时间：2023-04-19 16:57:05
序论：速发表网结合其深厚的文秘经验，特别为您筛选了11篇居民消费影响因素论文范文。如果您需要更多原创资料，欢迎随时与我们的客服老师联系，希望您能从中汲取灵感和知识！
中图分类号：F124.7；F127.9 文献识别码：A 文章编号：1001-828X（2016）006-000-01
引言
跟据国家统计局海南调查总队抽样调查的资料显示，2013年海南农村居民的人均纯收入达到8343元，同比增加了935元，名义增长了12.6%，扣除价格因素的影响，实际增长了9.7%。近年来随着农村经济的发展以及城镇化进程的推进，越来越多的农民进城务工或从事非农经营，农民非农产业收入占总收入的比重不断提高，而农业收入占农民总收入的比重不断降低，农民的收入结构已向更稳定的方向转变。2013年海南农村居民人均生活消费支出为5467元，同比增加了731元，名义增长了15.4%，扣除掉价格因素，实际增长了9.3%。从消费类别看，享受型、发展型等非食品类支出增长快于食品类支出，农民生活质量继续改善。
虽然海南农村居民收入有所提高，但是增长速度缓慢，农村消费环境改善缓慢，农村消费水平难有提高。我国农村的消费市场具有很大的潜力，因此一个很重要的问题是如何去挖掘农村的消费潜力。分析海南省农村居民消费水平的主要影响因素，对于提高海南省农村居民消费水平，促进海南省经济的发展有重要意义。
一、建立模型
1.模型估计
分析1993-2013年海南省农村居民收入、农村家庭人均纯收入、商品零售价格指数的时间序列数据。
由数据分析，建立模型：
Yt=β0+β1X1+β2X2+μt
β0为没有任何因素影响下农村居民的消费水平；β1为农村居民家庭人均纯收入对农村居民消费水平的影响；β2为商品零售价格指数对农村居民消费水平的影响；μt是随机扰动项。
根据以上数据，估计结果以下：
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
根据以上模型，R2=0.984346，Adjusted R-squared=0.982607，可决系数高，拟合度较好。说明了海南省农村居民家庭人均纯收入与商品零售价格指数对农村居民消费水平的影响比较显著。
参数β1=0.793391，β2=-13.14005，而且0
由H0：β1=β2=0，设显著性水平α=0.05，通过F分布表可查出自由度为k-1=2， n-k=18的临界值Fα（2，18）=19.4，由上表知F=565.9392> Fα（2，18）=19.4，所以应拒绝原假设H0：β1=β2=0，回归方程显著，农村居民家庭人均纯收入和与商品零售价格指数连结起来对“农村居民消费水平”有显著影响。
针对H0：βj=0（j=1，2），给定显著性水平α=0.05，查t分布表的自由度为n-k=18的临界值tα/2（n-k）=1.734.由上表知β1、β2所对应t统计量分别是32.76379、-1.991566，它的绝对值均大于tα/2（n-k）=1.734，可以分别拒绝各个H0，说明了在其他解释变量不变下，解释变量商品零售价格指数与农村居民家庭人均纯收入分别对被解释变量农村居民消费水平的影响都显著。
2.计量经济意义的检验
（1）多重共线性的检验
令Y分别对X1、X2做回归
计算各解释变量的相关系数，选择X1、X2的数据，相关系数矩阵如图：
Y和X1的组合是最优方程，虽然X2跟Y的拟合度不好，但是引入了X2后，R2=0.984346，大于Y和X1回归后的R2=0.980897，对整体模型来说X2这个解释变量具有改善作用，并且t检验也符合，因此解释变量X2不能舍弃，模型可认为不存在多重共线性。
（2）异方差检验
对模型进行White检验
可得出nR2=8.606542，由White检验知，在显著水平α=0.05下临界值χ20.05（5）=11.0705，比较统计值与临界值，nR2
（3）自相关检验
由上得DW=0.698484，若给定α=0.05，查表得DW检验临界值dL=1.125、du=1.538，因为du
二、结论
通过模型说明了农村居民家庭人均收入对消费水平有很大的影响，因此提高消费水平的重要手段就是要增加农村居民的收入。商品零售价格指数对于消费水平来说也有一定的影响，但它受到通货膨胀率以及经济发展水平等因素的影响。
参考文献：
[1]国家统计局.中国统计年鉴.
[2]王真.农村居民消费主要影响因素分析.学年论文.2011（5）.
[3]肖毅.石海峰.海南省农村居民消费需求影响因素分析.
[4]庞浩.《计量经济学》.科学出版社..
关键词：
居民消费水平；经济发展水平；城镇化程度；量化关系
一、引言与文献综述
城镇化是我国经济发展的主要动力，新型城镇化对我国的发展方式提出了更为严格的要求。城镇化归根到底是人的城镇化，人的城镇化必然与人民的生活质量存在密切关系，否则推荐城镇化进程就失去意义。长期以来，很多学者研究了居民消费水平与其影响因素之间的关系。徐凤等运用协整理论,对改革开放以来中国经济增长与国内居民消费之间的关系进行研究，并指出两者之间存在着长期稳定的关系，消费对经济增长具有长期、稳定的促进作用[1]。付波航等基于中国29个省份1989—2010年的面板数据，对城镇化、人口年龄结构这些人口消费环境或制度变量与居民消费之间的关系进行了实证研究[2]。刘厚莲指出，人口城镇化率与居民消费率呈现正相关关系，城乡实际收入差距与居民消费需求呈现倒U型关系[3]。田青等利用1999—2006年30个省、自治区、直辖市的相关数据分析消费习惯、收入、购房支出、医疗、教育支出、收入波动及利率等因素对消费的影响，实证结果表明，消费习惯、收入是影响消费的主要因素，而收入波动及利率对居民消费的影响不显著[4]。以我国1978—2004年的年度数据为基础，建立反映城/镇化水平和消费增长动态关系的向量自回归(VAR)模型，在模型的基础上，运用脉冲响应函数和方差分解分析了城镇化发展对城镇居民和农村居民消费增长的动态影响，并指出城镇化发展对居民消费增长有促进作用，特别是城镇化发展对农村居民消费增长的累积效应大于对城镇居民消费的累积效应，并且正向拉动效应的持续时问更长也更稳定[5]。储德银等通过建立协整方程和误差修正模型，从城乡比较视角分析我国居民消费需求的影响因素，并研究得出收入水平对城乡居民消费的影响程度最大，而收入分配和政府支出对城乡居民消费影响的绝对程度基本相同[6]。潘明清等从劳动力流动视角分析城镇化影响居民消费的内在机制，使用1996—2011年的省级面板数据，采用动态GMM估计方法，重点检验了劳动力流动、城镇化进程以及它们的交互作用对居民消费的影响并证明了城镇化的积聚效应大于外部成本效应，城镇化促进了居民消费增长[7]。祁毓等在理论机理分析的基础上，分别构建2002—2008年和1997—2008年全国30个省份的面板数据,实证研究了不同来源的收入对城乡居民消费的影响。
二、相关变量叙述城乡居民消费的影响[8]。
（一）居民消费水平居民消费水平是指居民在劳务或者物质产品的消费过程中，对满足发展、享受和生存需要达到的程度，可以用劳务和物质产品的质量和数量反映出来也可以通过消费过程中消耗的货币量反映出来。本文所采用的就是地区居民消费的货币金额数来反应这个地区的居民消费水平。
（二）城镇化程度城镇化程度在不同学科中的定义不同，比如，人口学是指城镇人口占总人口的比重，地理学上是指城市景观的比重。本文依据多数学者的研究方法，用一个地区城镇人口占这个地区总人口的比重来表示该地区的城镇化程度。
（三）经济发展水平经济发展水平是指一个国家经济发展的规模、速度和所达到的水准。反映一个国家经济发展水平的常用指标有国民生产总值、国民收入、人均国民收入、经济发展速度、经济增长速度。本文采用一个地区的人均生产总值来反映该地区的经济发展水平。
（四）变量数据来源本论文中所采用的数据均来自国家统计局网站，有些是直接采用网站的统计数据，有些是根据需要对网站的数据进行了简化计算，因此，可以保证数据的真实性和权威性。
三、建立模型与分析
（一）变量的平稳性检验在对面板数据进行分析时，首先要对数据进行平稳性检验看其是否存在单位根，如果存在单位根则数据不平稳，不能直接进行分析，必须对其差分项进行平稳性检验直至平稳为止。为了论述方便。下文中居民消费水平、城镇化程度和经济发展水平分别用JMXF、CZH和JJFZ表示。平稳性检验的方法主要有ADF-Fisher卡方检验、PP-Fisher卡方检验、Im,PesaranandShinW-stat和Levin，Lin&Chu-t检验[6]，本文依据数据的特征选择ADF-Fisher卡方检验与Im,Pe-saranandShinW-stat作为检验方法。检验结果如表1。由表1可知，JMXF、CZH和JJFZ都为二阶单整序列，可以进行协整分析。协整检验方法主要有Kao检验、Pedroni检验和Johansen协整检验基础上的面板数据协整检验。本文如表2所示，在5%显著性水平下拒绝了原假设，说明JMXF、CZH和JJFZ三者之间存在协整关系。
（二）模型估计本文依据一般构建面板数据的模型形式，构建模型如下：由表3可知，JMXFit=-3625.236+12207.27×CZHit+0.261261×JJFZit。JJFZ与CZH都和JMXF之间存在着正相关的关系，由此可以推出，城镇化程度与人均生产总值都对提升人结论民的消费水平、对于提高人民的生活水平有着促进作用。通过以上的研究可以看出，虽然我国经历了多年的城镇化进程，城镇化程度也达到了一定水平，但是在新型城镇化的大背景下，人均消费水平依然与城镇化水平密切相关，人民生活水平的提高仍然依赖于城镇化的不断推进。
参考文献：
[1]徐凤，金克琴.中国居民消费与经济增长关系的实证研究[J].北京工商大学学报，2009，24（2）：109-113.
[2]付波航，方齐云，宋德勇.城镇化、人日年龄结构与居民消费———基于省际动态面板的实证研究[J].中国人口·资源与环境，2013，23（11）：108-114.
[3]刘厚莲.人口城镇化、城乡收入差距与居民消费需求-基于省际面板数据的实证分析[J].人口与资源，2013，（6）：63-70.
[4]田青.我国城镇居民消费影响因素的区域差异分析[J].管理世界，2008，（7）：27-33.
[5]胡日东，苏桔芳.中国城镇化发展与居民消费增长关系的动态分析[J].上海经济研究，2007，（5）：58-65.
[6]储德银，经庭如.我国城乡居民消费影响因素的比较分析[J].中国软科学，2010，（4）：99-105.
一、问题的提出
长期以来，稳定物价水平，抑制通货膨胀一直是我国宏观经济运行的目标之一。伴随着我国经济的发展，物价水平也在上涨。经济发展中的每一轮通货膨胀，也逐渐显示出了市场经济的一些弱点，例如部分产品市场价格的形成机制扭曲，造成物价上涨，没有真实的反映出我国的经济增长状况。因此找出影响物价水平上涨的因素对于完善市场经济体制，保持经济健康发展具有重要意义。
二、研究方法和结构安排
本文以1990―2008年间居民消费物价指数为被解释变量，以工业品出厂价格指数和M1与M2货币供应增长率为被解释变量，运用计量经济学软件对模型进行估计和对回归方程的残差进行异方差性、序列相关性的检验，通过对对各个解释变量进行检验并修正，得到关于CPI的影响因素的最优回归方程，最后对稳定通货膨胀水平提出了相关建议。
三、影响我国CPI波动的因素分析
3.1指标和数据的选取
我们选取居民消费价格指数CPI为通货膨胀水平指标，并为因变量，PPI，M1和M2货币供应增长率作为自变量，从而找出CPI与PPI，货币供应量M1，M2间的关系。数据均来自国家统计局网站公布。
3.2模型的建立与检验
根据以上分析，建立影响CPI因素的模型，选取PPI与M11,M21分别为解释变量1,2和3，建立线性函数模型：CPI=c(1)+c(2)*PPI +c(3)*M11+c(4)*M21
运用Eviews计量软件，采用最小二乘回归方式，得出回归模型：
CPI =44.3078961+ 0.5221262913*PPI - 0.3513728252*M11 + 0.6086030792*M21
(3.320470) (3.578921) (-2.495885) (2.920078)
在5%的显著性水平下，参数C(2），C(3）均通过t检验，表明PPI与CPI关系显著，在95%的置信水平下，PPI对CPI的影响显著，PPI每增长1个百分点，带来CPI增长0.522%个百分点。M11和 M21的t值也都通过了检验。R2=0.864662, 模型总体拟合程度较好，解释变量在86.47% 的程度下解释了被解释变量CPI。PPI每增长1%，带动CPI增长0.5个百分点。F=31.94468, 显著性水平为5%，自由度为（3,15）的F分布得到临界值3.29，F＞3.29,检验通过，模型总体线性关系较强。D.W=1.887566，原模型不存在序列相关性。采用相关系数矩阵的方法得出，M11与M21的相关系数较大，达到0.82607，可以认为两者间存在多重共线性。
四 、相关结论以及政策建议
由以上模型可以看出，长期以来，生产资料市场中的工业品原材料价格的上涨是造成居民消费品物价上涨的原因之一，影响居民消费价格指数上涨的主要因素是工业品价格指数。因此，保持我国生产资料价格的稳定对于稳定物价有着重要的意义，尤其是部分能源和原材料市场。为此，首先要加快推进资源性产品价格改革，完善价格形成机制，使资源性产品的价格能够灵敏地反映市场供求关系和资源稀缺程度，充分发挥市场机制在资源性产品价格形成中的基础性作用。其次，积极稳妥地推进以完善石油价格形成机制、调节利益分配为中心的综合配套改革，进一步建立市场化的煤炭价格形成机制，政府逐步淡化对煤炭价格形成的干预。最后，完善我国房地产价格形成机制，我国的房地产业在固定资产投资中所占的比例很大，在房地产开发过程中，所消耗的土地，钢铁，水泥等原材料成为推动房地产价格上涨的主要因素，房地产价格的上涨又推动物价水平的上涨。总之，实行生产资料价格形成市场化对于稳定物价水平具有重要作用。
参考文献：
[1]李子奈，潘文卿.计量经济学[M]第二版.高等教育出版社，2000年7月
[2]王涵. 2006年我国居民消费价格指数的变动及其影响因素分析[J].科技经济市场，2006（12）
[中图分类号] F047 [文献标识码] A [文章编号] 1004-6623（2012）02-0044-04
[作者简介] 王吉恒（1964-），山东沾化人，东北农业大学经济管理学院教授，博士生导师，研究方向：财政与金融；李敏（1986-），女，黑龙江绥化人，东北农业大学经济管理学院研究生，研究方向：金融理论与政策；孟菲（1987-），女，山东梁山人，东北农业大学经济管理学院研究生，研究方向：金融理论与政策。
长期以来，我国经济发展很大一部分靠出口拉动。在 2008年国际金融危机影响下，我国出口增速下降，贸易顺差缩小，出口对经济增长的拉动明显下降，扩大消费需求成为刺激经济增长的主要手段，而当前的消费需求不足已经影响到我国经济的全面协调和可持续增长。因此，研究我国居民消费影响因素，对制定宏观经济政策，保持经济稳定增长具有十分重要的意义。
一、我国居民消费率现状
近10年来，我国国民经济一直保持高速增长。虽然经济增长速度较快，但国内居民消费所占的份额却不断下降，其突出特征是，虽然消费总额在增加，但是最终消费率却在不断下降。2000～2009年间，我国的居民消费率平均为54.41%，与前20年相比反而下降了7个百分点，比世界平均消费率（78%左右）低了20多个百分点。
我国居民最终消费率在1978年为62.1%，从1982年开始下降，而在1994年和1995年降低至57%左右，此后稍微有增长，但增长极为缓慢。从2002年开始，最终消费率再次大幅度走低，2009年下降到历史最低点48%。从我国居民消费率的结构来看，城镇居民消费率明显高于农村居民消费率。
二、我国居民消费水平的影响因素
1. 国内生产总值对居民消费水平的影响
国内生产总值（GDP）反映了一个国家或地区的经济活动总量，人均GDP通常用以评价一国的富裕程度，通常我们把国内生产总值作为经济发展水平的代表性指标。而一国的经济发展水平又与居民消费水平有很大联系。本文选取了我国1995～2009年全国支出法计算的国内生产总值和居民消费支出。
自1990年开始，我国居民消费支出随着国内生产总值的不断增长而呈现上升趋势，在1990～2009年20年间，我国国内生产总值由19347.8亿元上升到345023.6亿元，居民消费支出随之由9450.9亿元上升到121129.9亿元。因此，国内生产总值对居民消费水平有着显著的影响，并随国内生产总值的增加而增加。
2. 居民人均收入对居民消费水平的影响
根据传统及现代的消费理论，消费都与收入紧密相关。因而，收入是影响我国居民消费行为的最主要因素。但是，我国长期不合理的国民收入格局，使得居民可支配收入的增长速度总体上低于GDP的增长速度，居民消费缺乏充分的收入保障。不合理的收入分配格局最终导致居民收入占比不断缩小，降低居民消费能力。城镇居民的可支配收入由1990年的1510.2元增长到2009年的17174.7元，农村居民的纯收入由1990年的686.3元增长到2009年的5153.2元，虽然都不断增加，但仍然很低，增幅也很缓慢。2003年以来城镇居民和农村居民人均可支配收入的增长率虽然不断提高，但是2009年大幅度下降，也说明我国居民人均收入增幅速度滞后于经济的增长速度，这些是制约居民消费增长的重要原因。
3. 居民储蓄对居民消费的影响
居民的消费和储蓄互相影响，储蓄增加，现实的消费就会减少，储蓄减少，现实的消费就会增加。我国居民储蓄率一直保持较高水平。20世纪90年代以来，城乡居民储蓄存款持续增长，而过高的储蓄率是居民消费不足的重要原因。
1991～2009年我国居民人均收入不断增加，居民消费支出也随之增加，居民的储蓄存款更是从9241.6元增长到260771.1元。而居民消费支出增长率从1991～1995年逐年增加，进入2000年以后开始呈现下降趋势，随后有波动性的增长，到2008年达到近年来最大值13.5%，而2009年居民消费支出增长率只达到8.7%，而同期的居民储蓄增长率远远超过消费的增长率。纵观1991～2009年间的居民消费和储蓄状况，各年度消费的增长速度都远远低于居民消费的增长速度。因此，居民储蓄对消费有很大的影响。
4. 通货膨胀对居民消费水平的影响
近年来，我国物价大幅度上涨，直接影响到居民家庭的生活水平和生活质量。根据国家统计局数据计算，10 年间物价总体上张 25.3 7%。住房、医疗、教育等价格上涨速度已经超过了大多数家庭收入增长速度，对于那些将要购房的人来说，物价越高，越会抑制他们的消费，消费水平会越低，也就从总体上降低了居民消费率。通货膨胀使居民日常生活必需品价格价格普遍上涨，这意味着城镇和农村居民的人均可支配收入不同程度缩水。通货膨胀使居民的实际收入减少，降低了居民的消费能力。另外，通货膨胀对居民的消费预期也产生影响。居民消费价格持续上涨，一定程度上削弱了城市居民的消费欲望。预期未来收入水平下降，表现最明显的就是恩格尔系数提高，对消费结构产生影响。所以在通货膨胀下，居民的消费结构不利于优化，人们的生活水平会有所下降。
5. 社会保障对我国居民消费的影响
社会保障水平是指一定时期内一国（地区）社会成员享受社会保障的高低程度，其主要衡量指标是社会保障总支出占国内生产总值的比重。由于我国基本公共服务提供不足，基本养老、基本医疗、失业、工伤等社会保险不健全、保障水平低下，因此即使老百姓手中有钱，也不会过度消费，因为他们要保有一定的资金用于防老、防病、防失业，养育下一代。
从表1可以看出，从1998年开始我国养老保险、医疗保险、失业和工伤保险的参与人逐年上升，但是总体比例还是很低。2009年我国养老保险和医疗保险的参保比例仅为25.80%和24.04%。因此较低的社会保障水平，抑制了百姓的消费意愿。
三、影响我国居民消费因素的实证分析
（一）模型构建
层次分析法是一种定性和定量相结合、系统化、层次化的分析方法，该方法对复杂系统的决策思维过程进行量化，通过多目标多层次分析而得到广泛应用，以下是模型构建步骤：
1. 建立评价指标体系，建立系统的递阶层次结构；
2. 建立比较矩阵，设指标层的同一层内的各评价因素进行两两比较，通过级比例标度值得到比较矩阵；
3. 计算相对权重，并且对比较矩阵进行一致性检验。
（二）模型应用
1. 构建评价指标体系。目标层为我国居民消费，中间层即准则层包括：国内生产总值、居民收入、居民储蓄、通货膨胀及社会保障（见图1）。
2. 建立两两比较判断矩阵，并确定权重。依据比例标度值1～9的9个等级，由不同专家采用头脑风暴法进行评分，并对判断矩阵采用“和法”计算权重w、最大特征值λmax、一致性指标CI和一致性比率指标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，对应的特征向量为:
w=[0.8034,0.5373,0.2210,0.1159,0.0587]；
将其进行归一化，求得的权向量为：W=[0.4626,
0.3094,0.1273,0.0667,0.0339]。
3. 进行一致性检验。根据CI=（λ-n）/n-1，CR=CI/RI，(n=5时，RI=1.12)
求得CI=0.0309，CR=0.028
（三）对实证结果的进一步讨论
上述实证结果表明，国内生产总值、居民收入、居民储蓄、通货膨胀及社会保障对我国居民消费均有明显的影响。其中，国民生产总值和居民收入对消费的影响最为显著，权重分别为0.4626和0.3094。而居民储蓄、通货膨胀和社会保障对我国居民人均消费增长也有比较大的贡献，其权重为0.1273、0.0667和0.0339。
四、提高我国居民消费水平的对策建议
1. 提高居民收入水平。收入水平是影响居民消费需求最直接、最根本的因素，提高居民收入，消费总体水平才能真正增加。一方面，调整国民收入分配格局，协调好投资和消费的比例，提高劳动报酬占国民收入的比重，扩大中等收入者比重；另一方面，加大政府对农业和农村经济发展的支持力度，尤其在农业基础设施建设、农业科技发展与应用、市场开拓等方面加大支持力度。同时要大力发展农村小城镇，为农村非农产业发展创造良好环境和条件，促进其发展，增加农民收入，改善农村居民消费环境。
2. 缩小城乡消费差异。应该调整与完善收入分配政策，努力提高城乡居民尤其是农村居民与城市中低收入者的实际收入。首先完善各种税收政策，加强个人所得税、遗产税、赠予税的征收，从而缩小收入差距。其次实现城乡之间的转移支付。韩国农民收入的20%来源于政府的直接转移支付，而我国尚不足3%。另外增加城市低收入居民的收入，减少社会差距。
3. 建立和完善价格调控手段，整顿流通秩序。针对流通秩序混乱、交易成本过高和价格透明度不高等问题，要研究如何运用经济、法律、行政等手段整顿规范其价格行为，以保证农产品的正常供给，维护市场价格稳定。政府应控制货币供应量，实行适度从紧的货币政策，将货币供应量控制在与客观需求量相适应的水平上。
4. 完善我国的社会保障体系，消除居民消费的后顾之忧，促进消费需求和国民经济的持续增长。一是扩大社会保障覆盖面，减少居民预防性储蓄，增加居民即期消费；二是完善社会保障制度，增加居民可支配收入，扩大居民消费需求；三是完善失业保险制度，创造再就业机会，恢复居民的消费信心；四是提高城镇居民最低生活保障标准，改善低收入家庭的消费状况；最后，尽快建立农村社会保障体系，挖掘农村居民的消费潜力。政府要加大农村基础教育和农村医疗卫生体系的投入，建立和完善新型农村合作医疗制度。
[参考文献]
[1]许光建，赵宇，戴李元，钟吉鹏.我国居民消费率变动状况分析及扩大消费的价格措施[J].价格月刊.2009 (390).
[2]张兆亮.我国居民消费率影响因素探析[J].内蒙古农业大学学报.2010,(4).4-12.
[3]张艳阳.我国居民消费和储蓄行为分析[J].武汉市经济管理干部学院学报.2000(2).
[4]王亚丽.谈通货膨胀对我国居民消费的影响[J].山西财经税务专科学校学报.2011(1).
[5]于泳.社会保障对我国居民消费的影响-基于经济增长的视角[J].山东大学.2008.
On Factors Affecting Chinese Consumption Levels
Wang Jiheng, Li Min, Meng Fei
一、引言
通货膨胀的影响因素研究一直是宏观经济理论的重要研究方向，值得注意的是，现有的通货膨胀影响因素的文献大都集中在货币供给、投资、CPI及PPI等因素，但对于更为本质的财政税收增加、特别是对间接税转嫁因素的研究却鲜有涉及，这使得通货膨胀传导机制的研究一直不够深入。事实上,过于偏重货币理论的分析，容易忽视财政政策中税收和政府支出对通货膨胀的影响。并且关于财政政策对通货膨胀的影响还集中在财政赤字和货币供给量关系的方面。Barro (1976)提出,如果债券存量增长率超过产出增长率,持续赤字就会导致通货膨胀[1]。Sarg-ent,Wallace(1981)也认为持续的债券融资赤字将最终被货币化[2]。中国的学者对此也进行了相关研究，许雄奇、张宗益(2004)采用中国1978—2002年的数据对财政赤字、货币政策与通货膨胀进行了实证检验,认为中国的通货膨胀不仅是一个货币现象,也是一个财政现象，在我国可以通过财政政策来影响通货膨胀水平[3]。
新疆试行资源税从价征收是政府支持区域建设的重要举措，有利于增加地方财政收入与支出。资源税属于间接税，是可以转嫁的税种，实际上由卖方和买方共同负担税收，而负担税收的多少取决于商品的需求弹性和供给弹性，需求弹性越大CPI，供给弹性越小，税负越倾向于由供给方负担；需求弹性越小，供给弹性越大，税负越倾向于由需求方负担。因此石油、天然气类的资源型产品的需求弹性小和供给弹性是我们要讨论的一个重点。
二、新疆财政收入通货膨胀效应的经验分析
我们以1978—2009年新疆居民消费价格总指数为因变量（1978年为100）,以财政收入的规模为自变量进行回归分析。此外,投资率、对外开放性水平、居民可支配收入增长率也都是影响通货膨胀的因素，可以作为截距项论文提纲怎么写。数据主要是根据相应历年新疆统计年鉴的数据整理、计算而得。用SPSS17.0进行曲线估计，三次方程的拟合效果最好。
图：新疆财政收入和居民消费价格指数三次曲线拟合
我们构建时间序列模型：yi =β1 x +β2 x2 +β3 x3 +εi
式中yi为第i年的居民消费价格总指数，X表示财政收入（亿元）；ε为截距项。具体来讲,当β3 ≠0 时, 模型刻画了财政收入与居民消费价格总指数之间呈现N 型或倒N 型曲线关系；当β2 ≠0 且β3 = 0 时, 财政收入与居民消费价格总指数之间呈现U 型或倒U型曲线关系；而当β1 ≠0、β2 = 0 且β3 = 0 时，模型反映出财政收入与居民消费价格总指数单调变化特征。我们用SPSS17.0进行回归分析，得到方程：
y=7.182x -0.037 x2 +5.719*10-5x3 +78.549
（R2=0.939，F=143.365，sig=0.000）
模型中系数都异于零，且拟合程度很高呈现比较明显的N型趋势，即居民消费价格指数随着财政收入的增加先是迅速上升，然后保持一定的水平或略微下降，而后又快速上升，表明在不同时期，财政收入对居民消费价格指数影响程度不同。从曲线特征上来看，自1978年至1997年，曲线迅速上升；1998年至2003年，曲线比较平缓；2004年后曲线又有快速上升的势头。经验表明，财政收入和居民消费价格指数存在比较明显的N 型曲线关系，改革开放后的20年，CPI随着财政收入的上升而快速上涨，曲线较为陡峭，斜率较大，本文认为这和市场经济下价格机制发挥正常作用CPI，价格扭曲现象得到纠正有一定的关系，不排除期间出现通货膨胀。1998年以来，中国内需不足特别是消费不足问题凸显出来，尽管财政收入保持一定的增收速度，但是 CPI上升平缓甚至略有下降。2004年后经济走向过热发展的阶段，CPI指数有快速上升的趋势。
三、从价税对财政收入增长影响及CPI预测
对资源税进行从价征收会带来财政收入的大幅增长，但是税负可能由此转移到下游部门最终由消费者承受，引发CPI指数上升。资源类产品特别是不可再生的上游类产品，是属于需求弹性小、供给弹性大的商品。因此，对石油、天然气、煤炭计征的大部分资源税都会转移到下游产业中并最终由消费者负担，通过PPI影响到CPI，最终引发通货膨胀。这是因为商品需求弹性表示需求量对价格的变动的敏感程度，需求弹性低的产品，价格的变动对需求量变动的影响小，税负更容易转嫁。同时，作为工业上游产品，石油、天然气的供给弹性较大，生产商是垄断供给，为保证超额利润，税负可以转嫁到下游产业。因此资源税从价征收的结果是下游产品的大幅涨价、消费者剩余减少和地方财政收入的增加。并且，地方政府财政收入的增加必然带来财政支出的扩张，进一步会推动物价上涨。而据现行资源税率，新疆地区从量计征的原油资源税为30元/吨，天然气资源税额为每千立方米9元。若国内原油价格以每吨4000元计算，按5%的税率征收，原油资源税每吨税额将达200元。目前CPI，国产陆上天然气出厂基准价格已提高，新疆各油田所产天然气供应工业用燃气的基准价为每千立方米1200元左右，供应化肥生产和非工业城市燃气基准价为每千立方米790元。改革后，新疆天然气资源税相应税额将提高至每千立方米60元、39.5元。新疆有克拉玛依、塔里木、吐哈三大油田，以2009年生产原油2518万吨计算，资源税由“从量计征”改为“从价计征”后，仅石油每年可为当地政府增收42.8亿元。由于天然气计价因购买对象不同而有所差异，本文暂不做深入研究论文提纲怎么写。在这里仅仅分析42.8亿的财政增收对居民消费价格的影响。按上述三次方程来预测，假设原油生产量维持2009年水平，自实行从价税的今后一年里（自2010年6月1日开始实行），年财政收入增加x=42.8亿，居民消费价格指数y=304.5，CPI指数环比上升50%，2009年为579.3，2011年将达到883.8，涨幅十分巨大，通货膨胀预期十分强烈，这只是计算了对石油征收从价税引发的居民消费价格指数的上涨，如果考虑天然气对财政增收的影响，按照模型估算的CPI指数还将大幅增加。由于新疆生产的石油和天然气价格上涨，不排除生产商减少新疆当地生产量而加大新疆以外地区的产量，通胀预期减弱的同时容易引发失业问题。
四、结论及政策建议
综上分析，我们得出以下结论：
一是新疆地方财政收入和CPI指数之间符合三次函数的特征。目前，伴随着财政收入的上涨，CPI指数有加速上行的趋势。
二是资源税从价征收会加大地方财政收入，即政府的经济租增加CPI，但同时会推动居民消费价格指数大幅上升，通胀预期更加浓烈。
由于石油、天然气的垄断供给，属需求缺乏弹性，供给富有弹性产品。生产厂商掌握着定价权。在节约资源利用的同时推高价格在所难免，改变需求弹性和供给弹性是缓解通胀的途径之一。改变需求弹性可以从产业结构调整的角度出发，减少对不可再生资源的依赖性，使用替代产品，发展新能源及战略性新型产业，从这个角度上分析，战略性新型产业采用新技术、新材料，对传统能源起到一定的替代作用，改变供给弹性可以从破除垄断生产的角度出发，长期以来石油、天然气的开发、炼制和批发销售环节以法定的专营权形式固定下来。寡头垄断经营下油气产业缺乏竞争机制，必须打破垄断机制，放开准入领域并放宽准入条件才能使产品供给弹性下降，价格转入市场定价模式。
The AdvaloremDuty, the Financial Revenue and Xinjiang Inflation Anticipated Analyze
FuMing
(Xinjiang University ofFinance & Economics 830012)
Abstract: The advalorem duty hasimplemented in Xinjiang.This reform measure may increase the local financeincome largely, which is advantageous in enlarging the expenditure, promotesthe rapid development of economy. But we must be vigilant the influence of advaloremduty that may pass the tax burden to the downstream industry and the residentconsumable price. This article began from the angle of relations between financialrevenue's increase and the CPI, analyzing the conduction mechanism for advaloremduty to PPI and the CPI,with the empirical analysis for relations between the advaloremduty and CPI.The article has proven under the present system, theimplementation of advalorem duty will promote the Xinjiang price leveluniversal which exist strong inflation expectations.
Keywords: Advalorem duty,The CPI,Inflation
现在新疆财经大学经济学院任教 主要研究领域：产业经济学、区域经济学
库尔勒市、克拉玛依市国民经济和社会发展第十二个五年规划编写组成员
[1] Barro, R·J·Reply to Feldstein and Buchanan [J]·Journal of PoliticalEconomy, 1976, (82 ): 1095 -1117·
[2] Sargent, T·J·and N·Wallace·Some Unpleasant Monetarist Arithmetic[J]·FederalReserve Bank of Minneapolis Quarterly Review, 1981, (5): 1-17·
一、我国寿险业现状
近年来，中国保险业整体得到了巨大的发展。根据中国保险监督管理委员会官网统计数据，我国原保险保费收入从1999年的13932179万元一直稳固地上升到2010年的145279715万元。其中，财产保险保费收入处于主导地位，其份额占原保险保费收入总额的比重在0.6―0.8区间浮动。而在另一方面，寿险保费收入短期内有明显下降趋势，如2008、2009、2010年寿险保费收入占比分别为0.76、0.74、0.73。
我国保险市场主要有人寿保险和财产保险两大业务部门，两个部门的业务类别均比较单一。在国内保险业一定程度上存在垄断现象；市场尚处于不成熟阶段，在业务水平和业务质量上与世界平均水平有很大差距；人们保险意识较低，对于保险仍缺乏正确的认识和足够的重视。诸多问题的存在，也同时意味着我国保险市场发展潜力大，潜在市场容量不容忽视。
由于数据的可用性和可获得性，本文利用2011年我国各地区寿险保费作为模型的被解释变量，采用2011年我国各地区生产总值、人口数量、城乡居民储蓄存款余额、社会保障福利费用和居民消费价格指数作为解释变量，找出对寿险保费有显著作用的影响因子。
二、人寿保险影响因素的理论分析
在对寿险业发展进行实证分析时，首先要确定寿险的影响因素。本文参考国内外有关文献的研究结果，以及我国寿险业发展初期的一些特点对以下因素进行分析。
（1）寿险保费收入，用PI表示。作为寿险起步刚刚20多年的中国，保费收入还是比较粗放式的增长，寿险品种缺乏多样化，保险监管不是十分规范，寿险需求的重要反映因素――保费收入，依然是衡量我国寿险业发展的最重要指标。
（2）国内生产总值，用GDP表示。国内生产总值作为反映一国经济发展的综合指标，自然成为影响寿险业的重要指标。Beenstock和Dickinson的模型及Fischer、Campbell等的实证研究表明，国内生产总值与寿险业的波动趋势具有一致性。
（3）城乡居民储蓄存款余额，用DCCI表示。寿险是为被保险人提供保障的工具，居民的储蓄水映了居民在消费以后可以用于其它投资的水平，它对下期的消费产生重要影响。
（4）社会保障福利费用，用SSW表示。经济学的原理表明，在商品价格不变的情况下，替代品价格是影响商品需求的重要因素之一。将其引入模型可以观察社会保障福利对商业寿险的价格替代效应。
（5）消费价格指数，用CPI表示，用于对寿险保费、GDP、居民储蓄存款余额、社会福利费用城乡、居民消费水平进行调整消除通货膨胀的影响。
（6）总人口数，用GP表示，包括城镇人口和农村人口，将其引入以考察它对寿险业发展的影响。
三、实证研究
（一）数据说明。以下分析采用2011年我国保费收入总额、各地区生产总值、人口数量、城镇居民存款余额和居民消费价格指数几个横截面数据。数据均来自国家或地区统计年鉴。
（二）模型形式及假设。（1）初步建立线性回归模型如下： PIi=β0+β1GDPi+β2DCCIi+β3GPi+β4SSWi+β5CPIi+μi
PIi为第i个地区的保费收入金额，i=1，2，3…31，
β0为回归常数项，μi为回归误差项，GDPi，DCCIi，GPi，
SSWi，CPIi分别为第i各地区的地区生产总值、城镇居民存款余额、人口数量、社会福利保障费用、消费价格指数。
用stata软件进行初步线性回归：
根据各自变量的相关系数及显著性水平可发现，除DCCI，即城镇居民的存款余额，对PI有显著影响外，其余自变量的影响均不显著。模型拟合效果R-squared = 0.8752较好。
（2）模型拓展。考虑到自变量之间的交互作用，将模型拓展为：
对所有变量线性回归后，得到R-squared = 0.9647，该模型的拟合度很高。为了减少自变量，简化模型，先选取在的显著性水平下，关于PI显著相关的因子GDP，DCCI，GDP_CPI，DC
CI_CPI，作为新的多元回归模型的自变量，开始对t统计量的绝对值较大的变量，进行逐步多元线性回归。
逐步回归后，综合自变量和截距项的p-value和各次回归的R-squared，选用在10%置信度下因子都显著，且拟合度达93.54%的模型，即：
（3）模型修正。异方差检验：Hettest异方差检验，得 prob>
chi2=0.0296 明显小于显著性水平0.05，模型存在异方差。
因此使用加权最小二乘法（WLS）来对模型中各自变量的系数进行估计：
得到最终模型为：
可以看出进行加权最小二乘法（WLS）后，拟合优度提高到98.81%，比OLS模型得到的优度提高了5.27%，且各自变量在5 % 的置信度下均显著影响PI。
四、结果分析
通过回归结果的分析，在我国，居民消费价格指数（CPI）和社会保障福利费用（SSW）不是影响各地区保费收入的重要因素；而地区生产总值（GDP）、人口数量（GP）、城镇居民存款余额（DCCI）为影响该地区保费收入的重要因素。与已有的研究论文不同，本次的模型考虑了各自变量间的交互作用，并发现地区生产总值（GDP）和城镇居民存款余额（DCCI）、地区生产总值（GDP）和居民消费价格指数（CPI）、城镇居民存款余额和居民消费价格指数的交互作用对于寿险保费的显著影响。
从最终模型中各变量的回归系数可知，地区生产总值（GDP）、城乡居民储蓄存款余额（DCCI）、地区人口总数（GP）、对保费收入（PI）的影响与前面的理论分析基本一致，而社会保障福利费（SSW）对保费收入（PI） 的影响与前面的理论分析不一致。虽然GDP的系数是负数，即GDP与PI负相关，但居民存款余额的正相关系数较大，其绝对值大于GDP的负相关系数绝对值。可看出，城乡居民储蓄存款余额对于寿险保费PI的影响是最大的，其根本原因仍是因为当居民的储蓄余额增加时，他们才会有多余的闲钱去购买寿险产品。最终模型所反映的是中国的实际情况，理论分析是对市场经济国家经验的总结。
五、结论与建议
结合我国保险业与世界平均水平还存在较大差距的事实，可以归纳出我国保险业存在以下四个明显的特征：一是我国保险市场结构简单、产品单一；二是我国保险地区差异程度大，地区发展不均衡；三是我国人民保险意识较低，保险普及率即保险密度不高；四是我国保险业的发展受到经济欠发达的严重制约。
针对各地区经济发展不均衡的具体情况，可对回归模型进行进一步的改进。对于某一地区，可收集其多年的历史数据，建立针对该地区的回归模型以得到更加符合地区实际情况的回归系数和显著影响的因子，并根据影响因子和其系数，来制定灵活多样的适合该地区的寿险产品。
参考文献：
[1] 刘兆波，张汉儒.我国寿险有效需求影响因素的比较分析
[2] 穆静静. 我国人身保险需求地区差异的模型实证[J]. 平顶山工学院学报， 2009， 18（2）： 17-20.
[3] 张伟， 郭金龙， 张许颖， 等. 中国保险业发展的影响因素及地区差异分析[J]. 数量经济技术经济研究， 2005， 7： 108-117.
[4] 陈之楚， 刘晓敬. 我国寿险需求决定因素分析[J]. 保险研究，
2．最终消费情况分析。最终消费由居民消费和政府消费两部分组成，甘肃省最终消费支出1978年为43.12亿元，2007年为1615.37亿元。根据《甘肃统计年鉴》数据计算居民消费支出一直占据最终消费支出大部分的比例，稳定在70％以上。
3.甘肃省最终消费对经济增长贡献率。消费贡献率(消费拉动率)通常指在经济增长率中消费需求拉动所占的份额,计算甘肃省最终消费贡献率在2002年至2007年间分别为63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最终消费对经济增长的贡献率并不稳定，其原因是经济增长更容易受资本形成总额、货物和服务净出口政策要素影响。
二、甘肃省城乡居民消费结构变动分析
1．农村居民消费支出变动分析。消费结构指各类消费支出在总消费中所占的比例，消费结构能够反应出居民的生活水平，甘肃农村居民从1993年到1999年将支出主要用于食品消费，说明农村居民生活水平处于贫困和温饱状态;从2000年开始消费支出比例小于0.5，生活水平有所提高。医疗、交通通讯、教育、居住是衡量居民生活水平的重要标志，相关数据变动说明甘肃省农村居民消费结构逐渐优化，农村居民生活水平逐步提高。
2.城镇居民消费支出变动分析。恩格尔系数从1993年的0.51总体上保持下降趋势，到2007年的0.36，食品消费支出已不在占据消费支出的一半比例。说明城镇居民的生活水平的提高，城镇居民生活水平到达小康阶段，医疗保健、交通通讯、娱乐文教、居住方面的支出比例都相应有所增加，表明城镇居民的生活质量逐步提高，消费结构不断优化。
3.城乡居民消费结构变动度分析。消费结构变动度，是分析消费结构变化程度的指标，计算公式为：
在1996年～2000年期间，甘肃省农村居民消费结构变动度为9.00％，城镇居民消费结构变动度为6.26％。在2001年～2006年期间甘肃省农村居民消费结构变动度为2.22％，城镇居民消费结构变动度为3.27％。
在1996年～2000年期间，城乡居民消费结构变动非常显著，其中食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次;2001年～2006年期间，城乡居民消费结构经过剧烈变动后，明显趋于缓和变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大；医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
三、甘肃省城乡居民消费函数分析
本文采用持久收入消费函数。具体模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε
其中Ct为现期消费;Yp和Yz表示持久收入和暂时收入。系数α1和α2分别是持久收入和暂时收入的边际消费倾向。根据《甘肃年鉴》统计资料，对模型进行回归拟和，分别得甘肃省城乡居民消费函数(1）、（2）。
农村居民消费函数Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）
（0.002）（8.237）（2.469）
R2=0.873D.W.=1.212F=34.461
城镇居民消费函数Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）
（1.095）（40.793）（3.908）
R2=0.997D.W.=1.91F=1878.984
从方程中可看出，农村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消费；每增加1元暂时收入，有1.74元用于消费。既增加了暂时收入，不仅要将暂时收入全部用于消费，同时还要拿出储蓄来消费。城镇居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消费；每增加1元暂时收入，有0.87元用于消费。
四、简要结论
1．经济增长与城乡居民的收入和消费之间有直接的影响。经济增长越快，收入增加越高，消费也会随着增加。但是，在投资、出口和消费等三要素当中,消费对经济增长的贡献率最高，一般都在70%左右,说明拉动消费仍然是甘肃省经济发展的主要动力。
2.随着经济的增长、收入提高，居民生活水平提高，消费结构出现重要变动倾向。在城乡居民的消费结构变动当中，食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次，特别是自从2001年以来，城乡居民的消费结构剧烈变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大。另外，医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
3.为了巩固消费对经济发展的贡献率，我们建议：一是加快发展城乡经济，保证固定资产的投资速度，使投资增长不要出现大起大落;二是进一步开发农民能够稳定增加收入的就业渠道和途径，如非农产业收入、转移性就业收入、农业产业化收入等；三是对于城市居民来讲，要把创造更多的就业岗位和机会作为重点，用扩大就业保证收入，用收入增加保证消费；四是对于城乡居民的消费结构进行一定的引导，努力改善城乡居民住房、医疗、教育、保障等关键性问题。
参考文献：
2．最终消费情况分析。最终消费由居民消费和政府消费两部分组成，甘肃省最终消费支出1978年为43.12亿元，2007年为1615.37亿元。根据《甘肃统计年鉴》数据计算居民消费支出一直占据最终消费支出大部分的比例，稳定在70％以上。
3.甘肃省最终消费对经济增长贡献率。消费贡献率(消费拉动率)通常指在经济增长率中消费需求拉动所占的份额,计算甘肃省最终消费贡献率在2002年至2007年间分别为63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最终消费对经济增长的贡献率并不稳定，其原因是经济增长更容易受资本形成总额、货物和服务净出口政策要素影响。
二、甘肃省城乡居民消费结构变动分析
1．农村居民消费支出变动分析。消费结构指各类消费支出在总消费中所占的比例，消费结构能够反应出居民的生活水平，甘肃农村居民从1993年到1999年将支出主要用于食品消费，说明农村居民生活水平处于贫困和温饱状态;从2000年开始消费支出比例小于0.5，生活水平有所提高。医疗、交通通讯、教育、居住是衡量居民生活水平的重要标志，相关数据变动说明甘肃省农村居民消费结构逐渐优化，农村居民生活水平逐步提高。
2.城镇居民消费支出变动分析。恩格尔系数从1993年的0.51总体上保持下降趋势，到2007年的0.36，食品消费支出已不在占据消费支出的一半比例。说明城镇居民的生活水平的提高，城镇居民生活水平到达小康阶段，医疗保健、交通通讯、娱乐文教、居住方面的支出比例都相应有所增加，表明城镇居民的生活质量逐步提高，消费结构不断优化。
3.城乡居民消费结构变动度分析。消费结构变动度，是分析消费结构变化程度的指标，计算公式为：
在1996年～2000年期间，甘肃省农村居民消费结构变动度为9.00％，城镇居民消费结构变动度为6.26％。在2001年～2006年期间甘肃省农村居民消费结构变动度为2.22％，城镇居民消费结构变动度为3.27％。
在1996年～2000年期间，城乡居民消费结构变动非常显著，其中食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次;2001年～2006年期间，城乡居民消费结构经过剧烈变动后，明显趋于缓和变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大；医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
三、甘肃省城乡居民消费函数分析
本文采用持久收入消费函数。具体模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε
其中Ct为现期消费;Yp和Yz表示持久收入和暂时收入。系数α1和α2分别是持久收入和暂时收入的边际消费倾向。根据《甘肃年鉴》统计资料，对模型进行回归拟和，分别得甘肃省城乡居民消费函数(1）、（2）。
农村居民消费函数Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz （1）
（0.002）（8.237）（2.469）
R2=0.873 D.W.=1.212 F=34.461
城镇居民消费函数Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz （2）
（1.095）（40.793）（3.908）
R2=0.997 D.W.=1.91F=1878.984
从方程中可看出，农村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消费；每增加1元暂时收入，有1.74元用于消费。既增加了暂时收入，不仅要将暂时收入全部用于消费，同时还要拿出储蓄来消费。城镇居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消费；每增加1元暂时收入，有0.87元用于消费。
四、简要结论
1．经济增长与城乡居民的收入和消费之间有直接的影响。经济增长越快，收入增加越高，消费也会随着增加。但是，在投资、出口和消费等三要素当中,消费对经济增长的贡献率最高，一般都在70%左右,说明拉动消费仍然是甘肃省经济发展的主要动力。
2.随着经济的增长、收入提高，居民生活水平提高，消费结构出现重要变动倾向。在城乡居民的消费结构变动当中，食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次，特别是自从2001年以来，城乡居民的消费结构剧烈变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大。另外，医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
3.为了巩固消费对经济发展的贡献率，我们建议：一是加快发展城乡经济，保证固定资产的投资速度，使投资增长不要出现大起大落;二是进一步开发农民能够稳定增加收入的就业渠道和途径，如非农产业收入、转移性就业收入、农业产业化收入等；三是对于城市居民来讲，要把创造更多的就业岗位和机会作为重点，用扩大就业保证收入，用收入增加保证消费；四是对于城乡居民的消费结构进行一定的引导，努力改善城乡居民住房、医疗、教育、保障等关键性问题。
参考文献：
一、引言
改革开放以来，我国经济取得了巨大的跨越式发展，居民消费水平得到了极大的提高。统计数据显示，我国居民消费额由1990年的833亿元增加到2012年的14098.21亿元;城市恩格尔系数由0.54降低到2012年的0.36，农村恩格尔系数由1990年的0.55降低到2012年的0.39。这说明我国经济发展取得了巨大的进步，居民消费水平得到了显著提高。
关于居民消费，国内外学者做了很多研究。按区域划分，有全国性的，也有区域性的;按内容划分，主要研究消费的影响因素，消费结构的变化及演变趋势等等。本文建立居民消费额与国民生产总值、固定资产投资与财政收入之间的多元线性回归模型，通过多元回归分析探讨国民生产总值、固定资产投资与财政收入与居民消费的关系。
二、数据来源与处理
本文选取我国1990～2012年居民消费额、国民生产总值、固定资产投资与财政收入的数据，数据来源于《中国统计年鉴》。搜集数据之后，先对数据进行归纳整理，接着对数据进行取自然对数处理。本文中，居民消费额、国民生产总值、固定资产投资和财政收入分别用C、G、K和I来表示。最终数据处理结果如表1所示：
三、模型构建与求解
（一）构建多元线性回归模型
本文构建多元线性回归分析模型，以居民消费额（C）为因变量，国民生产总值（G）、固定资产投资（K）和财政收入（I）为自变量，构建的模型如下：
ln（C）=α・ln（G）+β・ln（K）+γ・ln（I）+ln（μ）
对模型进行变形可得：
C=Gα・Kβ・Iγ・μ
其中，α，β，γ分别表示国民生产总值、固定资产投资和财政收入对居民消费额的弹性系数。
（二）模型参数估计
将处理好的数据输入到eviews软件中，运用多元线性回归方法对数据进行多元线性回归分析。Eviews分析结果如图1所示：
通过图1各变量的散点图可以看出ln（C）与ln（G）、ln（K）与ln（I）之间具有很明显的线性相关关系，这说明原模型的选取是可靠的。
1. 模型参数估计
运用eviews软件对多元线性回归模型进行回归分析，可以很直观地得出结果。本文运用eviews软件进行参数估计，结果显示见表2：
由表2得出，本文的模型参数方程为：ln（C）=1.27ln（G）-0.22ln（K）-0.12ln（I）-2.89。同时，拟合优度为0.999，调整后的拟合优度为0.998，这表明方程拟合效果非常好。
2. 模型估计评价
由上述结果可得，模型估计的方程为ln（C）=1.27ln（G）-0.22ln（K）-0.12ln（I）
-2.89，在这个模型中，α=1.27，β=-0.22，γ=-0.12，这表明国民生产总值与居民消费是正相关，固定资产投资和财政收入与居民消费是负相关关系，这个符合预期。同时α，β，γ表示的是弹性系数，不考虑数据的正负，可以看出国民生产总值对居民消费的影响最大，其次是固定资产投资对居民消费的影响，最低的是财政收入的影响。
3. 对变量进行t检验
由于本文要对三个变量进行检验，故应该设立三个假设：
①H0：α=0 H1：α≠0
②H0：β=0 H1：β≠0
③H0：γ=0 H1：γ≠0
由eviews结果可知，ln（G）、ln（K）和ln（I）的t统计量分别为15.17、-3.35和-2.63。查表可得在5%的显著性水平下，t0.05（23）=2.069，由于三个变量的t统计量均大于2.069，即表明在很小的显著性水平下拒绝原假设，这意味着三个变量都是显著的。
4. 对变量进行联合检验
依据上述结论，三个变量都是统计显著，但是这并不意味着多个变量联合显著。本文接着检验三个变量的联合显著性。假设：
H0：α=β=γ=0
H1：α≠β≠γ=0
三个变量的检验结果要服从F分布，临界值为F（2，19）=3.52。
本文运用eviews软件进行F统计量的分析，分析结果如表3所示：
由表3的分析结果可知，三个变量的F统计量为86.29，这远远大于F（2，19）=3.52，表明拒绝原假设，也即三个变量是联合显著的。
四、结论
本文运用多元线性回归模型，将居民消费额作为因变量，国民生产总值、固定资产投资和财政收入作为自变量，并对各个变量进行t检验，同时将三个变量联合起来进行联合检验。通过计量分析，可以得到以下结论国民生产总值对居民消费是正向影响，固定资产投资和财政收入对居民消费是负向影响。结果显示，国民生产总值越多，居民消费额越高;反之，固定资产投资和财政收入越多，居民消费额越少，这符合人们的预期。当固定资产投资增多时，人们用于消费的收入减少，消费减少;当财政收入增加时，意味着从居民手中“拿”的越多，居民用于消费的越少。
国民生产总值对居民消费的影响最大，财政收入对居民消费的影响最小。分析结果表明，国民生产总值对居民消费影响弹性系数最大，这表明一单位国民生产总值的变化会影响比较大的居民消费;财政收入由于对居民消费的弹性系数较小，一单位的财政收入变动对居民消费的变动不是很大。
各个变量不仅单独显著，还联合显著。通过对各个变量进行t检验，检验结果表明各个变量都是显著影响的;不仅如此，本文通过构建联合检验，检验结果表明三个变量联合显著，表明这三个变量都是影响居民消费的要素。
参考文献：
[1]Tsung -wu Ho，The government sp
ending and private consumption：a panel integration analysis[J].International Review of Economics and Finance，2001（10）.
[2]Hjelm，G.，Is private consumption gr-
owth higher（lower）during periods of fiscal contraction（expansion）[J].Journal of Economics，2002（24）.
[3]胡书东.中国财政支出和民间消费需求之间的关系[J].中国社会科学，2002（06）.
[4]李广众.政府支出与居民消费：替代还是互补[J].世界经济，2005（05）.
一、问题的提出
本文通过对河北1995-2008年的消费需求与经济增长数据的定量研究,试图剖析在当前经济增长方式转变的过程中,消费需求对于促进河北经济可持续增长所起的作用,为进一步提出促进河北消费需求增长的现实的、可操作的对策和建议奠定基础。
二、变量的选取
1.消费需求衡量指标的选取。消费需求作为一个宏观经济分析的范畴,是指一定时期内常住单位形成的对最终消费品的有支付能力的购买力总量。本课题研究消费需求的衡量指标是支出法国内生产总值中的最终消费。是常住单位为满足物质、文化和精神生活的需要,购买的货物和服务的支出。根据消费主体不同,最终消费分为居民消费和政府消费,居民消费又可细分为城镇居民消费和农村居民消费。
2.经济增长衡量指标的选取。经济增长是由产出能力的增加带来的总产出的持续增加,如果考虑到人口和价格因素,经济增长就是人均实际产出的增加。基于定量分析的需要,同时考虑到目前世界各国都采用国内生产总值的增长率来衡量一个国家(或地区)的经济增长速度,从研究问题的一致性出发,本课题所涉及的经济增长是指总产出的增长,并用国内生产总值的增长率来表示经济增长率。
三、消费需求在经济增长中的比重分析
消费率又称最终消费率,是最终消费需求在支出法国内生产总值中的比重,作为一项重要的宏观经济指标,它不仅能反映一国(或地区)国内生产总值的最终使用格局,还可以直观地反映消费增长在经济增长中的作用。经过分析我们发现:
1.最终消费率在低位徘徊,波动中呈下降趋势。从图1可以看出1995年以来,河北的消费率始终在50%以下徘徊,年均消费率为 43.4%。由于消费需求的增长速度落后于地区生产总值的增长速度,按照当年价格计算,1996-2008年地区生产总值年平均增速为14.3%,最终消费的年均增速为13.2%,两者增速相差1.1个百分点。其中,2008年地区生产总值的增速为18.1%,而最终消费增速为14.3%,比地区生产总值增长慢3.8个百分点。由于消费需求增长慢于地区生产总值的增长,导致消费率在2008年降至1995年以来的最低点,仅为 41.8%,比1995年下降了5.5个百分点。
2.消费需求各组成部分比重变化不平衡,农村居民的消费率下降是消费率下降的原因。从图2可以看出:政府消费率呈平稳的上升趋势,由1996年的9.0%上升到2008年的13.5%,2005年开始已超过农村居民消费率;居民消费率在波动中呈下降趋势,下降幅度比较大,从1996年的37.9%下降为2008年的28.3%,下降了近10个百分点,降为1995年以来的最低点。可见,居民消费率不断下降是造成最终消费率下降的主要原因。
在居民消费构成中,城镇居民消费率基本表现出平稳的上升趋势,2005年起已超过农村居民消费率成为消费需求的第一主力,2008年已达到1995年以来的最高点19.2%,比1995年上升了近7个百分点;而农村居民消费率则呈现出反方向变化趋势,从1996年开始一直呈下降的趋势,到 2008年降为1995年以来的最低点 9.1%,下降了 14.4个百分点,可见,农村居民的消费率下降是居民消费下降的主要原因。
四、消费需求对经济增长的贡献率分析
为进一步量化消费需求对经济增长的动力作用,我们计算了各需求对GDP 增长的贡献率(各需求的增加额/GDP增加额×100%)和各需求对GDP 增长拉动的百分点(GDP增长的百分点×各需求对GDP 增长的贡献率)两个指标,并绘制了折线图(见图3-6)。经过分析发现:
1.投资对经济增长的平均贡献是第一位的,消费需求是拉动经济增长的第二动力。1996年以来,在河北经济平均12.7%的增速中,最终消费支出、资本形成总额以及地区间货物和服务净流出对经济增长的贡献率分别为40.3%、54%和5.7%,分别拉动经济增长5.1、6.9和0.7个百分点。可见,投资目前已是三大需求中拉动经济增长的第一主动力,消费需求仅次于投资需求。图4显示:除 1999-2002年这四年消费的贡献率大于投资和2003年、2005年消费和投资共同拉动经济增长以外,其余年份主要是投资需求在支撑着经济的增长。图5显示:1995年以来,河北的国内生产总值呈现出高速持续的增长,而在国内生产总值增长速度较快的年份中,投资的拉动作用显著,可见,投资对经济的拉动具有立竿见影的效果,短时间内对经济增长的影响显著,成为政府提高经济增长率的首选因素。
2.消费需求对经济增长的拉动作用更为持久和相对稳定,是经济增长的稳定器。图4显示:相对于投资需求,河北的消费需求对经济增长的拉动作用不足,但是与资本形成拉动经济增长(3-10.1)及货物和服务的净流出拉动经济增长(-1.5-4.96)相比,消费需求增长对经济的拉动(3.1-7.1)波动较小,是拉动经济增长最为稳定的因素。由于消费需求具有刚性,决定了在地区生产总值的年新增额中,消费需求波动幅度远远小于投资等其他因素,对经济增长影响惯性最大。在经济增长扩张期,消费需求增加不如投资明显;同样,在经济收缩期,消费需求的下降幅度也最小,因而,消费需求成为河北经济稳定发展的重要保证。
3.消费需求中居民消费尤其是农村居民消费拉动经济增长的动力不足。从消费需求的构成来看,1996-2008 年,政府消费对经济增长平均贡献率为 14.7%,低于同期居民消费对经济增长平均贡献率25.69%。图 5显示:居民消费对经济增长拉动的总体水平要高于政府消费,政府消费对经济增长拉动保持平稳,平均水平为 1.86个百分点,居民消费对经济增长的拉动的平均水平为 3.27 个百分点。
从居民消费内部构成来看,农村居民消费对经济增长的贡献在波动中呈下降的趋势,相对差异较大,从1996年的19.8%,下降至 2008年的 2.38%,下降了 17.4个百分点,平均贡献率仅为5.06%;而城镇居民消费对经济增长的贡献率在波动中呈上升的趋势,从1996年的2.5%,上升到2008年的20.77%,平均贡献率为20%。 图6显示:农村居民消费对经济拉动的平均水平(0.64个百分点),不仅远远低于城镇居民消费对经济增长拉动的平均水平(2.62个百分点),也低于政府消费对经济增长的拉动水平。
五、消费需求和经济增长的灰关联分析
灰色关联分析(GRA)是建立在灰色系统理论基础上的一种分析方法,对于小样本,该方法要优于经典的数学分析方法。其目的是寻求系统中各要素的主要关系,并确定要素间的相互影响程度和对系统行为的贡献程度。
本文选取河北省 1995-2008年按当年价计算的国内生产总值作为参考序列,最终消费、政府消费、居民消费、农村居民消费和城镇居民消费构成序列作为比较序列。用均值法对原始数据序列进行无量纲化处理即同一数列的所有数据均处以该数列的平均值,得到一个新的数列,这个新的数列就是各个时刻的数值相对于该数列平均值的倍数的数列; 然后,根据参考序列和各个比较序列计算差序列,从差序列表得知最小差值Δ( min)=0.0011719,最大差值 Δ (max) = 0.820203;由灰色关联系数的公式,令 计算出各个因素在不同时期的灰色关联系数;最后,根据关联度公式:,计算各个变量与国内生产总值的关联度,分析结果显示:
河北最终消费与经济增长的关联度很高为0.942,且各年的关联系数大部分都在 90%以上,而且变动幅度比较小,说明消费需求是经济增长的动力,是河北经济稳定增长的重要基础。
在最终消费构成中,居民消费与经济增长的关联度(0.846)比政府消费(0.801)稍大,但是二者相差不大,说明居民消费和政府消费都是促进经济增长的主要因素。
居民消费构成中,城镇居民消费与经济增长的关联度(0.761)远远高于农村居民消费(0.597),这也表明虽然在总人口中,农村居民所占比重远远高于城镇居民,但城镇居民消费对经济增长的影响要大于农村居民消费。分阶段来看,居民消费的关联度从九五时期的0.692一直上升到十一五时期的0.787;城镇居民消费与经济增长的关联度从0.752上升一直上升到0.862,说明居民消费尤其是城镇居民消费对经济增长的作用有上升的趋势。
六、结论
上述定量分析方法得出了相同的结论:说明消费需求是河北经济稳定增长的重要基础。1995-2008年间河北经济增长主要是由最终消费和资本形成拉动,而投资对经济增长的拉动作用高于消费;在最终消费构成中,政府消费和居民消费尤其是城镇居民消费快速增长是促进河北经济增长的主要因素;农村居民消费增速慢与地区生产总值的增速,导致农村居民消费率下降,是河北消费率下降的主要原因。
当人均GNP超过1000美元之后,经济增长动力开始出现转折性变化,消费率开始步入上升阶段,投资率则逐步降低(刘成林,2007)。从河北的现实情况来看,投资率仍维持在较高水平。理论分析表明,投资对经济增长的贡献以消费为基础。因为投资需求具有“名为当期需求,实为下期供给”的双重性。在社会在生产过程中,投资需求只不过是中间需求,只有消费需求才是最终需求,消费需求规模的扩大和消费结构的升级才是经济增长的根本动力。从短期来看,投资需求的扩张虽能一时拉动经济的增长,但从中长期来看,投资本身不可能成为经济增长的持久动力,如果投资结构不能适应消费需求结构的变化,投资的增长超过了消费需求的增长,这种投资形成的供给实际上是无效供给,会加剧下一阶段的供给过剩和需求不足。只有建立在消费基础上投资,通过消费与投资的良性循环和持续增长的态势来共同拉动经济增长,才能有效的扩大内需,使整个经济运行进入良性循环轨道。因此,要加快河北经济的持续稳定发展,更大地释放消费需求对经济增长的拉动作用,首先要找出制约居民消费尤其是农村居民消费的影响因素,逐一加以解决,为经济增长扫除障碍。
参考文献:
一、问题的提出
本文通过对河北1995-2008年的消费需求与经济增长数据的定量研究，试图剖析在当前经济增长方式转变的过程中，消费需求对于促进河北经济可持续增长所起的作用，为进一步提出促进河北消费需求增长的现实的、可操作的对策和建议奠定基础。
二、变量的选取
1.消费需求衡量指标的选取。消费需求作为一个宏观经济分析的范畴，是指一定时期内常住单位形成的对最终消费品的有支付能力的购买力总量。本课题研究消费需求的衡量指标是支出法国内生产总值中的最终消费。是常住单位为满足物质、文化和精神生活的需要，购买的货物和服务的支出。根据消费主体不同，最终消费分为居民消费和政府消费，居民消费又可细分为城镇居民消费和农村居民消费。
2.经济增长衡量指标的选取。经济增长是由产出能力的增加带来的总产出的持续增加，如果考虑到人口和价格因素，经济增长就是人均实际产出的增加。基于定量分析的需要，同时考虑到目前世界各国都采用国内生产总值的增长率来衡量一个国家(或地区)的经济增长速度，从研究问题的一致性出发，本课题所涉及的经济增长是指总产出的增长，并用国内生产总值的增长率来表示经济增长率。
三、消费需求在经济增长中的比重分析
消费率又称最终消费率，是最终消费需求在支出法国内生产总值中的比重，作为一项重要的宏观经济指标，它不仅能反映一国(或地区)国内生产总值的最终使用格局，还可以直观地反映消费增长在经济增长中的作用。经过分析我们发现:
1.最终消费率在低位徘徊，波动中呈下降趋势。从图1可以看出1995年以来，河北的消费率始终在50%以下徘徊，年均消费率为 43.4%。由于消费需求的增长速度落后于地区生产总值的增长速度，按照当年价格计算，1996-2008年地区生产总值年平均增速为14.3%，最终消费的年均增速为13.2%，两者增速相差1.1个百分点。其中，2008年地区生产总值的增速为18.1%，而最终消费增速为14.3%，比地区生产总值增长慢3.8个百分点。由于消费需求增长慢于地区生产总值的增长，导致消费率在2008年降至1995年以来的最低点，仅为 41.8%，比1995年下降了5.5个百分点。
2.消费需求各组成部分比重变化不平衡，农村居民的消费率下降是消费率下降的原因。从图2可以看出:政府消费率呈平稳的上升趋势，由1996年的9.0%上升到2008年的13.5%，2005年开始已超过农村居民消费率;居民消费率在波动中呈下降趋势，下降幅度比较大，从1996年的37.9%下降为2008年的28.3%，下降了近10个百分点，降为1995年以来的最低点。可见，居民消费率不断下降是造成最终消费率下降的主要原因。
在居民消费构成中，城镇居民消费率基本表现出平稳的上升趋势，2005年起已超过农村居民消费率成为消费需求的第一主力，2008年已达到1995年以来的最高点19.2%，比1995年上升了近7个百分点;而农村居民消费率则呈现出反方向变化趋势，从1996年开始一直呈下降的趋势，到 2008年降为1995年以来的最低点 9.1%，下降了 14.4个百分点，可见，农村居民的消费率下降是居民消费下降的主要原因。
四、消费需求对经济增长的贡献率分析
为进一步量化消费需求对经济增长的动力作用，我们计算了各需求对GDP 增长的贡献率(各需求的增加额/GDP增加额×100%)和各需求对GDP 增长拉动的百分点(GDP增长的百分点×各需求对GDP 增长的贡献率)两个指标，并绘制了折线图(见图3-6)。经过分析发现:
1.投资对经济增长的平均贡献是第一位的，消费需求是拉动经济增长的第二动力。1996年以来，在河北经济平均12.7%的增速中，最终消费支出、资本形成总额以及地区间货物和服务净流出对经济增长的贡献率分别为40.3%、54%和5.7%，分别拉动经济增长5.1、6.9和0.7个百分点。可见，投资目前已是三大需求中拉动经济增长的第一主动力，消费需求仅次于投资需求。图4显示:除 1999-2002年这四年消费的贡献率大于投资和2003年、2005年消费和投资共同拉动经济增长以外，其余年份主要是投资需求在支撑着经济的增长。图5显示:1995年以来，河北的国内生产总值呈现出高速持续的增长，而在国内生产总值增长速度较快的年份中，投资的拉动作用显著，可见，投资对经济的拉动具有立竿见影的效果，短时间内对经济增长的影响显著，成为政府提高经济增长率的首选因素。
2.消费需求对经济增长的拉动作用更为持久和相对稳定，是经济增长的稳定器。图4显示:相对于投资需求，河北的消费需求对经济增长的拉动作用不足，但是与资本形成拉动经济增长(3-10.1)及货物和服务的净流出拉动经济增长(-1.5-4.96)相比，消费需求增长对经济的拉动(3.1-7.1)波动较小，是拉动经济增长最为稳定的因素。由于消费需求具有刚性，决定了在地区生产总值的年新增额中，消费需求波动幅度远远小于投资等其他因素，对经济增长影响惯性最大。在经济增长扩张期，消费需求增加不如投资明显;同样，在经济收缩期，消费需求的下降幅度也最小，因而，消费需求成为河北经济稳定发展的重要保证。
3.消费需求中居民消费尤其是农村居民消费拉动经济增长的动力不足。从消费需求的构成来看，1996-2008 年，政府消费对经济增长平均贡献率为 14.7%，低于同期居民消费对经济增长平均贡献率25.69%。图 5显示:居民消费对经济增长拉动的总体水平要高于政府消费，政府消费对经济增长拉动保持平稳，平均水平为 1.86个百分点，居民消费对经济增长的拉动的平均水平为 3.27 个百分点。
从居民消费内部构成来看，农村居民消费对经济增长的贡献在波动中呈下降的趋势，相对差异较大，从1996年的19.8%，下降至 2008年的 2.38%，下降了 17.4个百分点，平均贡献率仅为5.06%;而城镇居民消费对经济增长的贡献率在波动中呈上升的趋势，从1996年的2.5%，上升到2008年的20.77%，平均贡献率为20%。 图6显示:农村居民消费对经济拉动的平均水平(0.64个百分点)，不仅远远低于城镇居民消费对经济增长拉动的平均水平(2.62个百分点)，也低于政府消费对经济增长的拉动水平。
五、消费需求和经济增长的灰关联分析
灰色关联分析(GRA)是建立在灰色系统理论基础上的一种分析方法，对于小样本，该方法要优于经典的数学分析方法。其目的是寻求系统中各要素的主要关系，并确定要素间的相互影响程度和对系统行为的贡献程度。
本文选取河北省 1995-2008年按当年价计算的国内生产总值作为参考序列，最终消费、政府消费、居民消费、农村居民消费和城镇居民消费构成序列作为比较序列。用均值法对原始数据序列进行无量纲化处理即同一数列的所有数据均处以该数列的平均值，得到一个新的数列，这个新的数列就是各个时刻的数值相对于该数列平均值的倍数的数列; 然后，根据参考序列和各个比较序列计算差序列，从差序列表得知最小差值Δ( min)=0.0011719，最大差值 Δ (max) = 0.820203;由灰色关联系数的公式，令 计算出各个因素在不同时期的灰色关联系数;最后，根据关联度公式:，计算各个变量与国内生产总值的关联度，分析结果显示:
河北最终消费与经济增长的关联度很高为0.942，且各年的关联系数大部分都在 90%以上，而且变动幅度比较小，说明消费需求是经济增长的动力，是河北经济稳定增长的重要基础。
在最终消费构成中，居民消费与经济增长的关联度(0.846)比政府消费(0.801)稍大，但是二者相差不大，说明居民消费和政府消费都是促进经济增长的主要因素。
居民消费构成中，城镇居民消费与经济增长的关联度(0.761)远远高于农村居民消费(0.597)，这也表明虽然在总人口中，农村居民所占比重远远高于城镇居民，但城镇居民消费对经济增长的影响要大于农村居民消费。分阶段来看，居民消费的关联度从九五时期的0.692一直上升到十一五时期的0.787;城镇居民消费与经济增长的关联度从0.752上升一直上升到0.862，说明居民消费尤其是城镇居民消费对经济增长的作用有上升的趋势。
六、结论
上述定量分析方法得出了相同的结论:说明消费需求是河北经济稳定增长的重要基础。1995-2008年间河北经济增长主要是由最终消费和资本形成拉动，而投资对经济增长的拉动作用高于消费;在最终消费构成中，政府消费和居民消费尤其是城镇居民消费快速增长是促进河北经济增长的主要因素;农村居民消费增速慢与地区生产总值的增速，导致农村居民消费率下降，是河北消费率下降的主要原因。
当人均GNP超过1000美元之后，经济增长动力开始出现转折性变化，消费率开始步入上升阶段，投资率则逐步降低(刘成林，2007)。从河北的现实情况来看，投资率仍维持在较高水平。理论分析表明，投资对经济增长的贡献以消费为基础。因为投资需求具有“名为当期需求，实为下期供给”的双重性。在社会在生产过程中，投资需求只不过是中间需求，只有消费需求才是最终需求，消费需求规模的扩大和消费结构的升级才是经济增长的根本动力。从短期来看，投资需求的扩张虽能一时拉动经济的增长，但从中长期来看，投资本身不可能成为经济增长的持久动力，如果投资结构不能适应消费需求结构的变化，投资的增长超过了消费需求的增长，这种投资形成的供给实际上是无效供给，会加剧下一阶段的供给过剩和需求不足。只有建立在消费基础上投资，通过消费与投资的良性循环和持续增长的态势来共同拉动经济增长，才能有效的扩大内需，使整个经济运行进入良性循环轨道。因此，要加快河北经济的持续稳定发展，更大地释放消费需求对经济增长的拉动作用，首先要找出制约居民消费尤其是农村居民消费的影响因素，逐一加以解决，为经济增长扫除障碍。
参考文献
