，完善的社會保障運行機制可以提高居民的邊際消費傾向，可以替代居民用于養老和防止意外事故而進行的儲蓄。王云、辜萍（2001）通過分析社會保障制度對城鄉居民收入分配、消費觀念等消費行為的影響，認為社會保障制度與城鄉居民消費行為存在非常密切的關系，社會保障制度的健全與完善有利于擴大城鄉居民消費，推動經濟增長。

三是財政支農對居民消費影響的研究綜述

國內學術界對財政支出對農村居民消費的影響也進行了一些研究。許允彬、趙衛亞（2007）使用半參數模型考察了農村產出對農村居民消費的影響。財政農業支出、農村產出與農村居民消費等農村經濟變量之間是密切相關、相互影響的，財政農業支出的政策效應也會隨時間動態地變化。張陽、楊宏嶄（2010）利用協整和誤差修正模型對山東省財政支農支和農村消費之間的關系進行實證研究，發現山東省的財政支農支出與農村消費之間存在Granger因果關系、長期穩定的協整關系、同向變動關系和相互促進作用。

四是預防性儲蓄方面。不少學者認為未來的不確定性越大，預期未來的消費增長就越大，預防性儲蓄就越多。劉麗敏（2004）認為思考中國農村居民儲蓄行為及影響因素必須要結合中國經濟體制變遷。還有不少學者研究了城鄉居民消費的流動性約束問題，認為流動性約束太強和消費者短視行為是造成我國目前消費疲軟的根本原因。

還有眾多學者分析研究了就業、人口年齡結構等因素對居民消費的影響。如施祖輝（1997）通過對就業率與居民消費增長之間關系的實證分析，研究了就業對消費的影響。[1]

三、山東農村居民人均消費情況分析

自改革開放以來，伴隨著收入水平的提高，如下圖所示，山東農村居民人均消費也呈現出大幅增長的趨勢，從1978年的農村人均消費僅為93.69元，增長到2008年的4077.05元，并且在1995年及其以后年份出現一個人均消費快速上升的趨勢，并且在2006年之后又進入了另一個快速上升的階段。

圖1 1978-2008年山東農民人均消費線條圖

以上只是對歷年數據中山東農村居民人均消費的規模大致分析情況，關于山東農村居民人均消費背后增長的原因還有待于進一步分析。以下將引入一些列影響農村居民人均消費的變量對其進行定量實證分析論文格式。

三、數據與模型設定

本文所使用的數據為1978—2008年的年度數據，原始數據來源于山東省統計年鑒（2008）及山東統計信息網，根據相關理論及數據的可得性，本文選取山東省農村人均消費支出（ct）為被解釋變量，農民人均純收入（yt）、財政支農支出（gt）、農村消費價格指數（pt）作為影響農村居民消費的解釋變量。

其中，財政用于農業的支出主要包括：支農支出、農業基本建設支出、農業科技三項費用、農村救濟費、新型農村合作醫療等等。農村消費價格指數采用的是以1977年為基期，1977年的農村消費價格指數為100。

同時為了消除時間序列中存在的異方差現象，對變量進行對數變換，變換后不影響原序列的相關性。分別用Lnct、Lnyt、Lngt和lnpt表示取自然對數后的農村人均消費水平、農民人均純收入、財政支農支出、農村消費品價格指數。

四、多線段回歸模型

通過觀察分析山東省農村人均消費水平及其線條圖可知，數據在1995年、2006年有兩個顯著的突變點，可以建立關于人均消費水平與時間變量的多線段回歸模型進行研究，以下將對其進行分析。

建立模型：

其中，T為時間變動量，當時間為1978年時，T=1；當時間為2008年時，T=31。D1、D2為虛擬變量，在1995年以前（不包括1995年），D1取0，D2取0；在1995-2005年，D1取1，D2取0；2006年之后，D1、D2都取1。

運用Eviews 6.0對上述模型進行回歸分析，得到以下回歸方程：

Ct=-110.366+62.913T+103.903(T-18)D1+474.085(T-29)D2

t=(-1.332) （9.041） (6.322) (4.703)

=0.977 F=381.556DW=1.490

從回歸結果可以得出如下分析：t檢驗值(除常數項外)、F檢驗值、呈現出高度的顯著性，并且不存在明顯的自相關問題。可見，可以從1995年、2006年進行分段。

按1995、2006年進行分段，可得到以下分段回歸線性函數：

五、實證回歸分析

（一）ADF檢驗

在運用經濟變量建立模型時，通常要求時間序列是平穩的。否則，通過普通最小二乘法得到的回歸分析結果可能是毫無意義的偽回歸，而經濟時間序列常常是非平穩的。

運用Eviews6.0對時間序列lnct和lnyt、lngt、lnpt進行ADF檢驗，以判斷時間序列的平穩性。若ADF值大于臨界值，則意味著變量時間序列含有一個單位根，即變量時間序列是不平穩的；否則，若ADF值小于臨界值，則認為變量的時間序列是平穩的。

ADF檢驗結果見表1

表1 ADF檢驗值表（lnct、lnyt、lngt、lnpt）

 

變量

檢驗類型

ADF檢驗值

5%臨界值

結論

lnct

(C,T,2)

-3.013053

-3.574244

非平穩

Dlnct

(C,0,2)

-3.776756

-2.971853

平穩

lnyt

(C,T,2)

-2.881591

-3.574244

非平穩

Dlnyt

(C,0,2)

-3.519626

-2.971853

平穩

lngt

(C,T,2)

-2.089553

-3.568379

非平穩

Dlngt

(C,0,2)

-3.481609

-2.967767

平穩

lnpt

(C,T,2)

-2.586008

-3.568379

非平穩

Dlnpt

(C,0,2)

篇（3）

 

一．引言

上海作為中國的國際化大都市，在變革中得到了長足的發展，取得了驕人的成績，居民收入與消費水平不斷提高。目前國際金融危機雖然有所好轉，但還處于逐步恢復階段誤差修正模型，擴大內需還是保持經濟增長是根本之策，然而較低的居民消費水平限制了市場的開發。改革開放以來,上海城鎮居民的平均消費傾向總體上呈波動下降的趨勢。其影響因素很多,但收入是影響消費的最主要的因素。消費水平沒有充分開發直接影響上海經濟的健康穩定發展。因此，研究收入和消費的關系有利于進一步了解國內消費市場，從而制定準確的收入分配政策和消費政策。本文根據凱恩斯的絕對收入假說，以上海為例，對居民收入與消費之間關系進行分析與建模，最后得出相應的政策建議。

二．樣本數據

本文選用1978～2008 年上海城鎮居民“人均可支配收入( Y) ”和“人均消費支出(C) ”,利用以1978 年為基期的上海城鎮居民消費價格指數(P) ,令Yt= ( Y/ P)×100 和Ct = (C/ P) ×100 ,即得剔除價格因素后的實際收入( Yt ) 和實際消費(Ct )。為了減少數據處理中的誤差，尤其是異方差，對原始數據分別取自然對數，得到實際收入（lnYt）和實際消費(lnCt)。其變動的趨勢見圖1誤差修正模型，由此可以看出,它們都是帶有趨勢的非平穩序列。應用的計量分析工具是專業計量軟件Eviews6.0。

圖1 lnYt和lnCt 走勢圖圖2 lnYt和lnCt 走勢圖

三．實證分析

（一）平穩---單位根檢驗

從原始序列變量圖，可直觀看出其不平穩的態勢。時間序列計量分析需要樣本是平穩的單位根過程，否則就存在“偽回歸”問題。對兩者進行一階差分后, lnYt 和lnCt 相應序列圖如圖2 所示。由圖看出,經過一階差分后,兩者圖形漸趨平穩。進一步對各變量進行單位根檢驗以確定其是否為I（1）過程。單位根檢驗采用ADF檢驗法，單位根檢驗最佳滯后階數按照AIC（Akaike Information Criterion）準則確定，AIC值越小，則滯后階數越佳。ADF單位根檢驗結果見表1。

表1 lnYtt、lnCt 及其一階差分的單位根檢驗結果

 

變量

檢驗形式（c,t,*)

ADF值

5%臨界值

結論

lnYt

(c,t,1)

-3.07131

-3.574244

不平穩

lnCt

(c,t,1)

-2.972389

-3.574244

不平穩

lnYt

(c,0,1)

-4.561073

-2.967767

平穩

lnCt

(c,0,1)

篇（4）

[中圖分類號] F047 [文獻標識碼] A [文章編號] 1004-6623（2012）02-0044-04

[作者簡介] 王吉恒（1964-），山東沾化人，東北農業大學經濟管理學院教授，博士生導師，研究方向：財政與金融；李敏（1986-），女，黑龍江綏化人，東北農業大學經濟管理學院研究生，研究方向：金融理論與政策；孟菲（1987-），女，山東梁山人，東北農業大學經濟管理學院研究生，研究方向：金融理論與政策。

長期以來，我國經濟發展很大一部分靠出口拉動。在 2008年國際金融危機影響下，我國出口增速下降，貿易順差縮小，出口對經濟增長的拉動明顯下降，擴大消費需求成為刺激經濟增長的主要手段，而當前的消費需求不足已經影響到我國經濟的全面協調和可持續增長。因此，研究我國居民消費影響因素，對制定宏觀經濟政策，保持經濟穩定增長具有十分重要的意義。

一、我國居民消費率現狀

近10年來，我國國民經濟一直保持高速增長。雖然經濟增長速度較快，但國內居民消費所占的份額卻不斷下降，其突出特征是，雖然消費總額在增加，但是最終消費率卻在不斷下降。2000～2009年間，我國的居民消費率平均為54.41%，與前20年相比反而下降了7個百分點，比世界平均消費率（78%左右）低了20多個百分點。

我國居民最終消費率在1978年為62.1%，從1982年開始下降，而在1994年和1995年降低至57%左右，此后稍微有增長，但增長極為緩慢。從2002年開始，最終消費率再次大幅度走低，2009年下降到歷史最低點48%。從我國居民消費率的結構來看，城鎮居民消費率明顯高于農村居民消費率。

二、我國居民消費水平的影響因素

1. 國內生產總值對居民消費水平的影響

國內生產總值（GDP）反映了一個國家或地區的經濟活動總量，人均GDP通常用以評價一國的富裕程度，通常我們把國內生產總值作為經濟發展水平的代表性指標。而一國的經濟發展水平又與居民消費水平有很大聯系。本文選取了我國1995～2009年全國支出法計算的國內生產總值和居民消費支出。

自1990年開始，我國居民消費支出隨著國內生產總值的不斷增長而呈現上升趨勢，在1990～2009年20年間，我國國內生產總值由19347.8億元上升到345023.6億元，居民消費支出隨之由9450.9億元上升到121129.9億元。因此，國內生產總值對居民消費水平有著顯著的影響，并隨國內生產總值的增加而增加。

2. 居民人均收入對居民消費水平的影響

根據傳統及現代的消費理論，消費都與收入緊密相關。因而，收入是影響我國居民消費行為的最主要因素。但是，我國長期不合理的國民收入格局，使得居民可支配收入的增長速度總體上低于GDP的增長速度，居民消費缺乏充分的收入保障。不合理的收入分配格局最終導致居民收入占比不斷縮小，降低居民消費能力。城鎮居民的可支配收入由1990年的1510.2元增長到2009年的17174.7元，農村居民的純收入由1990年的686.3元增長到2009年的5153.2元，雖然都不斷增加，但仍然很低，增幅也很緩慢。2003年以來城鎮居民和農村居民人均可支配收入的增長率雖然不斷提高，但是2009年大幅度下降，也說明我國居民人均收入增幅速度滯后于經濟的增長速度，這些是制約居民消費增長的重要原因。

3. 居民儲蓄對居民消費的影響

居民的消費和儲蓄互相影響，儲蓄增加，現實的消費就會減少，儲蓄減少，現實的消費就會增加。我國居民儲蓄率一直保持較高水平。20世紀90年代以來，城鄉居民儲蓄存款持續增長，而過高的儲蓄率是居民消費不足的重要原因。

1991～2009年我國居民人均收入不斷增加，居民消費支出也隨之增加，居民的儲蓄存款更是從9241.6元增長到260771.1元。而居民消費支出增長率從1991～1995年逐年增加，進入2000年以后開始呈現下降趨勢，隨后有波動性的增長，到2008年達到近年來最大值13.5%，而2009年居民消費支出增長率只達到8.7%，而同期的居民儲蓄增長率遠遠超過消費的增長率。縱觀1991～2009年間的居民消費和儲蓄狀況，各年度消費的增長速度都遠遠低于居民消費的增長速度。因此，居民儲蓄對消費有很大的影響。

4. 通貨膨脹對居民消費水平的影響

近年來，我國物價大幅度上漲，直接影響到居民家庭的生活水平和生活質量。根據國家統計局數據計算，10 年間物價總體上張 25.3 7%。住房、醫療、教育等價格上漲速度已經超過了大多數家庭收入增長速度，對于那些將要購房的人來說，物價越高，越會抑制他們的消費，消費水平會越低，也就從總體上降低了居民消費率。通貨膨脹使居民日常生活必需品價格價格普遍上漲，這意味著城鎮和農村居民的人均可支配收入不同程度縮水。通貨膨脹使居民的實際收入減少，降低了居民的消費能力。另外，通貨膨脹對居民的消費預期也產生影響。居民消費價格持續上漲，一定程度上削弱了城市居民的消費欲望。預期未來收入水平下降，表現最明顯的就是恩格爾系數提高，對消費結構產生影響。所以在通貨膨脹下，居民的消費結構不利于優化，人們的生活水平會有所下降。

5. 社會保障對我國居民消費的影響

社會保障水平是指一定時期內一國（地區）社會成員享受社會保障的高低程度，其主要衡量指標是社會保障總支出占國內生產總值的比重。由于我國基本公共服務提供不足，基本養老、基本醫療、失業、工傷等社會保險不健全、保障水平低下，因此即使老百姓手中有錢，也不會過度消費，因為他們要保有一定的資金用于防老、防病、防失業，養育下一代。

從表1可以看出，從1998年開始我國養老保險、醫療保險、失業和工傷保險的參與人逐年上升，但是總體比例還是很低。2009年我國養老保險和醫療保險的參保比例僅為25.80%和24.04%。因此較低的社會保障水平，抑制了百姓的消費意愿。

三、影響我國居民消費因素的實證分析

（一）模型構建

層次分析法是一種定性和定量相結合、系統化、層次化的分析方法，該方法對復雜系統的決策思維過程進行量化，通過多目標多層次分析而得到廣泛應用，以下是模型構建步驟：

1. 建立評價指標體系，建立系統的遞階層次結構；

2. 建立比較矩陣，設指標層的同一層內的各評價因素進行兩兩比較，通過級比例標度值得到比較矩陣；

3. 計算相對權重，并且對比較矩陣進行一致性檢驗。

（二）模型應用

1. 構建評價指標體系。目標層為我國居民消費，中間層即準則層包括：國內生產總值、居民收入、居民儲蓄、通貨膨脹及社會保障（見圖1）。

2. 建立兩兩比較判斷矩陣，并確定權重。依據比例標度值1～9的9個等級，由不同專家采用頭腦風暴法進行評分，并對判斷矩陣采用“和法”計算權重w、最大特征值λmax、一致性指標CI和一致性比率指標CR，如表2、表3所示。

A 利用MATLAB求其最大特征值及其特征向量，得：

λmax=5.2371，對應的特征向量為:

w=[0.8034,0.5373,0.2210,0.1159,0.0587]；

將其進行歸一化，求得的權向量為：W=[0.4626,

0.3094,0.1273,0.0667,0.0339]。

3. 進行一致性檢驗。根據CI=（λ-n）/n-1，CR=CI/RI，(n=5時，RI=1.12)

求得CI=0.0309，CR=0.028

（三）對實證結果的進一步討論

上述實證結果表明，國內生產總值、居民收入、居民儲蓄、通貨膨脹及社會保障對我國居民消費均有明顯的影響。其中，國民生產總值和居民收入對消費的影響最為顯著，權重分別為0.4626和0.3094。而居民儲蓄、通貨膨脹和社會保障對我國居民人均消費增長也有比較大的貢獻，其權重為0.1273、0.0667和0.0339。

四、提高我國居民消費水平的對策建議

1. 提高居民收入水平。收入水平是影響居民消費需求最直接、最根本的因素，提高居民收入，消費總體水平才能真正增加。一方面，調整國民收入分配格局，協調好投資和消費的比例，提高勞動報酬占國民收入的比重，擴大中等收入者比重；另一方面，加大政府對農業和農村經濟發展的支持力度，尤其在農業基礎設施建設、農業科技發展與應用、市場開拓等方面加大支持力度。同時要大力發展農村小城鎮，為農村非農產業發展創造良好環境和條件，促進其發展，增加農民收入，改善農村居民消費環境。

2. 縮小城鄉消費差異。應該調整與完善收入分配政策，努力提高城鄉居民尤其是農村居民與城市中低收入者的實際收入。首先完善各種稅收政策，加強個人所得稅、遺產稅、贈予稅的征收，從而縮小收入差距。其次實現城鄉之間的轉移支付。韓國農民收入的20%來源于政府的直接轉移支付，而我國尚不足3%。另外增加城市低收入居民的收入，減少社會差距。

3. 建立和完善價格調控手段，整頓流通秩序。針對流通秩序混亂、交易成本過高和價格透明度不高等問題，要研究如何運用經濟、法律、行政等手段整頓規范其價格行為，以保證農產品的正常供給，維護市場價格穩定。政府應控制貨幣供應量，實行適度從緊的貨幣政策，將貨幣供應量控制在與客觀需求量相適應的水平上。

4. 完善我國的社會保障體系，消除居民消費的后顧之憂，促進消費需求和國民經濟的持續增長。一是擴大社會保障覆蓋面，減少居民預防性儲蓄，增加居民即期消費；二是完善社會保障制度，增加居民可支配收入，擴大居民消費需求；三是完善失業保險制度，創造再就業機會，恢復居民的消費信心；四是提高城鎮居民最低生活保障標準，改善低收入家庭的消費狀況；最后，盡快建立農村社會保障體系，挖掘農村居民的消費潛力。政府要加大農村基礎教育和農村醫療衛生體系的投入，建立和完善新型農村合作醫療制度。

[參考文獻]

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[5]于泳.社會保障對我國居民消費的影響-基于經濟增長的視角[J].山東大學.2008.

On Factors Affecting Chinese Consumption Levels

Wang Jiheng, Li Min, Meng Fei

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中圖分類號：F126.1　文獻標識碼：A　文章編號：1003 4161(2011)04-0106-03

一、研究背景和文獻綜述

十一五初期，我國經濟出現了較大的通貨膨脹壓力，在實施了七年的積極財政政策之后，轉入穩健的財政政策階段。但2008年下半年，全球性經濟危機波及我國，使經濟出現下滑，為穩定經濟增長，中央政府相機抉擇，實施積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策。全球性經濟危機爆發之后，各主要經濟體為擺脫經濟危機，紛紛采取注入流動性的辦法來恢復經濟以及緩解債務危機。因此我國整個十一五期間都面臨控制通脹的艱巨任務。而2011年通貨膨脹形勢依然嚴峻，美國堅持量化寬松政策、歐洲經濟恢復形勢不夠明朗、中東地區局勢不穩，這些帶來的國際流動性過剩、大宗商品價格上漲，都將推動物價總水平進一步上漲。因此預防和治理通貨膨脹工作將面臨更大的挑戰，而預期作用于居民的消費行為，進而成為物價總水平的影響因素之一。所以研究預期對居民消費的影響具有較大的現實政策意義。

一般經濟學理論認為，通貨膨脹預期會影響人們的消費，它使人們在一段時期內對其支出行為作出調整。Hende on和Quandt(1971)從微觀層面分析了居民消費和儲蓄的權衡取舍關系。認為通貨膨脹預期的增加會使人們的近期消費增加，這是由于通脹預期一般會降低人們的真實利率預期，所以人們在儲蓄與消費之間就會選擇消費。同時DeLong和Summers(1986)也基于凱恩斯主義模型得出了同樣結論，對于價格上漲的預期可以通過真實利率和對財富的再分配影響居民的消費行為。而另一份基于密歇根大學調查研究中心報告和Juster Thomas、PaulWachtel(1972b)的研究則持相反的觀點，認為較高且不確定的通脹預期會增加人們對未來的不確定性，從而導致人們降低他們的真實收入預期，所以使其當期支出減少。Thomas Juster和Paul Waehtei(1972b)運用人戶調查數據，針對通脹預期對消費者支出進行了研究。結果顯示通脹預期確實會影響人們消費的跨期分配，進一步地，較高的通脹預期，會導致非耐用品和勞務消費支出的增加以及耐用品消費支出的減少。Susan Butch和Dine Wemeke(1975)也持同樣觀點，即較高的通脹預期會導致較高的個人儲蓄以及耐用品支出的減少。目前研究我國通脹預期與居民消費行為的論文并不多，與此相關的有李成、馬文濤、王彬(2009)對1995-2008年的數據進行了動態隨機一般均衡模型分析，認為通脹預期偏差沖擊、能夠解釋20％左右的消費波動。

二、模型和數據

由于我國目前處于城鄉二元的經濟結構，城鎮和農村無論是從收入水平、消費水平、市場發達程度、信息獲取能力和傳遞速度有較大差異，所以本論文將建立模型對城鎮和農村消費行為分別進行分析。

其中城鎮(或農村)人均消費支出反映了城鄉居民的消費行為，而人均可支配收入是消費的基礎。真實利率是當期消費的機會成本之一，早期研究也證明了在通脹預期提高的時候，人們會在消費與儲蓄之間進行權衡取舍，所以同時加入真實利率變量。未來通貨膨脹預期指數和未來收入預期指數則是反映未來通脹預期和居民經濟信心的指標。

模型選取十一五期間(2006-2010年)的季度數據，其中被解釋變量為城鎮(或農村)居民季度人均消費性支出，為觀察通脹預期等因素對居民消費行為的影響，運用CPI平減的方法對被解釋變量進行了剔除價格因素。其中，由于公布的月度居民消費價格指數是以上年同月為基數的統計結果，為觀察整個十一五期間的價格變動趨勢，對2007-2010年各月CPI均以2005年同月為基數進行處理。CPI采用國家統計局公布的月度城鎮(或農村)居民消費價格指數，調整后再用月度數據獲得調整后CPI的季度內幾何平均值，作為當季度CPI。城鎮(或農村)居民人均消費支出采用國務院發展研究中心居民生活數據庫中的全國季度統計數據。

解釋變量選取與消費行為相關的真實利率、剔除價格因素后的可支配收入和通貨膨脹預期。其中，真實利率用中國人民銀行公布的三個月定期存款利率，根據每個季度內變化的利率進行平均，求得該季度內平均名義利率，季度內未出現利率變動的，則直接用央行公布的名義利率作為當季名義利率。再減去調整后的季度內通貨膨脹率得到實際利率。

城鎮居民可支配收入直接采用國務院發展研究中心居民生活數據庫統計數據，農村居民可支配數據則采用該數據庫統計的“農民人均現金收入”減“稅費支出”計算得出。兩個指標均進行了CPI平減，以考察真實可支配收入對消費的影響。

通貨膨脹預期采用中國人民銀行公布的季度未來通貨膨脹預期指數。未來通貨膨脹預期指數是消費支出的先行變量，選取該指標在一定程度上避免了通脹預期所反映的通脹水平與消費支出之間的相互影響造成的內生性問題。收入預期采用中國人民銀行公布的季度未來收入預期指數。中國人民銀行公布的季度未來通貨膨脹預期指數和未來收入預期指數在2009年第三季度發生統計表示方法變化，按照新算法對之前的指數進行換算，得到新的表示方法下的統一數據。

三、回歸及假設檢驗

城鎮居民消費行為回歸結果：通過第一次回歸結果我們可以看出，真實利率項系數在統計上不顯著，所以考慮利率項數據變動幅度較小，并且我國居民的理財習慣，比較偏好儲蓄，因此舍棄真實利率變量，重新回歸，結果如下：

城鎮居民消費行為的回歸結果中，擬合優度R2=0.952220，可見變量較好地解釋了城市居民真實消費支出，三個自變量系數在l％的置信水平下顯著。方差膨脹因子XIF，遠遠低于10，所以可以判定解釋變量之間無多重共線性。D.W統計量在該自由度和待估參數個數下可確認無自相關問題。可以最終得出城鎮居民的消費行為的回歸方程為：

城鎮人均消費支出=2077.769+0.498563城鎮人均可支配收入+11.77867未來通貨膨脹預期指數-35.36344未來收入預期收數

該回歸結果表明，城鎮季度人均真實消費受當季度城鎮人均可支配收入、未來通貨膨脹預期和未來收入預期影響。其中城鎮人均可支配收入每上升1元錢，人均消費將增加約0.5元；而當季度居民對未來通脹預期增長1％，城鎮人均消費支出將增加約11.78元；而人們對未來收入預期每降低1％，則會增加當

季度消費約35.36元。

同樣對農村數據進行回歸，結果如下：

回歸結果顯示，真實利率對于農村居民的消費行為的影響也不顯著，所以同樣去掉真實利率變量，由于未來通脹預期指數是我們主要關注的變量，所以予以保留，并考慮到農村信息獲取能力和信息傳遞速度與城鎮的差別，以及農村居民消費選擇較城市更加保守，所以采用滯后一期的未來通脹預期指數來替換當期未來預期通脹指數，即改為觀察農村上一期對本期通脹預期對本期消費的影響。

再次進行回歸，結果如下：

農村消費者行為的回歸結果中，可表明變量解釋了多數農村居民真實消費支出，可支配收入和未來預期指數自變量系數在1％的置信水平顯著，滯后一期未來通脹預期指數在10％的置信水平下顯著。方差膨脹因子VIF，遠低于10，所以可以判定解釋變量之間無多重共線性。D.W統計量在該自由度和待估參數個數下可拒絕自相關假設。所以認定無明顯自相關問題。

可以最終得出農村居民的消費行為的回歸方程為：

農村人均消費支出=2199.641+0.461609農村人均可支出收入+13.77352未來通貨膨脹預期指數-49.54699未來收入預期指數(滯后一期)

該回歸結果表明，農村季度人均真實消費受當季度農村人均可支配收入、滯后一期的未來通貨膨脹預期和未來收入預期影響。其中農村人均可支配收入每上升1元錢，人均消費將增加約0.46元；而當季度居民對未來通脹預期增長1％，農村人均消費支出將增加約13.77元；而人們對未來收入預期每降低1％，則會增加當季度消費約49.54元。

四、結論與政策建議

根據上述回歸結果，分析可知，在我國未來通貨膨脹預期和未來收入預期對消費者的支出行為有較明顯影響。未來通貨膨脹預期的提高和未來收入預期的走低會導致居民增加消費，并且未來收入預期的影響大于通脹預期。其次，城鎮居民當期消費受當期未來通脹預期影響顯著，而農村則可能因為消費決定較為謹慎和保守，而呈現居民當期未來通脹預期對下一期消費影響較為顯著的結果。未來收入預期則對城鄉居民當期消費的影響都比較顯著。而且對比城鄉居民消費可以發現，農村居民的消費行為根據預期進行調整的幅度更大，即農村居民的消費行為更易受到預期的影響。我國農村居民規模較大，因此，總體上，未來通貨膨脹預期的上漲和消費者對經濟的信心走低會導致居民消費總需求的上升，進而對物價總水平形成拉動力量，加速通貨膨脹。因此在預防和治理通貨膨脹的過程中，管理通貨膨脹預期是一個極為重要的工具。

管理通脹預期并不是要使通脹預期減小，而是使之趨于合理，從而防止個人經濟行為的劇烈波動對宏觀經濟產生不良影響。基于上述分析，在我國預防和治理通貨膨脹和管理通脹預期過程中，應注意：

1　完善工資、最低生活保障和養老金等的指數化制度。定期根據物價波動調整構成居民收入的各項，使得居民收入與物價上漲聯動，以及保持真實收入長期平穩，從而降低收入預期對居民消費行為的影響程度，減少其對物價總水平的順周期作用。

2　形成政策聯動體系，同時增加政策的透明度和可信度。市場主體的活動是分散的，苛求公眾時刻保持鎮靜和理性又是不現實的。要管理通脹預期，就要使政府政策達到內在的一致性，讓公眾了解政府政策不存在沖突和相互抵消，使公眾的預期不至于因政策效果的不確定性而失于合理。同時，政府定期公布政策目標、實施進程等信息，為居民提供更多的形勢判斷依據。政策效果也應及時公布，并說明政策效果與目標的差異形成的原因，不斷提高政府政策的可信度。

3　提高農民收入，增強農民的“安全感”。從回歸結果看，農民的消費行為受預期的影響較城市大，這反映了農民生活中更缺乏“安全感”。進一步提高農民收入，使農民建立穩定的收入來源，這樣可以提高農民在通貨膨脹中保持原有生活水平的能力。從而降低農民受通脹預期和收入預期影響而增加的支出。

篇（6）

長期以來，社會保障制度被看作是經濟的“內在穩定器”和“減震閥”，發揮著重要的收入再分配的功能。同時，建立完善的社會保障網絡，增進國民整體福利水平還被認為可以改變居民的收入預期和消費行為，進而對經濟發展起到相應的刺激作用。目前我國社會保障體系的改革正由點到面逐步展開，由城鄉分割向城鄉統籌轉變。這種變化和發展必然會使居民消費和儲蓄行為呈現出新的特征，給學者提供更大的研究空間。因此，有必要對社會保障和消費之間的關系進行梳理。

理論文獻中的社會保障與消費

（一）經典理論文獻中的社會保障與消費

在西方經典理論文獻中，涉及社會保障與消費之間關系的理論主要有絕對收入假說、生命周期理論、永久收入理論和預防性儲蓄理論。1936年，在《就業、利息和貨幣通論》一書中，Keynes表述了通過社會保障體系將收入由邊際消費傾向較低的高收入者轉移給邊際消費傾向較高的低收入者，會提升社會總體消費水平的觀點。20世紀50年代，Modiglian的生命周期假說和M.Friedman的永久收入消費理論基本上同時發展起來。前者以在一生中平滑消費來解釋居民消費和儲蓄行為，認為社會保障體系越完善、水平越高，人們的儲蓄意愿也就越弱，消費率就會越高。后者則將社會保障視作永久收入，并以此為基礎，推斷以增進社會整體福利水平來改變居民收入預期進而影響居民消費，要比減免稅收等暫時性的措施效果要好。1968年，Leland提出預防性儲蓄理論，認為社會保障具有社會保險方面的功能，可降低居民或家庭對未來收入和支出的不確定性，進而減少謹慎性儲蓄，主動擴大消費。

（二）后續理論文獻中的社會保障與消費

盡管各種學說構建研究框架的假設、分析的側重點有所不同，但大都得出了社會保障體系的建設和完善與居民消費之間呈現出正相關關系的結論，但西方也有學者對此觀點持謹慎態度。1974年，哈佛大學教授Martin Feldstein發表了論文《社會保障，引致退休，資本積累》，提出了社會保障的“資產替代效應”與“引致退休效應”。“資產替代效應”是一種“擠出儲蓄”的力量，而“引致退休效應”則會迫使人們為退休時期的延長進行更多的儲蓄。他認為社會保障體系對儲蓄和消費的影響將取決于“資產替代效應”與“引致退休效應”的凈效應。

經驗文獻中的社會保障與消費

（一）得出正相關結論的經驗研究

在提出了“資產替代效應”與“引致退休效應”后，Feldstein還以美國1929年至1971年的數據對此觀點進行了實證研究。研究結果表明，美國的現收現付公共養老金計劃使儲蓄降低了大約50%，顯然在美國“資產替代效應”大于“引致退休效應”。1994年，Jonathan Gruber對失業保險和消費之間的關系進行了實證研究。他研究的方法十分獨特，分別考察了有失業保險和沒有失業保險兩種條件下失業期間消費的下降情況。根據他的研究，如果沒有失業保險，失業期間消費將下降21%，如果有失業保險，消費僅下降7%。1999年，Ndikumana與Allene利用67個國家七個年份的截面數據，對收入分配和消費規模進行了回歸分析，結果發現收入分配均等程度較高的國家，經濟增長率和消費總水平也相對較高。而社會保障本身就具有重要的調節收入分配的功能，通過社會保障體系轉移收入，有利于提高消費。2005年Wouter Zant在荷蘭所做的研究也得出了相似的結論。

（二）得出負相關結論的經驗研究

1965年，Phillip Cagan利用1958-1959年消費者聯盟中15000位會員的數據來分析養老金對儲蓄的影響，發現參加養老金計劃會喚起人們的退休欲望，從而增加儲蓄，減少消費。1975年，Blinder運用美國1949-1972年的時間序列數據進行實證研究，得出了收入分配調整對居民總消費需求沒有顯著影響的結論，這也就意味著通過社會保障體系縮小收入差距，進而提高消費水平的渠道在這一時期并不順暢。

綜上所述，國外學術界對于社會保障與消費之間關系的研究仍是在不斷發展與完善的。雖然主流觀點傾向于社會保障對居民消費有積極的促進作用，但并未取得結論上的完全一致。這一方面源于模型的框架、解釋變量的選用和研究方法的不同，另一方面則是源于各國社會保障體系本身存在著重大差異。

我國關于社會保障與消費之間關系的研究

1999年是我國社會保障制度改革的分水嶺，而關于社會保障與我國居民消費之間關系的研究也自1999年分為兩個階段，具體如下：1999年之前，學者們大多以絕對收入假說、生命周期和持久收入假說為理論框架，1999年之后，學者們一般以預防性儲蓄理論為研究基礎。1994年，臧旭恒考察了計劃經濟體制下的居民消費行為，認為居民消費和傳統福利保障之間存在著正相關關系；1999年，趙新安、程義全對我國城鎮居民消費傾向的變化和社會保障費用支出的變化進行了分析，發現二者的變動趨勢基本一致。總體來說，這個時期研究的內容相對簡單、直觀。1999年，宋錚對1985-1997年的數據進行回歸分析，認為未來收入的不確定性是影響中國居民儲蓄的最主要因素，而要想啟動居民消費，首先要啟動居民未來的收入預期。2000年，龍志和、周浩明基于預防性儲蓄理論，對1991-1998年我國居民的儲蓄行為進行分析。結果顯示這九年間，居民儲蓄的預防性動機明顯，未來收入的不確定性越大，儲蓄的規模也就越大，消費也會隨之萎縮。這兩項研究均從謹慎性儲蓄的角度肯定了社會保障對消費的積極影響。2006年，韓冰等利用2002年全國各地區消費和收入的橫截面數據，得出了社會保障支出與居民消費之間的相關系數為0.171125，僅排在居民可支配收入這一影響因素之后。

除了對全國的情況進行分析外，學者們也考慮到我國社會保障體系的二元性，做了具有針對性的研究。2001年，王麗娜通過對比分析，發現在我國農村地區，由于傳統福利被打破而新的社保體系還遠不完善，農村居民消費占居民消費的比重從1978年的62.1%下降到2001年的50.1%。2004年，冉凈斐以2000年和2001年全國農村住戶的調查數據為依據，得出了農村社會醫療保險有利于增加農村居民即期消費的結論。2007年，陶紀坤指出，農村居民收入偏低是制約我國農村市場消費潛力的主要因素，而農村社保網絡的建立與完善可以通過直接和間接的方式增加農民收入，促進農民消費。

雖然大多數研究都肯定了社會保障對消費的促進作用，但也有學者對此表示了不同看法。如趙衛華（2004）、楊天宇和王小婷（2007）。他們均認為在我國，社會保障的“引致退休效應”要大于“資產替代效應”，因此社會保障對消費的凈效應應該是負的。

我國關于社會保障與消費之間關系研究的不足

最近二十多年，發達國家對社會保障和消費的理論研究又有了新的進展，給我國相關研究提供了模版和范例。而我國不同于發達國家的經濟增長模式、體制改革背景也要求我國學者不能照搬國外的理論，必須結合我國實際情況進行研究。由于我國社會保障與消費之間關系的研究長期處在學習和探索階段，存在著一些不足和薄弱之處，主要體現在以下三個方面：

（一）新興消費理論在國內的適應性研究

20世紀80年代末，緩沖庫存儲蓄理論和目標儲蓄理論相繼出現，把收入沖擊、流動性約束、目標性消費等因素納入分析框架內，這不僅豐富了儲蓄理論，也延展了社會保障與消費之間關系的研究，但國內的相關研究較少。2002年，朱國林等曾經從生存性消費、遺贈儲蓄和預防性儲蓄動機出發，建立了一個研究消費的理論框架，但這三大動機和目標性消費動機在內涵上有不小的差距。因些可以說，國內對預設消費目標和流動性約束條件下社會保障影響消費的機理分析還很不成熟，并且也缺乏這方面的實證研究。

（二）社會保障與農村居民消費研究

從1991年到2009年，農民人均純收入快速增長，由708.6元增加到4760.62元，農村市場也就自然而然的被看作是危機之際拉動內需的主要力量。完善農村社會保障網絡，提高農村社會保障水平也就具有了特殊的意義。2010年的中央財政預算，已經把農村社會保障作為拉動內需、保障民生的重點來投入，中央財政安排的農村低保、新農合、農村醫療救助等方面的補貼資金有較大幅度增加，也為新農保試點預留了資金。但與此相對應的是我國關于農村社會保障與農村居民消費之間關系的研究相對滯后。到目前為止，農民工和失地農民的社會保障仍在理論和實踐的探索中，也缺乏對農村低保、新農合、農村醫療救助等不同類型的社會保障方式影響農村居民消費的比較研究。

（三）社會保障對不同收入階層居民消費的影響研究

伴隨著改革開放，我國收入分配差距急劇擴大。2006年，世界銀行認定中國的基尼系數達到了0.47，越過了0.4的警戒線。而在理論研究中，收入增長和收入分配對消費的影響并未達成一致。Keynes的經典理論認為在收入增長的過程中邊際消費傾向遞減，但炫耀性消費理論卻給出了邊際消費傾向遞增的消費函數（Walther，2004）。因此，對社會保障與我國各階層消費之間的關系也不能一概而論。但由于社會階層的界定比較復雜、各階層社會保障數據可得性也較差，國內不論是運用時間序列數據展開的長期研究，還是利用截面數據進行的短期研究都比較薄弱。

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2．最終消費情況分析。最終消費由居民消費和政府消費兩部分組成，甘肅省最終消費支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據《甘肅統計年鑒》數據計算居民消費支出一直占據最終消費支出大部分的比例，穩定在70％以上。

3.甘肅省最終消費對經濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經濟增長率中消費需求拉動所占的份額,計算甘肅省最終消費貢獻率在2002年至2007年間分別為63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最終消費對經濟增長的貢獻率并不穩定，其原因是經濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務凈出口政策要素影響。

二、甘肅省城鄉居民消費結構變動分析

1．農村居民消費支出變動分析。消費結構指各類消費支出在總消費中所占的比例，消費結構能夠反應出居民的生活水平，甘肅農村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費，說明農村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態;從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標志，相關數據變動說明甘肅省農村居民消費結構逐漸優化，農村居民生活水平逐步提高。

2.城鎮居民消費支出變動分析。恩格爾系數從1993年的0.51總體上保持下降趨勢，到2007年的0.36，食品消費支出已不在占據消費支出的一半比例。說明城鎮居民的生活水平的提高，城鎮居民生活水平到達小康階段，醫療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應有所增加，表明城鎮居民的生活質量逐步提高，消費結構不斷優化。

3.城鄉居民消費結構變動度分析。消費結構變動度，是分析消費結構變化程度的指標，計算公式為：

在1996年～2000年期間，甘肅省農村居民消費結構變動度為9.00％，城鎮居民消費結構變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農村居民消費結構變動度為2.22％，城鎮居民消費結構變動度為3.27％。

在1996年～2000年期間，城鄉居民消費結構變動非常顯著，其中食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉居民消費結構經過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大；醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。

三、甘肅省城鄉居民消費函數分析

本文采用持久收入消費函數。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε

其中Ct為現期消費;Yp和Yz表示持久收入和暫時收入。系數α1和α2分別是持久收入和暫時收入的邊際消費傾向。根據《甘肅年鑒》統計資料，對模型進行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉居民消費函數(1）、（2）。

農村居民消費函數Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）

（0.002）（8.237）（2.469）

R2=0.873D.W.=1.212F=34.461

城鎮居民消費函數Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）

（1.095）（40.793）（3.908）

R2=0.997D.W.=1.91F=1878.984

從方程中可看出，農村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消費；每增加1元暫時收入，有1.74元用于消費。既增加了暫時收入，不僅要將暫時收入全部用于消費，同時還要拿出儲蓄來消費。城鎮居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費；每增加1元暫時收入，有0.87元用于消費。

四、簡要結論

1．經濟增長與城鄉居民的收入和消費之間有直接的影響。經濟增長越快，收入增加越高，消費也會隨著增加。但是，在投資、出口和消費等三要素當中,消費對經濟增長的貢獻率最高，一般都在70%左右,說明拉動消費仍然是甘肅省經濟發展的主要動力。

2.隨著經濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結構出現重要變動傾向。在城鄉居民的消費結構變動當中，食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來，城鄉居民的消費結構劇烈變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大。另外，醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。

3.為了鞏固消費對經濟發展的貢獻率，我們建議：一是加快發展城鄉經濟，保證固定資產的投資速度，使投資增長不要出現大起大落;二是進一步開發農民能夠穩定增加收入的就業渠道和途徑，如非農產業收入、轉移性就業收入、農業產業化收入等；三是對于城市居民來講，要把創造更多的就業崗位和機會作為重點，用擴大就業保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉居民的消費結構進行一定的引導，努力改善城鄉居民住房、醫療、教育、保障等關鍵性問題。

參考文獻：

篇（8）

中圖分類號：F014.4文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2011）08-025-03

價格與消費是兩個相互影響、相互作用的經濟因素，價格水平的變化會直接影響居民消費水平的變化。根據價格曲線也可看出，價格越高，消費需求越低，價格越低，消費需求越高。2007年以來我國物價漲速明顯加快，成為經濟運行中最受關注的問題之一。特別是與老百姓生活密切相關的肉禽蛋、鮮菜、汽油、柴油、石油、液化氣等商品價格均保持在高價位上運行，人們日常的生活受到了極大的影響。價格作為一個重要的宏觀經濟指標，與宏觀經濟運行有著密不可分的聯系。首先，價格作為一個現象，折射出的是整個宏觀經濟運行狀況的實質性問題。此外，價格在市場經濟運行中，同時扮演著“市場調節器”與“宏觀經濟運行指示器”的雙重角色。因此，物價波動一直是各界普遍關注的焦點之一，物價上漲對居民消費的影響更是值得關注的問題。

隨著我國經濟的不斷發展，物價這一關系到民生的問題，越來越受到重視。認真研究、科學合理地分析物價上漲對居民消費的影響，是我國經濟長期穩定發展的客觀需要。

一、我國物價水平的歷史與現狀

（一）我國歷史各物價水平變動階段

第一階段：1953―1965年（共13年）。這一階段，我國物價水平經歷了一次劇烈的升降，商品零售價格指數增長率出現了一次高聳的峰和深陷的谷。1959～1961的3年中，零售物價水平持續上漲，于1961年到達頂峰，漲幅為16.2％。1962年，零售物價下跌，1963年跌至－5.9％的波谷，峰谷落差達22.1個百分點。

第二階段：1966―1976年（共11年）。在這一段時期內，我國物價水平的變動幅度極小。商品零售價格指數增長率曲線幾乎是一條水平直線，其漲幅從未超過1％，跌幅也僅有一年略微超過1％，最高點（1975年，0.6％）與最低點（1969年，－1.1％）之間的落差只有1.7個百分點。這一時期零售物價的高度穩定，是特定的歷史條件造成的，當時的中央政府直接通過行政手段凍結價格。這樣，盡管經濟在劇烈地波動，而價格水平卻“紋絲不動”。

第三階段：1977―1999年（共23年）。改革開放之后，隨著經濟體制改革的不斷推進，物價水平長期僵持不變的局面被徹底打破，零售物價開始持續上升。1999年的商品零售價格指數上漲為1978年的359.8％。在這一時期，價格漲幅的波動性也變得非常明顯。從1977年到1999年，我國物價漲幅可觀測到4次明顯的循環波動。

第四階段：2000―2007年（共8年）。中國經濟在經歷了1991―2001年的完整波谷―波谷經濟周期后，從2002年起重新進入本次經濟周期的擴張階段。2003年與2004年實際GDP增長速度接近潛在GDP增長速度，而2005年實際GDP增長速度超過潛在GDP增長速度，其間通貨膨脹卻相對溫和。在2006年中國經濟繼承了2005年的強勁擴張趨勢，中國宏觀經濟運行保持高經濟增長與低通貨膨脹的良好配合格局，在增長型經濟周期的位勢上，2006年將構成本次經濟周期的波峰年度。2007年，中國宏觀經濟管理繼續實行穩健的財政政策與穩健的貨幣政策，采取中性的需求管理，政策取向，兼顧經濟穩定的內部平衡目標與外部平衡目標，進一步促進國內需求與國外需求以及投資需求與消費需求對經濟增長的全面拉動，在總體經濟景氣進入本次經濟周期收縮階段后延續其繁榮形態。2007年實際GDP增長速度略低于潛在GDP增長速度平穩回復至潛在GDP水平。

（二）我國現階段物價變動的狀況及原因

物價上漲影響居民的生活，從2007年以來我國物價漲速明顯加快，成為經濟運行中最受關注的問題之一。2007年1―11月份CPI同比上漲4.6%，漲幅比去年同期提高3.3個百分點；尤其是11月份CPI同比上漲6.9%，環比上漲0.7%，創1996年底以來的新高。另外，工業品出廠價格指數、農產品生產價格指數和央行公布的企業商品價格指數等均呈現加速上升的勢頭，已超出各方預期。

從統計數據來看，2007年的CPI上漲具有明顯的結構性特征，以11月份為例，當月以糧食為代表的食品價格同比上漲18.2%，推動CPI上漲了6.1個百分點，貢獻率達88.6%，其中糧食價格同比上漲6.6%，肉禽及其制品價格同比上漲38.8%油脂價格同比上漲35%，鮮菜價格同比上漲28.6%，鮮果價格上漲12.9%，鮮蛋價格同比上漲10%，水產品價格同比上漲6.8%。而工業品價格和服務價格基本保持穩定，扣除食品和能源項目后，前11個月的核心價格指數僅同比上漲1%左右。

物價上漲是源于多方面的因素,原因之一：國際市場價格的帶動。由于石油價格持續上漲，美國等國家大規模開發生物能源，對玉米、大豆等糧食需求量大幅增加。這導致國際市場糧價大幅度上漲，進而拉動了國內糧食價格上升，并影響到以糧食為原料的食用油、肉、禽、蛋、奶等主要副食品價格。

原因之二：成本推動。近10年來，我國主要農產品一直低位運行，稻谷、小麥、玉米、大豆、油菜籽、生豬等主要農產品現在的價格，多數低于10年前的水平，只有個別品種略高于10年前水平。但與此同時，種植養殖成本隨著生產資料價格和農村勞動力價格的上漲而大幅上升，所以，目前農產品價格上漲帶有明顯的恢復性質。

原因之三：供求結構失衡。由于去年上半年生豬價格跌到谷底，導致生豬存欄下降，去年下半年生豬價格開始進入周期性上漲階段。部分地區出現的疫情，也加劇了生豬供應的緊張。

民以食為天，糧食、肉、禽、蛋是居民的生活必需品。今年以來食品和副食品價格的上漲過猛，波及面過大，豬肉的漲價帶動了其他生活資料（如牛羊肉、蛋、奶）價格上漲。這是事關人民群眾（特別是在校學生、進城務工人員、城市低保人群等弱勢群體）切身利益的大事，也是事關全局、事關社會和諧穩定的大事。勢必影響到千家萬戶居民的生活質量。漲價使多數中低收入城鄉居民的生活或多或少受到了影響。但沖擊最大的是城鄉中低收入家庭，尤其對一些縣城的民工生活沖擊較大，感到壓力沉重。

二、物價上漲對居民消費的影響

物價波動主要由市場中的商品供求狀況所決定的，即供給小于需求是物價上漲，供給大于需求是物價下跌，供給等于需求時物價穩定。物價波動可以調整市場中商品供求關系，即供給小于需求時抬高物價可以使供求平衡，供給大于需求時降低物價可以促使供求平衡物價波動。

CPI即消費者物價指數(Consumer Price Index)，是反映居民生活有關的產品及勞務價格統計出來的物價變動指標，衡量一般家庭（不含共同事業戶）實際購買各項消費性商品及勞務價格變動情形。所得稅、購置土地、住宅及人壽保險等支出不屬查價范圍。

大多數國家都編制居民消費價格指數（CPI）,反映城鄉居民購買并用于消費的消費品及服務價格水平動情況，并用它來反映通貨膨脹的程度。

從2001年起，我國采用國際通用做法，逐月編制并公布以2000年價格水平為基期的居民消費價格定基指數，作為反映我國通貨膨脹（或緊縮）程度的主要指標。經國務院批準，國家統計局城調總隊負責全國居民消費價格指數的編制及相關工作，并組織、指導和管理各區市的消費價格調查統計工作。

我國編制價格指數的商品和服務項目，根據全國城鄉近11萬戶居民家庭消費支出構成資料和有關規定確定，目前共包括食品、煙酒及用品、衣著、家庭設備用品及服務、醫療保健及個人用品、交通和通訊、娛樂教育文化用品及服務、251個基本分類，約700個代表品種。居民消費價格指數就是在對全國550個樣本市縣近3萬個采價點進行價格調查的基礎上，根據國際規范的流程和公式算出來的。

CPI=(Pt1Q01+Pt2Q02+…+PtmQ0m)/(P01Q01+ P02Q02+…+P0mQ0m)*100

式中：P――商品價格；Q――商品數量；m――商品的種類；t――現期；0――基期。

公式中，分母表示在需要進行比較的基期里居民對有關商品的支出總額；分子表示居民在現期以現行價格購買相同種類、同樣數量的商品支出總額。

把上述公式用文字簡化表達就是：

CPI=現期購買商品支出總額/基期購買商品支出總額×100（商品是同類商品，與取樣樣本有關）

19世紀中葉，德國著名統計學家厄恩斯特?恩格爾(Ernst Engel)在研究英、法、德和比利時等國工人階級不同階層的家庭調查資料時，得到一系列數據，在這些數據的基礎上，他發現了一個規律：一個家庭或個人收入越低，其食品支出在總支出中所占比重越大，反之，其比重越小；隨著家庭收入的增加，食品支出占家庭總支出的比重會逐漸減少。對國家而言，一個國家越窮，每個國民平均支出中購買食品支出的比重越大，這一規律被稱為恩格爾定律(Engel's Law)。后來，人們把食品支出占全部生活消費支出的比重稱為恩格爾系數，用公式表示如下：

恩格爾系數＝(食品支出/全部生活消費支出)×100%

恩格爾定律的原理非常簡單：一個家庭或個人維持生命所必須的食品數量是基本不變的。在這個前提下，恩格爾系數值越小，即食品支出占家庭或個人支出的比重越小，自然就意味著家庭或個人的生活水平越高，反之則說明生活水平越低。因此，可用恩格爾系數來衡量一個國家或地區的居民生活水平和經濟發展成就。聯合國糧農組織于20世紀70年代中期更是將恩格爾系數作為評價國家貧富和地區生活水平高低的重要標準之一：恩格爾系數在60%以上為絕對貧困，50%～60%為溫飽，40%～50%為小康，30%～40%為富裕，30%以下為最富裕。

在我國，恩格爾系數同樣受到高度重視，無論是政府機關的工作報告，還是新聞媒體關于本地居民生活水平的報道，都可以見到恩格爾系數蹤影，使用頻率極高：中國宣布“總體達到小康”所依據的一個重要指標便是“恩格爾系數”；政府機關很多工作計劃的依據也是本地的恩格爾系數。

恩格爾定律是在假定價格不變的前提下而提出的，其受影響較大除收入以外最重要因素之一就是物價水平：當食品消費數量不變時，物價水平的提高意味著名義收入不變時實際收入的降低，即意味著在相同收入下食品支出的增加。因此，物價水平上升，恩格爾系數就會上升，反之則下降。而影響恩格爾系數的主要因素有收入狀況、物價水平、耐用消費品的消費狀況、福利政策和消費習慣等。其表現為：

1.近年來我國恩格爾系數的下降主要是由于服裝支出、醫療保健支出、交通通訊支出和住房支出的不斷增加造成的：當居民購置住房等耐用消費品時，在個人可支配收入一定的情況下，用于食品的支出就會減小，因此恩格爾系數會下降；當老百姓對醫療、住房、交通等方面的支出增加時，在個人可支配收入一定的情況下就會擠占對食品的消費，從而導致恩格爾系數的下降。

2.隨著家庭設備用品消費的增多，恩格爾系數是上升的：當居民的個人可支配收入剛開始增多時，生活消費會從溫飽型消費轉向營養型消費時，谷物在食物消費總量中所占比重會不斷減少，肉乳品及精細食品所占比重不斷增加，因此，在生活剛剛開始好轉的某段時間內，恩格爾系數會隨著收入的增加而上升；家庭設備用品相對于一般消費品來說，使用期限較長，單位產品價格較高。居民為了購買耐用消費品，一般要經過一段時間的儲蓄，在維持基本生活的食品支出不變時，其它各項消費性支出就會減少，因此積累期的恩格爾系數會上升。

3.當消費者物價指數上升時，恩格爾系數是上升的：食品消費數量不變時，消費物價水平的提高意味著名義收入不變時實際收入的降低，即意味著在相同收入下食品支出的增加，從而導致恩格爾系數的上升。

4.物價水平的高低直接影響居民消費的水平。自古以來民以食為天，因此，居民對食品價格非常敏感，稍有異動就會引起居民的廣泛關注。由于食品價格的大幅上漲，使得收入對生活的保障作用逐步減弱，對于低收入家庭來說，更難以承受。生活必需品價格上漲，必然帶來居民生活消費支出的增加，因為食品這類生活必需品消費彈性小，替代效應不明顯，不管價格是否上漲，必須得消費。價格上漲抑制了居民的消費欲望，通常物價上漲時，人們為了緩解這一壓力，不得不降低消費檔次，減少消費數量來滿足生活的基本需求，也就造成了消費量的下降，生活質量的降低。

綜合以上分析，消費品價格特別是食品價格的大幅上漲，給中低收入居民家庭生活帶來一定困難，其生活質量有所下降。具體表現在：一是采取買價廉質次的商品，來確保量的滿足。二是提取存款或借錢應對急需。三是改變消費行為和消費習慣，減少非必需品的消費。交通通訊、醫療保健支出成為壓縮對象。四是主要消費品價格的快速上漲，還給低收入居民家庭增添了沉重的精神負擔、心理壓力和價格預期。

三、建議

綜上所述，提出以下建議：要加強價格監控和調控，大力提高居民收入的同時，積極促進居民消費。政府應堅決制止搭車漲價和哄抬物價的現象，維護市場的穩定；對房地產業等價格過高的行業采取切實有效措施抑制商品房價的過高過快上漲；對低收入階層在擴大就業、提高低保水平、確定最低工資標準等方面出臺操作性強的政策；培育新的消費熱點，鼓勵和引導合理消費，提高居民消費能力，從而帶動消費對經濟增長貢獻度的大幅提高，促進經濟的持續快速發展。從中長期來看，我國經濟面臨的主要矛盾仍然是有效需求不足問題。當前的宏觀調控重點，既要控制投資過快增長，緩解資源瓶頸，加強對通脹的預警和疏導，又要千方百計地積極培育市場和有效擴大消費，緩解消費品市場供大于求的矛盾。

主要解決方案：

1.應適當調整擴張性的財政政策，我國投資增長速度過快，經濟局部過熱與多年來實施積極的財政政策且投資結構欠合理無不關系，因此，為降低投資增長速度，抑制通貨膨脹的惡化，緩解經濟結構的失衡，適度調整擴張性的財政政策是很有必要的。

2.遏制盲目投資和低水平重復建設，緩解對生產資料的過度需求。一是堅決遏制某些行業和地區盲目投資和低水平重復建設。二是加強和改進信貸管理，人民銀行要按照國家產業政策要求，加強“窗口”指導，商業銀行要增強風險意識，強化信貸審核。三是對不符合國家產業政策的行業制定限制性價格政策，控制這些行業的盲目擴張。同時，加強對煤、電、油、運的協調，緩解瓶頸制約。

3.努力促進糧食增產，增加糧食供給，使糧食價格回升到一個合理水平。由于以糧食為基礎的食品類價格占居民消費價格的權重大，食品是居民生活必需品，在低收入群體中所占支出比重較大，所以，保持糧食價格基本穩定、合理回升至關重要。一是要搞好糧食總量平衡工作，引導糧價穩步回升，逐步達到一個合理區間。二是要加強農資價格監管，穩定農資價格，穩定糧食生產的物質成本。三是要在糧食生產方面給予稅收、信貸、價格等政策優惠，減輕種糧農民負擔，保護和激發農民種糧積極性。

4.加大對房地產市場的調控力度。首先，房地產市場價格的快速上漲構成物價水平上漲的一個方面，而且對消費者的消費預期和消費能力具有直接而重要的影響；其次，房地產業的產業關聯度較大，對房地產的過度投資構成了能源、原材料供給緊張的一個重要原因；再次，從房地產市場的價格的具體波動情況來看，土地價格和商品房價格上漲較快，而土地租金價格上漲有限。這說明，房地產市場的供給和需求以及與此相關的價格波動具有泡沫成分，這可能隱含著巨大的金融風險。因此，加強對房地產市場的調控是控制物價上漲和金融風險的良策。

5.對貨幣供應量的超速增長進行適當控制。貨幣供應量的超速增長是導致近期物價上漲的原因之一，所以今后一段時間，要對貨幣信貸過快增長進行調控：一是要加大公開市場業務力度，對沖因外匯占款投放的基礎貨幣；二是對金融機構進行“窗口指導”，提高金融機構資產質量，適度控制貸款規模；三是要解決長期機制問題，進一步探索和完善人民幣匯率形成機制，促進國際收支平衡，解決外匯占款導致的基礎貨幣投放剛性問題，使貨幣政策調控更加有效。但要注意，這種調控只能是微調，力度不宜過大。這是因為，一方面緊縮性的貨幣政策固然可以在壓縮投資需求方面收到立竿見影的效果，但卻無助于結構性矛盾和供給瓶頸問題的解決：另一方面，需求增長必須通過增量貨幣才能實現，如果實際信貸規模出現大幅下降，在短期內對快速增長的經濟會產生很大的擾動。一旦投入產出的鏈條被人為割斷，可能會產生更多的問題，甚至重新回到通貨緊縮的泥潭里。

6.加強價格監測分析工作，建立價格異常波動應急機制。價格監測是價格決策和宏觀調控的基礎，要突出監測重點，完善有關制度，密切關注國際國內市場供求狀況和價格走勢，善于發現傾向性和苗頭性問題，建立應對價格異常波動的應急處理機制，及時提出控制價格上漲的意見和建議，做到未雨綢繆。

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關鍵詞:PLS模型經濟增長影響因素

一、引言

江蘇是我國的一個經濟大省,江蘇經濟在全國經濟增長中連續保持領先地位。1979-2007年間,江蘇省生產總值、財政收入、全社會固定資產投資、社會消費品零售總額和出口總額年平均增長分別為:12.6%、16.9%、24.4%、16.9%、23.8%。2008年,江蘇經濟仍保持平穩較快增長,全省生產總值突破30000億元,同比增長12.5%左右。人均地區生產總值近4萬元,按當年匯率折算超過5700美元。全年城鎮居民人均可支配收入18680元,同比增長14.1%,考慮物價因素,實際增長8.5%;人均消費性支出11978元,增長11.8%,其中食品支出占人均消費性支出的比重為37.9%。江蘇如何才能繼續保持“又好又快”的經濟增長呢?通過對江蘇經濟增長影響因素進行全面綜合分析,從而為制定政策和措施提供依據就顯得十分有意義。

對于江蘇經濟增長影響因素問題,已有一些研究工作從實證的角度進行了相關探討。如文獻至文獻所示,這些文獻對于分析和掌握相關因素對江蘇經濟增長的促進作用有很大幫助,但他們主要是分析了某一個因素的影響作用,并沒有考慮各種因素間的綜合作用,因此,就無法從整體上把握江蘇經濟增長中的主次要因素。鑒于此,本文將采用一種新型的多元統計分析方法——偏最小二乘回歸(PLS)分析方法,對江蘇經濟增長的各種影響因素進行全面的、綜合的分析和研究。

二、研究理論與方法

1.經濟增長理論概述

傳統的新古典主義經濟增長理論強調資本積累的作用,把儲蓄率和投資率對經濟起飛的影響看得極為重要。在經典的“索羅模型”(Solow,1956,1988)中,只要保證資本的積累,所有國家或地區,無論其初始的人均收入存在多大的差異,都最終會趨于收斂,這一理論導致很多發展中國家都把促進資本積累作為發展經濟的首要任務。但是后來大都陷入諸如日益加深的城鄉貧困化、曠日持久的高通貨膨脹,以及經濟結構失衡和國有企業效率低下的困境之中。隨著分析技術的進步和經濟思想的創新,經濟增長理論取得了突破性的進展。其中羅默(Bomer,1986)和盧卡斯(Lueas,1988)做出了開創性的貢獻,其后涌現出一大批新經濟增長的文獻。這些文獻將人力資本、技術進步、分工演進、規模報酬遞增、不完全競爭等因素引入增長模型,從而使增長理論在理論的嚴格性和對現實世界的解釋方面前進了一大步。

2.PLS方法簡介

偏最小二乘回歸(PartialLeast-SquaresRegression,簡稱PLS)是一種新型的多元統計數據分析方法,它于1983年由伍德(S.Wold)和阿巴諾(C.Al-bano)等人首次提出,目前,它在理論、方法和應用方面得到了迅速發展,并在化工、醫學、市場分析、金融等領域得到了廣泛的應用。偏最小二乘回歸(PLS)集中了主成分分析、相關分析和多元線性回歸分析方法的特點,特別當兩組變量的個數很多,且變量間都存在多重相關性,而觀測數據的數量偏少時,用偏最小二乘回歸分析方法建立的模型比傳統的經典回歸分析方法(OLS)有更好的效果。

三、江蘇經濟增長的實證分析

1.變量與數據來源

采用PLS回歸方法,通過建立模型來分析江蘇省經濟增長的影響因素。根據1990--2007年江蘇省統計年鑒和歷年統計公報進行數據組織,選取國內生產總值(GDP)作為因變量Y,選取從業人員X1、全社會固定資產投資X2、出口總額X3、進口總額X4、實際外商直接投資X5、社會消費品零售總額X6、第三產業占GDP比重X7、財政支出X8、R&D科技投入X9、居民儲蓄存款X10等作為自變量。建立江蘇省經濟增長模型:

Y=F(X1,X2,X3,X4,X5,X6,X7,X8,X9,X10)

2.PLS結果

利用SPSS16.0統計分析軟件,對數據進行相關分析、共線性診斷分析和PLS回歸分析,分別得到相關系數表、共線性診斷表和偏最小二乘法的回歸系數表,(詳見表1,限于篇幅這里略去了前兩張表)。從相關系數表中可知,絕大多數相關系數在0.95以上,表明各變量間有很強的相關性。從共線性診斷表可知,最大/最小特征值=1.132/3.06E-06,遠大于100,說明存在嚴重的多重共線性,故宜采用PLS方法。

四、結果分析與政策建議

從表1的標準化偏回歸系數可以看出,對江蘇省經濟增長的影響因素從強到弱的依次為:社會消費品零售總額、固定資產投資、從業人員、居民儲蓄存款、R&D科技投入、出口總額、財政支出、第三產業占比和實際外商直接投資。其中,進口總額的系數為負數,說明這一指標對經濟增長起到阻礙作用,這與經濟增長理論是相符的。

從表1可知,對于拉動經濟增長的“三駕馬車”消費、投資和出口三個要素中,消費對江蘇經濟增長的影響作用最顯著,其余依次為投資和出口。

近18年來,江蘇省社會消費品零售總額占GDP的比重一直保持在30%以上,該指標是反映居民消費是拉動經濟增長的最重要的因素之一,居民消費能力的持續快速增長是拉動內需的重要因素。面對當前全球化的金融危機,總理在博鰲亞洲論壇2009年年會上表示,中國將加快形成內需為主和積極利用外需共同拉動經濟增長的格局,使中國經濟向更加均衡的發展方式轉變。因此,為保證經濟持續增長,江蘇應積極鼓勵和刺激居民消費,要采取提高居民消費率的各項政策措施,鼓勵居民消費,從而拉動經濟持續、快速、健康增長。

同時,政府消費即政府在文教、衛生、科學部門的財政支出同樣可視為內需,從表1可知政府消費對拉動內需,對推動經濟增長也有一定影響作用。

投資對江蘇經濟增長的影響作用排名第二位,特別是近幾年全社會固定資產投資額占GDP的比重均超過40%。江蘇省實施積極的財政政策,擴大投資需求,加快了全社會固定資產投資額力度。2007年全年完成固定資產投資12268.07億元,有力地拉動了全省經濟的較快增長。為擴大投資需求,江蘇省進一步放開了投資領域,鼓勵民間投資進入國家產業政策允許以及外商投資能夠進入的領域,同時,打破行業和部門壟斷,對建設資金不能平衡的工業項目和城建等基礎設施項目,向全社會招標,公開選擇合作投資者。在不斷增加投資額力度的前提下,江蘇省還進一步優化產業投資結構,據了解,全省資金重點將投向五個方面,即信息產業、基礎設施、城鎮體系建設、工業結構優化升級和服務業。明年江蘇省將建設160個重大項目,計劃總投資近萬億元。如將開工建設泰州長江大橋、南京四橋、崇啟大橋;開工建設京滬高鐵、滬寧、寧杭城際鐵路,開工建設淮安機場;田灣核電二期工程及一批風電、生物發電和江蘇第二核電站前期工作也將推進實施;推進蘇州禾發科技、無錫海力士三期等一批先進制造業和高新技術產業項目建設。

在對外經濟貿易中,出口業務對江蘇經濟增長的影響作用較為明顯,它比實際外商直接投資的作用要大。通過計算貿易依存度,即進出口總額與其國內生產總值之比,反映經濟總量的實現對國際市場的依賴程度,該比值越高,貿易國際化程度越高。江蘇的貿易依存度相當高,2000-2007年江蘇的外貿依存度分別為44.17%、44.95%、54.86%、75.61%、94.25%、102.00%、104.59%和103.29%,我省的對外開放程度遠遠大遠于全國平均水平。正因為如此,本次全球化金融危機對我省的經濟增長有明顯的影響,因此,必須加大出口力度,通過提高產品的附加值、提高出退稅率等方法,積極利用外需,共同拉動經濟增長的格局。

從表1可知,對經濟增長影響最基本的勞動、資本和技術三個要素中,勞動力投入對江蘇經濟增長的影響作用最顯著,其余依次為資本積累和技術改造。

勞動力的投入對江蘇經濟增長的影響作用排名第三位。近18年來,江蘇的從業人員占總人口的比重始終保持在62%以上,較高的從業人員比重對江蘇的經濟增長具有較強的促進作用。2007年從業人員平均勞動報酬達27212元,全省年末城鎮登記失業率為3.2%。同時表明,江蘇省的經濟增長主要還是依靠勞動力投入和資本積累等生產要素的增加,技術改造對經濟增長的貢獻相對較小。但從長遠的角度看,技術進步和科技創新則一直被認為是經濟增長的引擎,因此,為了實現江蘇經濟的持續穩定的增長和轉變經濟增長的方式,必須大力增加科技投入,提高科技引入力度,不斷提高科技因素對經濟增長的貢獻率。

從表1可知,江蘇省在產業結構轉變過程中,第三產業對經濟增長的作用不太顯著。盡管江蘇省的第一產業、第二產業和第三產業均有了較快的發展,但是,第一產業投入較少,第三產業所占比重偏低,高新技術行業占份額低,經濟特色不突出。三個產業中對經濟增長的影響最大的還是第二產業。根據經典的增長理論,產業結構的升級被新制度經濟學家們看成是經濟增長的制度保證,因此,江蘇應把服務業特別是現代服務業的發展擺上更加重要的位置,大力發展金融、現代物流、科技服務、信息服務、商務服務、市場集群等六大生產服務業。

綜上所述,為了使江蘇省經濟能保持“又好又快”的增長,應采取以下措施:積極鼓勵和刺激居民消費,提高政府消費,特別要加大對教育投入,繼續執行積極的財政政策,加大對涉及民生的投資力度。實行積極的出口政策和外資引進政策,進一步加大出口力度,要扶持附加值高的產品的出口,要有選擇地加大外資的引入,特別要加大具有國際一流水平的現代服務業的引進力度。積極調整產業結構,提升和優化產業結構,提高第三產業的份額。

參考文獻:

[1]王西星,基于PLS的企業經營績效影響因素研究[J].統計與決策.2008(21).

[2]馮強,江蘇人力資本與經濟增長的實證分析[J].現代商貿工業.2008(12).

[3]王榮、楊曉明,江蘇科技進步對經濟增長貢獻的實證研究[J].商業時代.2007(27).

篇（10）

一、問題的提出

本文通過對河北1995-2008年的消費需求與經濟增長數據的定量研究,試圖剖析在當前經濟增長方式轉變的過程中,消費需求對于促進河北經濟可持續增長所起的作用,為進一步提出促進河北消費需求增長的現實的、可操作的對策和建議奠定基礎。

二、變量的選取

1.消費需求衡量指標的選取。消費需求作為一個宏觀經濟分析的范疇,是指一定時期內常住單位形成的對最終消費品的有支付能力的購買力總量。本課題研究消費需求的衡量指標是支出法國內生產總值中的最終消費。是常住單位為滿足物質、文化和精神生活的需要,購買的貨物和服務的支出。根據消費主體不同,最終消費分為居民消費和政府消費,居民消費又可細分為城鎮居民消費和農村居民消費。

2.經濟增長衡量指標的選取。經濟增長是由產出能力的增加帶來的總產出的持續增加,如果考慮到人口和價格因素,經濟增長就是人均實際產出的增加。基于定量分析的需要,同時考慮到目前世界各國都采用國內生產總值的增長率來衡量一個國家(或地區)的經濟增長速度,從研究問題的一致性出發,本課題所涉及的經濟增長是指總產出的增長,并用國內生產總值的增長率來表示經濟增長率。

三、消費需求在經濟增長中的比重分析

消費率又稱最終消費率,是最終消費需求在支出法國內生產總值中的比重,作為一項重要的宏觀經濟指標,它不僅能反映一國(或地區)國內生產總值的最終使用格局,還可以直觀地反映消費增長在經濟增長中的作用。經過分析我們發現:

1.最終消費率在低位徘徊,波動中呈下降趨勢。從圖1可以看出1995年以來,河北的消費率始終在50%以下徘徊,年均消費率為 43.4%。由于消費需求的增長速度落后于地區生產總值的增長速度,按照當年價格計算,1996-2008年地區生產總值年平均增速為14.3%,最終消費的年均增速為13.2%,兩者增速相差1.1個百分點。其中,2008年地區生產總值的增速為18.1%,而最終消費增速為14.3%,比地區生產總值增長慢3.8個百分點。由于消費需求增長慢于地區生產總值的增長,導致消費率在2008年降至1995年以來的最低點,僅為 41.8%,比1995年下降了5.5個百分點。

2.消費需求各組成部分比重變化不平衡,農村居民的消費率下降是消費率下降的原因。從圖2可以看出:政府消費率呈平穩的上升趨勢,由1996年的9.0%上升到2008年的13.5%,2005年開始已超過農村居民消費率;居民消費率在波動中呈下降趨勢,下降幅度比較大,從1996年的37.9%下降為2008年的28.3%,下降了近10個百分點,降為1995年以來的最低點。可見,居民消費率不斷下降是造成最終消費率下降的主要原因。

在居民消費構成中,城鎮居民消費率基本表現出平穩的上升趨勢,2005年起已超過農村居民消費率成為消費需求的第一主力,2008年已達到1995年以來的最高點19.2%,比1995年上升了近7個百分點;而農村居民消費率則呈現出反方向變化趨勢,從1996年開始一直呈下降的趨勢,到 2008年降為1995年以來的最低點 9.1%,下降了 14.4個百分點,可見,農村居民的消費率下降是居民消費下降的主要原因。

四、消費需求對經濟增長的貢獻率分析

為進一步量化消費需求對經濟增長的動力作用,我們計算了各需求對GDP 增長的貢獻率(各需求的增加額/GDP增加額×100%)和各需求對GDP 增長拉動的百分點(GDP增長的百分點×各需求對GDP 增長的貢獻率)兩個指標,并繪制了折線圖(見圖3-6)。經過分析發現:

1.投資對經濟增長的平均貢獻是第一位的,消費需求是拉動經濟增長的第二動力。1996年以來,在河北經濟平均12.7%的增速中,最終消費支出、資本形成總額以及地區間貨物和服務凈流出對經濟增長的貢獻率分別為40.3%、54%和5.7%,分別拉動經濟增長5.1、6.9和0.7個百分點。可見,投資目前已是三大需求中拉動經濟增長的第一主動力,消費需求僅次于投資需求。圖4顯示:除 1999-2002年這四年消費的貢獻率大于投資和2003年、2005年消費和投資共同拉動經濟增長以外,其余年份主要是投資需求在支撐著經濟的增長。圖5顯示:1995年以來,河北的國內生產總值呈現出高速持續的增長,而在國內生產總值增長速度較快的年份中,投資的拉動作用顯著,可見,投資對經濟的拉動具有立竿見影的效果,短時間內對經濟增長的影響顯著,成為政府提高經濟增長率的首選因素。

2.消費需求對經濟增長的拉動作用更為持久和相對穩定,是經濟增長的穩定器。圖4顯示:相對于投資需求,河北的消費需求對經濟增長的拉動作用不足,但是與資本形成拉動經濟增長(3-10.1)及貨物和服務的凈流出拉動經濟增長(-1.5-4.96)相比,消費需求增長對經濟的拉動(3.1-7.1)波動較小,是拉動經濟增長最為穩定的因素。由于消費需求具有剛性,決定了在地區生產總值的年新增額中,消費需求波動幅度遠遠小于投資等其他因素,對經濟增長影響慣性最大。在經濟增長擴張期,消費需求增加不如投資明顯;同樣,在經濟收縮期,消費需求的下降幅度也最小,因而,消費需求成為河北經濟穩定發展的重要保證。

3.消費需求中居民消費尤其是農村居民消費拉動經濟增長的動力不足。從消費需求的構成來看,1996-2008 年,政府消費對經濟增長平均貢獻率為 14.7%,低于同期居民消費對經濟增長平均貢獻率25.69%。圖 5顯示:居民消費對經濟增長拉動的總體水平要高于政府消費,政府消費對經濟增長拉動保持平穩,平均水平為 1.86個百分點,居民消費對經濟增長的拉動的平均水平為 3.27 個百分點。

從居民消費內部構成來看,農村居民消費對經濟增長的貢獻在波動中呈下降的趨勢,相對差異較大,從1996年的19.8%,下降至 2008年的 2.38%,下降了 17.4個百分點,平均貢獻率僅為5.06%;而城鎮居民消費對經濟增長的貢獻率在波動中呈上升的趨勢,從1996年的2.5%,上升到2008年的20.77%,平均貢獻率為20%。 圖6顯示:農村居民消費對經濟拉動的平均水平(0.64個百分點),不僅遠遠低于城鎮居民消費對經濟增長拉動的平均水平(2.62個百分點),也低于政府消費對經濟增長的拉動水平。

五、消費需求和經濟增長的灰關聯分析

灰色關聯分析(GRA)是建立在灰色系統理論基礎上的一種分析方法,對于小樣本,該方法要優于經典的數學分析方法。其目的是尋求系統中各要素的主要關系,并確定要素間的相互影響程度和對系統行為的貢獻程度。

本文選取河北省 1995-2008年按當年價計算的國內生產總值作為參考序列,最終消費、政府消費、居民消費、農村居民消費和城鎮居民消費構成序列作為比較序列。用均值法對原始數據序列進行無量綱化處理即同一數列的所有數據均處以該數列的平均值,得到一個新的數列,這個新的數列就是各個時刻的數值相對于該數列平均值的倍數的數列; 然后,根據參考序列和各個比較序列計算差序列,從差序列表得知最小差值Δ( min)=0.0011719,最大差值 Δ (max) = 0.820203;由灰色關聯系數的公式,令 計算出各個因素在不同時期的灰色關聯系數;最后,根據關聯度公式:,計算各個變量與國內生產總值的關聯度,分析結果顯示:

河北最終消費與經濟增長的關聯度很高為0.942,且各年的關聯系數大部分都在 90%以上,而且變動幅度比較小,說明消費需求是經濟增長的動力,是河北經濟穩定增長的重要基礎。

在最終消費構成中,居民消費與經濟增長的關聯度(0.846)比政府消費(0.801)稍大,但是二者相差不大,說明居民消費和政府消費都是促進經濟增長的主要因素。

居民消費構成中,城鎮居民消費與經濟增長的關聯度(0.761)遠遠高于農村居民消費(0.597),這也表明雖然在總人口中,農村居民所占比重遠遠高于城鎮居民,但城鎮居民消費對經濟增長的影響要大于農村居民消費。分階段來看,居民消費的關聯度從九五時期的0.692一直上升到十一五時期的0.787;城鎮居民消費與經濟增長的關聯度從0.752上升一直上升到0.862,說明居民消費尤其是城鎮居民消費對經濟增長的作用有上升的趨勢。

六、結論

上述定量分析方法得出了相同的結論:說明消費需求是河北經濟穩定增長的重要基礎。1995-2008年間河北經濟增長主要是由最終消費和資本形成拉動,而投資對經濟增長的拉動作用高于消費;在最終消費構成中,政府消費和居民消費尤其是城鎮居民消費快速增長是促進河北經濟增長的主要因素;農村居民消費增速慢與地區生產總值的增速,導致農村居民消費率下降,是河北消費率下降的主要原因。

當人均GNP超過1000美元之后,經濟增長動力開始出現轉折性變化,消費率開始步入上升階段,投資率則逐步降低(劉成林,2007)。從河北的現實情況來看,投資率仍維持在較高水平。理論分析表明,投資對經濟增長的貢獻以消費為基礎。因為投資需求具有“名為當期需求,實為下期供給”的雙重性。在社會在生產過程中,投資需求只不過是中間需求,只有消費需求才是最終需求,消費需求規模的擴大和消費結構的升級才是經濟增長的根本動力。從短期來看,投資需求的擴張雖能一時拉動經濟的增長,但從中長期來看,投資本身不可能成為經濟增長的持久動力,如果投資結構不能適應消費需求結構的變化,投資的增長超過了消費需求的增長,這種投資形成的供給實際上是無效供給,會加劇下一階段的供給過剩和需求不足。只有建立在消費基礎上投資,通過消費與投資的良性循環和持續增長的態勢來共同拉動經濟增長,才能有效的擴大內需,使整個經濟運行進入良性循環軌道。因此,要加快河北經濟的持續穩定發展,更大地釋放消費需求對經濟增長的拉動作用,首先要找出制約居民消費尤其是農村居民消費的影響因素,逐一加以解決,為經濟增長掃除障礙。

參考文獻:

篇（11）

一、問題的提出

本文通過對河北1995-2008年的消費需求與經濟增長數據的定量研究,試圖剖析在當前經濟增長方式轉變的過程中,消費需求對于促進河北經濟可持續增長所起的作用,為進一步提出促進河北消費需求增長的現實的、可操作的對策和建議奠定基礎。

二、變量的選取

1.消費需求衡量指標的選取。消費需求作為一個宏觀經濟分析的范疇,是指一定時期內常住單位形成的對最終消費品的有支付能力的購買力總量。本課題研究消費需求的衡量指標是支出法國內生產總值中的最終消費。是常住單位為滿足物質、文化和精神生活的需要,購買的貨物和服務的支出。根據消費主體不同,最終消費分為居民消費和政府消費,居民消費又可細分為城鎮居民消費和農村居民消費。

2.經濟增長衡量指標的選取。經濟增長是由產出能力的增加帶來的總產出的持續增加,如果考慮到人口和價格因素,經濟增長就是人均實際產出的增加。基于定量分析的需要,同時考慮到目前世界各國都采用國內生產總值的增長率來衡量一個國家(或地區)的經濟增長速度,從研究問題的一致性出發,本課題所涉及的經濟增長是指總產出的增長,并用國內生產總值的增長率來表示經濟增長率。

三、消費需求在經濟增長中的比重分析

消費率又稱最終消費率,是最終消費需求在支出法國內生產總值中的比重,作為一項重要的宏觀經濟指標,它不僅能反映一國(或地區)國內生產總值的最終使用格局,還可以直觀地反映消費增長在經濟增長中的作用。經過分析我們發現:

1.最終消費率在低位徘徊,波動中呈下降趨勢。從圖1可以看出1995年以來,河北的消費率始終在50%以下徘徊,年均消費率為43.4%。由于消費需求的增長速度落后于地區生產總值的增長速度,按照當年價格計算,1996-2008年地區生產總值年平均增速為14.3%,最終消費的年均增速為13.2%,兩者增速相差1.1個百分點。其中,2008年地區生產總值的增速為18.1%,而最終消費增速為14.3%,比地區生產總值增長慢3.8個百分點。由于消費需求增長慢于地區生產總值的增長,導致消費率在2008年降至1995年以來的最低點,僅為41.8%,比1995年下降了5.5個百分點。

2.消費需求各組成部分比重變化不平衡,農村居民的消費率下降是消費率下降的原因。從圖2可以看出:政府消費率呈平穩的上升趨勢,由1996年的9.0%上升到2008年的13.5%,2005年開始已超過農村居民消費率;居民消費率在波動中呈下降趨勢,下降幅度比較大,從1996年的37.9%下降為2008年的28.3%,下降了近10個百分點,降為1995年以來的最低點。可見,居民消費率不斷下降是造成最終消費率下降的主要原因。

在居民消費構成中,城鎮居民消費率基本表現出平穩的上升趨勢,2005年起已超過農村居民消費率成為消費需求的第一主力,2008年已達到1995年以來的最高點19.2%,比1995年上升了近7個百分點;而農村居民消費率則呈現出反方向變化趨勢,從1996年開始一直呈下降的趨勢,到2008年降為1995年以來的最低點9.1%,下降了14.4個百分點,可見,農村居民的消費率下降是居民消費下降的主要原因。

四、消費需求對經濟增長的貢獻率分析

為進一步量化消費需求對經濟增長的動力作用,我們計算了各需求對GDP增長的貢獻率(各需求的增加額/GDP增加額×100%)和各需求對GDP增長拉動的百分點(GDP增長的百分點×各需求對GDP增長的貢獻率)兩個指標,并繪制了折線圖(見圖3-6)。經過分析發現:

1.投資對經濟增長的平均貢獻是第一位的,消費需求是拉動經濟增長的第二動力。1996年以來,在河北經濟平均12.7%的增速中,最終消費支出、資本形成總額以及地區間貨物和服務凈流出對經濟增長的貢獻率分別為40.3%、54%和5.7%,分別拉動經濟增長5.1、6.9和0.7個百分點。可見,投資目前已是三大需求中拉動經濟增長的第一主動力,消費需求僅次于投資需求。圖4顯示:除1999-2002年這四年消費的貢獻率大于投資和2003年、2005年消費和投資共同拉動經濟增長以外,其余年份主要是投資需求在支撐著經濟的增長。圖5顯示:1995年以來,河北的國內生產總值呈現出高速持續的增長,而在國內生產總值增長速度較快的年份中,投資的拉動作用顯著,可見,投資對經濟的拉動具有立竿見影的效果,短時間內對經濟增長的影響顯著,成為政府提高經濟增長率的首選因素。

2.消費需求對經濟增長的拉動作用更為持久和相對穩定,是經濟增長的穩定器。圖4顯示:相對于投資需求,河北的消費需求對經濟增長的拉動作用不足,但是與資本形成拉動經濟增長(3-10.1)及貨物和服務的凈流出拉動經濟增長(-1.5-4.96)相比,消費需求增長對經濟的拉動(3.1-7.1)波動較小,是拉動經濟增長最為穩定的因素。由于消費需求具有剛性,決定了在地區生產總值的年新增額中,消費需求波動幅度遠遠小于投資等其他因素,對經濟增長影響慣性最大。在經濟增長擴張期,消費需求增加不如投資明顯;同樣,在經濟收縮期,消費需求的下降幅度也最小,因而,消費需求成為河北經濟穩定發展的重要保證。

3.消費需求中居民消費尤其是農村居民消費拉動經濟增長的動力不足。從消費需求的構成來看,1996-2008年,政府消費對經濟增長平均貢獻率為14.7%,低于同期居民消費對經濟增長平均貢獻率25.69%。圖5顯示:居民消費對經濟增長拉動的總體水平要高于政府消費,政府消費對經濟增長拉動保持平穩,平均水平為1.86個百分點,居民消費對經濟增長的拉動的平均水平為3.27個百分點。

從居民消費內部構成來看,農村居民消費對經濟增長的貢獻在波動中呈下降的趨勢,相對差異較大,從1996年的19.8%,下降至2008年的2.38%,下降了17.4個百分點,平均貢獻率僅為5.06%;而城鎮居民消費對經濟增長的貢獻率在波動中呈上升的趨勢,從1996年的2.5%,上升到2008年的20.77%,平均貢獻率為20%。圖6顯示:農村居民消費對經濟拉動的平均水平(0.64個百分點),不僅遠遠低于城鎮居民消費對經濟增長拉動的平均水平(2.62個百分點),也低于政府消費對經濟增長的拉動水平。

五、消費需求和經濟增長的灰關聯分析

灰色關聯分析(GRA)是建立在灰色系統理論基礎上的一種分析方法,對于小樣本,該方法要優于經典的數學分析方法。其目的是尋求系統中各要素的主要關系,并確定要素間的相互影響程度和對系統行為的貢獻程度。

本文選取河北省1995-2008年按當年價計算的國內生產總值作為參考序列,最終消費、政府消費、居民消費、農村居民消費和城鎮居民消費構成序列作為比較序列。用均值法對原始數據序列進行無量綱化處理即同一數列的所有數據均處以該數列的平均值,得到一個新的數列,這個新的數列就是各個時刻的數值相對于該數列平均值的倍數的數列;然后,根據參考序列和各個比較序列計算差序列,從差序列表得知最小差值Δ(min)=0.0011719,最大差值Δ(max)=0.820203;由灰色關聯系數的公式,令計算出各個因素在不同時期的灰色關聯系數;最后,根據關聯度公式:,計算各個變量與國內生產總值的關聯度,分析結果顯示:

河北最終消費與經濟增長的關聯度很高為0.942,且各年的關聯系數大部分都在90%以上,而且變動幅度比較小,說明消費需求是經濟增長的動力,是河北經濟穩定增長的重要基礎。

在最終消費構成中,居民消費與經濟增長的關聯度(0.846)比政府消費(0.801)稍大,但是二者相差不大,說明居民消費和政府消費都是促進經濟增長的主要因素。

居民消費構成中,城鎮居民消費與經濟增長的關聯度(0.761)遠遠高于農村居民消費(0.597),這也表明雖然在總人口中,農村居民所占比重遠遠高于城鎮居民,但城鎮居民消費對經濟增長的影響要大于農村居民消費。分階段來看,居民消費的關聯度從九五時期的0.692一直上升到十一五時期的0.787;城鎮居民消費與經濟增長的關聯度從0.752上升一直上升到0.862,說明居民消費尤其是城鎮居民消費對經濟增長的作用有上升的趨勢。

六、結論

上述定量分析方法得出了相同的結論:說明消費需求是河北經濟穩定增長的重要基礎。1995-2008年間河北經濟增長主要是由最終消費和資本形成拉動,而投資對經濟增長的拉動作用高于消費;在最終消費構成中,政府消費和居民消費尤其是城鎮居民消費快速增長是促進河北經濟增長的主要因素;農村居民消費增速慢與地區生產總值的增速,導致農村居民消費率下降,是河北消費率下降的主要原因。

當人均GNP超過1000美元之后,經濟增長動力開始出現轉折性變化,消費率開始步入上升階段,投資率則逐步降低(劉成林,2007)。從河北的現實情況來看,投資率仍維持在較高水平。理論分析表明,投資對經濟增長的貢獻以消費為基礎。因為投資需求具有“名為當期需求,實為下期供給”的雙重性。在社會在生產過程中,投資需求只不過是中間需求,只有消費需求才是最終需求,消費需求規模的擴大和消費結構的升級才是經濟增長的根本動力。從短期來看,投資需求的擴張雖能一時拉動經濟的增長,但從中長期來看,投資本身不可能成為經濟增長的持久動力,如果投資結構不能適應消費需求結構的變化,投資的增長超過了消費需求的增長,這種投資形成的供給實際上是無效供給,會加劇下一階段的供給過剩和需求不足。只有建立在消費基礎上投資,通過消費與投資的良性循環和持續增長的態勢來共同拉動經濟增長,才能有效的擴大內需,使整個經濟運行進入良性循環軌道。因此,要加快河北經濟的持續穩定發展,更大地釋放消費需求對經濟增長的拉動作用,首先要找出制約居民消費尤其是農村居民消費的影響因素,逐一加以解決,為經濟增長掃除障礙。

參考文獻: