引論：我們?yōu)槟砹?3篇居民消費影響因素論文范文，供您借鑒以豐富您的創(chuàng)作。它們是您寫作時的寶貴資源，期望它們能夠激發(fā)您的創(chuàng)作靈感，讓您的文章更具深度。

篇1

一、河南省農(nóng)村居民消費的現(xiàn)狀分析

(一)2008年河南省農(nóng)村居民消費現(xiàn)狀

2008年，農(nóng)村居民人均純收入4454元／年，農(nóng)村居民人均年生活消費支出3044元／年，與2007年河南省農(nóng)村居民人均純收入3851.60元／年，農(nóng)村居民人均年生活消費支出2676.41元／年相比，消費支出提高了367.59元。其中用于食品消費的支出為858.97元，占人均總消費支出的比重為45.41％，比上年下降了3.16％；衣著、居住和家用設(shè)備方面，均比2007年有所增長，在人均總消費支出中所占的比重也都有小幅的增長；大幅度增長的是在醫(yī)療保健和交通通訊方面的消費支出，其中醫(yī)療保健比上年增長了64.48元，在總消費中的比重也上升了2.72％，交通通訊支出比2004年增加了56.49元，比重也上升了2.11％，另外，文教娛樂方面的支出卻比上年減少了44.6元，在人均總消費支出中的比重也下降了，這與近幾年文教娛樂消費比重增加的總體情況不太相符。

(二)河南省農(nóng)村居民消費變動情況

總體來說，2001年至2005年河南省農(nóng)村居民人均消費支出是呈上漲趨勢的，且除了2005年的文教娛樂方面以外，消費支出的各方面每年基本上都均有增長，相應(yīng)地，消費結(jié)構(gòu)出現(xiàn)了一定程度的變化，最為明顯的是食品支出所占的比重逐年下降。

2006年全年全省農(nóng)村居民人均純收入3261.03元，農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)為40.9％。2007年全年農(nóng)村居民人均純收入3851.60元。農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)為38.0％。2008年全年農(nóng)村居民人均純收入4454元，農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)為38.3％。

(三)農(nóng)民消費的階段性和消費趨勢

在計劃經(jīng)濟時代，我國的經(jīng)濟增長主要是靠高積累低消費來推動的，也就是生產(chǎn)推動經(jīng)濟的增長，使中國在一窮二白的基礎(chǔ)上建立了初步的工業(yè)現(xiàn)代化。

改革開放以后，我國由計劃經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌鼋?jīng)濟體制，農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展也步入了農(nóng)產(chǎn)品供給從長期短缺轉(zhuǎn)向總量平衡、豐年有余，農(nóng)村居民生活水平由貧困到溫飽，進而向小康平穩(wěn)過渡的發(fā)展階段。從動態(tài)角度看，農(nóng)民消費呈現(xiàn)以下階段式趨勢與特征：

1、第階段是在1978年至1989年的這段時間內(nèi)，農(nóng)民消費支出年均增長7.22％，這主要是農(nóng)村經(jīng)濟迅猛發(fā)展、農(nóng)民收入大大提高的結(jié)果。同時，農(nóng)民有了收益分配的自，合理地安排了消費與積累的比例關(guān)系。

2、第二階段是1990年至今，農(nóng)民消費的增長與整個國民經(jīng)濟的發(fā)展相適應(yīng)，農(nóng)民的人均消費水平?jīng)]有超出國民收入增長的允許范圍。但農(nóng)民消費的增長低于積累的增長，而且收入層次高的農(nóng)民積累率高，邊際消費率趨于下降，邊際積累率趨于提高。在這個階段，農(nóng)民的消費行為已不再僅僅滿足于衣、食，住等簡單的溫飽型消費，而是越來越多的投資干教育、旅游、資訊、文化娛樂等高層次消費。

三、河南省農(nóng)村居民消費存在問題的并決

河南農(nóng)村居民的消費結(jié)構(gòu)發(fā)生了可喜的變化，但是整個農(nóng)村居民的消費仍然存在著一些問題：諸如消費的增長遠遠滯后于收入的增長、物價極不穩(wěn)定、貨幣政策失效等。

(一)原因分析

1、農(nóng)民收入較低，消費支撐不足

河南農(nóng)民收入增幅緩慢，且城鄉(xiāng)間，地區(qū)間差距拉大，制約了農(nóng)村整體消費水平的提高。從2000—2007年河南農(nóng)民的人均純收入由1985.82元上升到3851.6元，年均增幅為9.9％，同期城鎮(zhèn)居民人均可支配收入年均增幅為13.4％。而且城鄉(xiāng)差距不縮反而擴大，2000年城鄉(xiāng)人均收入是2.4:1，到2007年擴大到2.98:1。各市農(nóng)民人均收入差距也比較大，2006年全省農(nóng)民高收入戶人均純收入為6525.9元，是低收入戶人均純收入的4.7倍。各市中農(nóng)民人均純收入最高的是鄭州5559元，最低的是周口2641元，鄭州是周口的2.1倍。

其次，河南農(nóng)民收入來源比較單一，主要收入為農(nóng)業(yè)收入。從2006年的農(nóng)民人均總收入來看，農(nóng)業(yè)收入(指家庭經(jīng)營中的第一產(chǎn)業(yè)收入)為2764.1元，占總收入的61.98％。非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入(包括工資性收入，家庭經(jīng)營中的第二、三產(chǎn)業(yè)收入，財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入)為1695.3元，占總收入的38.02％。可見農(nóng)業(yè)收入仍為河南農(nóng)民收入的主要來源，必須拓寬農(nóng)民收入渠道，鼓勵農(nóng)民走出去，大力發(fā)展非農(nóng)經(jīng)濟，才能提高農(nóng)民消費能力。

2、農(nóng)民負擔重，收入預(yù)期不穩(wěn)定

自2005年取消“農(nóng)業(yè)稅”以后，農(nóng)民的稅費支出急劇下降，負擔減輕。但近幾年受石油等能源，原材料價格上漲，工資、運輸?shù)瘸杀举M用增加的共同影響，以化肥為主的農(nóng)資價格持續(xù)大幅度上漲，在很大程度上抵消了中央一系列惠農(nóng)政策給予農(nóng)民的補貼，減少了農(nóng)民的收入。而且在農(nóng)村很多地方，亂集資、亂收費、亂攤派、亂罰款的現(xiàn)象依然存在。不斷增加的農(nóng)民負擔加劇了農(nóng)民預(yù)期收入的不穩(wěn)定，從而降低了農(nóng)民消費傾向。

3、消費環(huán)境差，制約農(nóng)民消費需求的有效增長

河南全省農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施仍不能滿足農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的需要，也嚴重制約了農(nóng)村消費的增長。雖然政府加大了對農(nóng)村電網(wǎng)、通訊、水利等設(shè)施的改造力度，但由于成本原因，一些鄉(xiāng)鎮(zhèn)仍存在未執(zhí)行和城市電價等同、有線電視信號仍未全面覆蓋、農(nóng)村居民用水不安全等問題，從而使一些商品在農(nóng)村處于買得起用不起或買得起不能用的窘境。其次，農(nóng)村市場網(wǎng)絡(luò)仍未建立，商業(yè)網(wǎng)點少，售后服務(wù)差，農(nóng)民購買商品不方便。第三，市場管理落后。由于農(nóng)村市場分散，監(jiān)管力度弱，農(nóng)村市場普遍充斥著假貨和劣質(zhì)品，坑農(nóng)害農(nóng)的現(xiàn)象時有發(fā)生。

4、社會保障體系不健全

，影響農(nóng)民消費心理預(yù)期

由于河南農(nóng)村鄉(xiāng)鎮(zhèn)多，分布廣，農(nóng)村人口多，目前來看社保體系難以覆蓋全部農(nóng)村，而且社保體系本身也不健全，這就制約了農(nóng)民的即期消費。農(nóng)民即使有點錢，也要留著防老、防病不敢消費。雖然醫(yī)療有新農(nóng)合作保障，大病能報銷一部分，但前期住院費和沒有報銷的部分仍是個大窟窿，導(dǎo)致部分地區(qū)仍存在因病致貧，因病返貧的現(xiàn)象。這些都制約了農(nóng)民現(xiàn)實消費能力的提升，使許多潛在需求不能轉(zhuǎn)化為即期消費。

除此之外，農(nóng)民消費習慣保守落后，消費不科學，金融意識不強，廠家銷售方式單一，產(chǎn)品結(jié)構(gòu)不符合農(nóng)民的實際需求，農(nóng)民素質(zhì)不高等因素也制約了農(nóng)民的消費。

(二)、提升河南農(nóng)民消費能力的對策和方法

1、確保農(nóng)民持續(xù)增收，提高農(nóng)民購買力

提高農(nóng)民消費能力的關(guān)鍵還在于農(nóng)民收入的提高。首先，要大力發(fā)展特色農(nóng)業(yè)，建立特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，挖掘農(nóng)業(yè)內(nèi)部增收潛力。關(guān)鍵是如何打造具有優(yōu)勢的特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，圍繞特色農(nóng)產(chǎn)品形成種、養(yǎng)、售于一體的產(chǎn)業(yè)化鏈條，提高特色農(nóng)產(chǎn)品的附加值，大幅增加農(nóng)民收入。

其次，加快農(nóng)村富余勞動力轉(zhuǎn)移。充分發(fā)揮河南勞動力資源優(yōu)勢，大力發(fā)展勞務(wù)經(jīng)濟，推進農(nóng)村勞動力合理有序轉(zhuǎn)移就業(yè)，拓寬農(nóng)民的收入渠道。

2、加強農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，解決消費瓶頸問題

加大公共財政對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投入力度，通過完善農(nóng)村居民生活設(shè)施提高農(nóng)村居民消費水平和生活質(zhì)量。一是政府應(yīng)把有限的財政資金更多地用于農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，改善農(nóng)業(yè)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的生產(chǎn)條件，并且可以通過使用農(nóng)民工增加農(nóng)民收簢，可將農(nóng)民更多的潛在購買力轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實購買入。其次，采取有效措施，規(guī)范對現(xiàn)有基礎(chǔ)設(shè)施的使用和管理。要依法定價、合理收費，解決農(nóng)民消費難的瓶頸問題。

3、健全農(nóng)村保障體系，改善農(nóng)民消費預(yù)期

農(nóng)民負擔重，有后顧之憂，自然會減少即期消費，增加儲蓄。要降低農(nóng)民的儲蓄傾向，鼓勵消費，就必須完善農(nóng)村保障體系。當前還是要積極探索適合河南農(nóng)村居民的保障方式和實現(xiàn)途徑，從基本的生活保障開始，逐步擴大社保覆蓋面，以此來穩(wěn)定農(nóng)民的消費預(yù)期，提高現(xiàn)實消費。

篇2

居民消費水平；經(jīng)濟發(fā)展水平；城鎮(zhèn)化程度；量化關(guān)系

一、引言與文獻綜述

城鎮(zhèn)化是我國經(jīng)濟發(fā)展的主要動力，新型城鎮(zhèn)化對我國的發(fā)展方式提出了更為嚴格的要求。城鎮(zhèn)化歸根到底是人的城鎮(zhèn)化，人的城鎮(zhèn)化必然與人民的生活質(zhì)量存在密切關(guān)系，否則推薦城鎮(zhèn)化進程就失去意義。長期以來，很多學者研究了居民消費水平與其影響因素之間的關(guān)系。徐鳳等運用協(xié)整理論,對改革開放以來中國經(jīng)濟增長與國內(nèi)居民消費之間的關(guān)系進行研究，并指出兩者之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，消費對經(jīng)濟增長具有長期、穩(wěn)定的促進作用[1]。付波航等基于中國29個省份1989—2010年的面板數(shù)據(jù)，對城鎮(zhèn)化、人口年齡結(jié)構(gòu)這些人口消費環(huán)境或制度變量與居民消費之間的關(guān)系進行了實證研究[2]。劉厚蓮指出，人口城鎮(zhèn)化率與居民消費率呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，城鄉(xiāng)實際收入差距與居民消費需求呈現(xiàn)倒U型關(guān)系[3]。田青等利用1999—2006年30個省、自治區(qū)、直轄市的相關(guān)數(shù)據(jù)分析消費習慣、收入、購房支出、醫(yī)療、教育支出、收入波動及利率等因素對消費的影響，實證結(jié)果表明，消費習慣、收入是影響消費的主要因素，而收入波動及利率對居民消費的影響不顯著[4]。以我國1978—2004年的年度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，建立反映城/鎮(zhèn)化水平和消費增長動態(tài)關(guān)系的向量自回歸(VAR)模型，在模型的基礎(chǔ)上，運用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析了城鎮(zhèn)化發(fā)展對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民消費增長的動態(tài)影響，并指出城鎮(zhèn)化發(fā)展對居民消費增長有促進作用，特別是城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)村居民消費增長的累積效應(yīng)大于對城鎮(zhèn)居民消費的累積效應(yīng)，并且正向拉動效應(yīng)的持續(xù)時問更長也更穩(wěn)定[5]。儲德銀等通過建立協(xié)整方程和誤差修正模型，從城鄉(xiāng)比較視角分析我國居民消費需求的影響因素，并研究得出收入水平對城鄉(xiāng)居民消費的影響程度最大，而收入分配和政府支出對城鄉(xiāng)居民消費影響的絕對程度基本相同[6]。潘明清等從勞動力流動視角分析城鎮(zhèn)化影響居民消費的內(nèi)在機制，使用1996—2011年的省級面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)GMM估計方法，重點檢驗了勞動力流動、城鎮(zhèn)化進程以及它們的交互作用對居民消費的影響并證明了城鎮(zhèn)化的積聚效應(yīng)大于外部成本效應(yīng)，城鎮(zhèn)化促進了居民消費增長[7]。祁毓等在理論機理分析的基礎(chǔ)上，分別構(gòu)建2002—2008年和1997—2008年全國30個省份的面板數(shù)據(jù),實證研究了不同來源的收入對城鄉(xiāng)居民消費的影響。

二、相關(guān)變量敘述城鄉(xiāng)居民消費的影響[8]。

（一）居民消費水平居民消費水平是指居民在勞務(wù)或者物質(zhì)產(chǎn)品的消費過程中，對滿足發(fā)展、享受和生存需要達到的程度，可以用勞務(wù)和物質(zhì)產(chǎn)品的質(zhì)量和數(shù)量反映出來也可以通過消費過程中消耗的貨幣量反映出來。本文所采用的就是地區(qū)居民消費的貨幣金額數(shù)來反應(yīng)這個地區(qū)的居民消費水平。

（二）城鎮(zhèn)化程度城鎮(zhèn)化程度在不同學科中的定義不同，比如，人口學是指城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎兀乩韺W上是指城市景觀的比重。本文依據(jù)多數(shù)學者的研究方法，用一個地區(qū)城鎮(zhèn)人口占這個地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋肀硎驹摰貐^(qū)的城鎮(zhèn)化程度。

（三）經(jīng)濟發(fā)展水平經(jīng)濟發(fā)展水平是指一個國家經(jīng)濟發(fā)展的規(guī)模、速度和所達到的水準。反映一個國家經(jīng)濟發(fā)展水平的常用指標有國民生產(chǎn)總值、國民收入、人均國民收入、經(jīng)濟發(fā)展速度、經(jīng)濟增長速度。本文采用一個地區(qū)的人均生產(chǎn)總值來反映該地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平。

（四）變量數(shù)據(jù)來源本論文中所采用的數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，有些是直接采用網(wǎng)站的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，有些是根據(jù)需要對網(wǎng)站的數(shù)據(jù)進行了簡化計算，因此，可以保證數(shù)據(jù)的真實性和權(quán)威性。

三、建立模型與分析

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗在對面板數(shù)據(jù)進行分析時，首先要對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗看其是否存在單位根，如果存在單位根則數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，不能直接進行分析，必須對其差分項進行平穩(wěn)性檢驗直至平穩(wěn)為止。為了論述方便。下文中居民消費水平、城鎮(zhèn)化程度和經(jīng)濟發(fā)展水平分別用JMXF、CZH和JJFZ表示。平穩(wěn)性檢驗的方法主要有ADF-Fisher卡方檢驗、PP-Fisher卡方檢驗、Im,PesaranandShinW-stat和Levin，Lin&Chu-t檢驗[6]，本文依據(jù)數(shù)據(jù)的特征選擇ADF-Fisher卡方檢驗與Im,Pe-saranandShinW-stat作為檢驗方法。檢驗結(jié)果如表1。由表1可知，JMXF、CZH和JJFZ都為二階單整序列，可以進行協(xié)整分析。協(xié)整檢驗方法主要有Kao檢驗、Pedroni檢驗和Johansen協(xié)整檢驗基礎(chǔ)上的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗。本文如表2所示，在5%顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，說明JMXF、CZH和JJFZ三者之間存在協(xié)整關(guān)系。

（二）模型估計本文依據(jù)一般構(gòu)建面板數(shù)據(jù)的模型形式，構(gòu)建模型如下：由表3可知，JMXFit=-3625.236+12207.27×CZHit+0.261261×JJFZit。JJFZ與CZH都和JMXF之間存在著正相關(guān)的關(guān)系，由此可以推出，城鎮(zhèn)化程度與人均生產(chǎn)總值都對提升人結(jié)論民的消費水平、對于提高人民的生活水平有著促進作用。通過以上的研究可以看出，雖然我國經(jīng)歷了多年的城鎮(zhèn)化進程，城鎮(zhèn)化程度也達到了一定水平，但是在新型城鎮(zhèn)化的大背景下，人均消費水平依然與城鎮(zhèn)化水平密切相關(guān)，人民生活水平的提高仍然依賴于城鎮(zhèn)化的不斷推進。

參考文獻：

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[6]儲德銀，經(jīng)庭如.我國城鄉(xiāng)居民消費影響因素的比較分析[J].中國軟科學，2010，（4）：99-105.

篇3

一、引言

改革開放以來，中國的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略取得了巨大成功，但內(nèi)需不足的結(jié)構(gòu)性失衡問題一直未得到根本解決，尤其是廣大農(nóng)村居民消費率明顯偏低，已成為中國經(jīng)濟長期健康運行的隱憂。伴隨著世界經(jīng)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(fù)雜。因此，深入研究農(nóng)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(xiàn)實意義和豐富政策蘊含的命題。

擴大內(nèi)需的最大潛力在農(nóng)村。本文對傳統(tǒng)的居民消費模型進行修正，研究了影響我國農(nóng)村居民消費的因素，把國家財政對農(nóng)業(yè)的支出、農(nóng)村居民消費價格指數(shù)等變量引入模型。結(jié)果顯示，農(nóng)村居民的人均純收入、財政用于農(nóng)業(yè)的支出水平對居民消費具有顯著影響。在此基礎(chǔ)上，本文探討了擴大農(nóng)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(guān)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(yù)期假說和LCH／PIH結(jié)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(jié)果之間的矛盾。隨后發(fā)展起來的預(yù)防性儲蓄假說和流動性約束假說，采用了更符合現(xiàn)實的不確定性假定來研究消費最優(yōu)化行為。

在研究財政支出對消費的影響方面，F(xiàn)atas和Mihov、Blanchard&Peroti采用結(jié)構(gòu)向量自回歸方法對政府財政支出與居民消費關(guān)系做了考察，結(jié)果表明財政擴張會導(dǎo)致產(chǎn)出和居民消費的顯著增加。

在研究預(yù)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(yù)防性儲蓄，首先，因為在居民面臨大額醫(yī)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(yù)防性儲蓄。菲爾德斯坦提出養(yǎng)老社會保障對居民儲蓄的替代效應(yīng)和引致退休效應(yīng)。他運用擴展的生命周期假說模型，考察了美國居民消費養(yǎng)老社會保障之間的關(guān)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(guān)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(wěn)定地均衡。陳天祥、李貴榮（2001）分析了我國農(nóng)村居民消費不足的原因，認為影響農(nóng)村居民消費的因素可歸結(jié)為三類：較低的農(nóng)村居民純收入水平；勤儉節(jié)約的消費觀念；宏觀經(jīng)濟發(fā)展，其中收入水平對農(nóng)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(guī)制度的角度分析研究了中國等國家和地區(qū)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(yōu)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(jīng)濟學論文，要想擴大消費首先要讓消費者對未來的預(yù)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(yǎng)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(xiāng)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(xiāng)居民消費行為存在非常密切的關(guān)系，社會保障制度的健全與完善有利于擴大城鄉(xiāng)居民消費，推動經(jīng)濟增長。

三是財政支農(nóng)對居民消費影響的研究綜述

國內(nèi)學術(shù)界對財政支出對農(nóng)村居民消費的影響也進行了一些研究。許允彬、趙衛(wèi)亞（2007）使用半?yún)?shù)模型考察了農(nóng)村產(chǎn)出對農(nóng)村居民消費的影響。財政農(nóng)業(yè)支出、農(nóng)村產(chǎn)出與農(nóng)村居民消費等農(nóng)村經(jīng)濟變量之間是密切相關(guān)、相互影響的，財政農(nóng)業(yè)支出的政策效應(yīng)也會隨時間動態(tài)地變化。張陽、楊宏嶄（2010）利用協(xié)整和誤差修正模型對山東省財政支農(nóng)支和農(nóng)村消費之間的關(guān)系進行實證研究，發(fā)現(xiàn)山東省的財政支農(nóng)支出與農(nóng)村消費之間存在Granger因果關(guān)系、長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系、同向變動關(guān)系和相互促進作用。

四是預(yù)防性儲蓄方面。不少學者認為未來的不確定性越大，預(yù)期未來的消費增長就越大，預(yù)防性儲蓄就越多。劉麗敏（2004）認為思考中國農(nóng)村居民儲蓄行為及影響因素必須要結(jié)合中國經(jīng)濟體制變遷。還有不少學者研究了城鄉(xiāng)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(yè)、人口年齡結(jié)構(gòu)等因素對居民消費的影響。如施祖輝（1997）通過對就業(yè)率與居民消費增長之間關(guān)系的實證分析，研究了就業(yè)對消費的影響。[1]

三、山東農(nóng)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(nóng)村居民人均消費也呈現(xiàn)出大幅增長的趨勢，從1978年的農(nóng)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(xiàn)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(nóng)民人均消費線條圖

以上只是對歷年數(shù)據(jù)中山東農(nóng)村居民人均消費的規(guī)模大致分析情況，關(guān)于山東農(nóng)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(nóng)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(shù)據(jù)與模型設(shè)定

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

其中，財政用于農(nóng)業(yè)的支出主要包括：支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項費用、農(nóng)村救濟費、新型農(nóng)村合作醫(yī)療等等。農(nóng)村消費價格指數(shù)采用的是以1977年為基期，1977年的農(nóng)村消費價格指數(shù)為100。

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

四、多線段回歸模型

通過觀察分析山東省農(nóng)村人均消費水平及其線條圖可知，數(shù)據(jù)在1995年、2006年有兩個顯著的突變點，可以建立關(guān)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(jié)果可以得出如下分析：t檢驗值(除常數(shù)項外)、F檢驗值、呈現(xiàn)出高度的顯著性，并且不存在明顯的自相關(guān)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(shù)：

五、實證回歸分析

（一）ADF檢驗

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

運用Eviews6.0對時間序列l(wèi)nct和lnyt、lngt、lnpt進行ADF檢驗，以判斷時間序列的平穩(wěn)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(wěn)的；否則，若ADF值小于臨界值，則認為變量的時間序列是平穩(wěn)的。

ADF檢驗結(jié)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(jié)論

lnct

(C,T,2)

-3.013053

-3.574244

非平穩(wěn)

Dlnct

(C,0,2)

-3.776756

-2.971853

平穩(wěn)

lnyt

(C,T,2)

-2.881591

-3.574244

非平穩(wěn)

Dlnyt

(C,0,2)

-3.519626

-2.971853

平穩(wěn)

lngt

(C,T,2)

-2.089553

-3.568379

非平穩(wěn)

Dlngt

(C,0,2)

-3.481609

-2.967767

平穩(wěn)

lnpt

(C,T,2)

-2.586008

-3.568379

非平穩(wěn)

Dlnpt

(C,0,2)

篇4

文章編號：1004-4914（2013）03-220-02

一、引言

山西地處西部內(nèi)陸，盡管經(jīng)濟發(fā)展存在著很大制約，但是在50年的社會主義現(xiàn)代化建設(shè)中，特別是黨的以來，隨著改革開放地不斷深入，使山西經(jīng)濟獲得了長足發(fā)展，經(jīng)濟實力逐漸增強，人民生活水平不斷提高，隨著居民可支配收入的增加，居民的消費支出也隨著增加。但是在發(fā)展經(jīng)濟的過程中，制約經(jīng)濟增長的因素逐漸顯現(xiàn)。消費、投資和凈出口，是拉動經(jīng)濟增長的三大馬車。它們之間的比例是否合理，直接影響著宏觀經(jīng)濟效益和經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。目前制約山西省經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)鍵因素是投資與消費比例失衡。尤其是2008年金融危機以來，雖然山西省屬于內(nèi)陸省份，但是在一定程度上也受到了國際經(jīng)濟蕭條的影響，從而使得投資和消費失衡的矛盾越來越明顯。因此，通過消費來拉動經(jīng)濟增長的做法就愈顯重要。因此，研究居民消費支出的影響因素以及變化趨勢對于國民經(jīng)濟的長足發(fā)展是十分重要的。由于影響居民消費支出的因素有很多，比如消費習慣、消費環(huán)境、政策等等。通過參考相關(guān)文獻并結(jié)合山西省的實際情況，本文把人均可支配收入、消費意愿（消費性支出占居民可支配收入的百分比）、城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)CPI和年利率定為影響城鎮(zhèn)居民消費支出的影響因素，其中，可支配收入是影響居民消費支出最直接、最具決定性的因素。

二、原始數(shù)據(jù)

本文選取的影響山西城鎮(zhèn)居民消費支出的因素有：人均可支配收入、消費意愿、CPI和年利率。相關(guān)數(shù)據(jù)均來源于山西省統(tǒng)計年鑒，如表1所示。

三、模型建立與修正

（一）平穩(wěn)性分析

所謂時間序列的平穩(wěn)性，是指時間序列的統(tǒng)計規(guī)律不會隨著時間的推移而發(fā)生變化。數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性對于模型的估計具有重要的意義，如果有兩列時間序列數(shù)據(jù)表現(xiàn)出一致的變化趨勢即非平穩(wěn)的，即使它們沒有任何有意義的關(guān)系，但是進行回歸時也可表現(xiàn)出較高的可決系數(shù)。由于在實際中遇到的時間序列數(shù)據(jù)很可能是非平穩(wěn)的，而平穩(wěn)性在計量經(jīng)濟建模中又具有重要作用，因此有必要對觀測值的時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。

首先對人均消費性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、消費意愿（X2）、CPI（X3）和年利率（X4）分別進行ADF單位根檢驗，通過分別觀察各個序列隨時間的走勢來確定是否需要選擇截距和趨勢，各序列的單位根檢驗結(jié)果如表2所示。

由表2可知，在原序列中，消費支出、可支配收入和CPI都是非平穩(wěn)序列，消費意愿和年利率的原序列是平穩(wěn)的，接下來對各個序列分別取一階差分和二階差分，并分別進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。

由表3的檢驗數(shù)據(jù)可知，消費支出和人均可支配收入一階差分仍然不平穩(wěn)，經(jīng)過二階差分后，序列成為平穩(wěn)的序列；消費意愿、CPI和年利率經(jīng)過一階差分后雖然序列已經(jīng)平穩(wěn)，但是所有變量需同階平穩(wěn)，故對其進行二階差分后再檢驗其平穩(wěn)性，檢驗結(jié)論為二階差分平穩(wěn)。即人均消費性支出、人均可支配收入、消費意愿、CPI和年利率均為二階單整序列。

（二）協(xié)整檢驗

在進行時間系列分析時，傳統(tǒng)上要求所用的時間系列必須是平穩(wěn)的，即沒有隨機趨勢或確定趨勢，否則會產(chǎn)生“偽回歸”問題。但是，由于本文所選擇的時間序列是非平穩(wěn)的，對其進行二階差分后變成了平穩(wěn)序列，但這樣會讓我們失去總量的長期信息，而這些信息對分析問題來說又是必要的，所以用協(xié)整來解決此問題。本文所采用的協(xié)整性檢驗的方法是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗，這種檢驗也稱單一方程的協(xié)整檢驗。

先對方程序列進行回歸，生成殘差后，對殘差序列進行單位根檢驗。由于輸出結(jié)果概率P=0.0847，故在=0.05水平下，殘差存在單位根，即不平穩(wěn)。再次觀察回歸方程輸出結(jié)果報表，由于變量X2（消費意愿）標準誤差較大，而且運用Eviews輸出各個變量的相關(guān)系數(shù)表，分析表中數(shù)據(jù)，可知，消費意愿X2與消費支出Y的相關(guān)系數(shù)為-0.946，即二者呈負相關(guān)，但是結(jié)合現(xiàn)實生活實際情況，當消費意愿越大時，消費支出應(yīng)該也隨之增大，故試圖將變量消費意愿X2刪除。

對剩余的變量Y、X1、X3、X4進行回歸生成殘差后，對殘差序列進行單位根檢驗。輸出結(jié)果如下圖所示：

由以上輸出結(jié)果可知，P=0.0048，ADF檢驗值為-3.157，大于臨界值，故此時殘差序列是平穩(wěn)的。因此，人均消費性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）存在協(xié)整關(guān)系。

（三）模型建立與完善

1.模型建立。設(shè)人均消費性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）的多元線性回歸為：

Y=C+β0X1+β1X3+β2X4+μi

運用最小二乘法對各系數(shù)進行估計，本文運用Eviews的回歸功能，對各序列進行線性回歸，回歸后的輸出報告如下：

回歸后的輸出結(jié)果為：

由上述報告結(jié)果可知，X3、X4沒有通過t檢驗，很有可能存在多重共線、序列相關(guān)和異方差等問題，模型還有待于完善。

2.模型修正。

（1）多重共線性檢驗。所謂多重共線性是指線性回歸模型中的解釋變量之間由于存在精確相關(guān)關(guān)系或高度相關(guān)關(guān)系而使模型估計失真或難以估計準確，從而使得運用最小二乘法得出的估計量為無效值。

運用Eviews輸出各變量的相關(guān)系數(shù)矩陣，如表4所示。

由上表可知，各個解釋變量間的相關(guān)系數(shù)均小于0.8，故不存在多重共線性。

（2）序列相關(guān)檢驗。序列相關(guān)性是指隨機干擾之間不再是完全相互獨立的，而是存在某種相關(guān)性，又稱自相關(guān)，即總體回歸模型的隨機誤差項之間存在相關(guān)關(guān)系。在回歸模型的古典假定中是假設(shè)隨機誤差項是無自相關(guān)的，即在不同觀測點之間是不相關(guān)的。如果該假定不能滿足，就稱與存在自相關(guān)，即不同觀測點上的誤差項彼此相關(guān)。

若多元線性回歸模型存在自相關(guān)，就違背了線性回歸方程的古典假設(shè)，如果此時用最小二乘法進行參數(shù)估計，將會產(chǎn)生嚴重后果，故需檢驗?zāi)Ｐ偷淖韵嚓P(guān)。在回歸方程窗口查看殘差的Q統(tǒng)計圖，如下圖所示：

由上圖可知，殘差序列均位于虛線之內(nèi)，故模型不存在序列相關(guān)。

（3）異方差。由于模型不存在多重共線和序列相關(guān)，試檢驗是否存在異方差。異方差性是為了保證回歸參數(shù)估計量具有良好的統(tǒng)計性質(zhì)，經(jīng)典線性回歸模型的一個重要假定是：總體回歸函數(shù)中的隨機誤差項滿足同方差性，即它們都有相同的方差。如果這一假定不滿足，則稱線性回歸模型存在異方差性。運用Eviews的BPG異方差檢驗功能來完成，由輸出結(jié)果可知，X3和X4的t值在0.05的水平下未通過檢驗，因此，方程存在異方差。

異方差的修正：用增加權(quán)重的方法來消除異方差。試選取權(quán)重w1為殘差的絕對值，再次進行回歸，此時仍沒有通過相關(guān)檢驗，換取權(quán)重w2為殘差的平方，再次進行回歸，此時通過了相關(guān)檢驗，解釋變量的t值均達到了理想水平，P值在0.05的水平下也通過了檢驗，異方差現(xiàn)象消除，模型得到了修正。

四、模型最終完善結(jié)果

由Eviews模型輸出結(jié)果，可得出均消費性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）的多元線性回歸模型：

Y=0.609X1+1212.5X3-2657.9X4+924.3

由模型輸出結(jié)果可知，該模型的可決系數(shù)R2=0.999，F(xiàn)值為6570，模型擬合度較高，年利率（X4）前面的系數(shù)為負值，這與經(jīng)濟意義是一致的，當年利率上升時，居民儲蓄的意愿會比沒上升時強烈，從而消費支出所占的比重會有所下降。可用來進行城鎮(zhèn)居民消費性支出的預(yù)測。

參考文獻：

1.鄧鵬翔.基于多社會經(jīng)濟因素的地鐵出行需求研究[D].中南大學碩士學位論文，2011

2.劉春玉.網(wǎng)絡(luò)視角的集群企業(yè)二元式創(chuàng)新研究——以煙臺汽車產(chǎn)業(yè)集群為例[D].山東大學碩士學位論文，2008

3.張曉峒.計量經(jīng)濟學基礎(chǔ)[M].天津：南開大學出版社，2007

4.劉亮.中國資本外逃問題研究——對1982-2005年數(shù)據(jù)的實證檢驗[D].山東大學碩士學位論文，2008

篇5

一、引言

通貨膨脹的影響因素研究一直是宏觀經(jīng)濟理論的重要研究方向，值得注意的是，現(xiàn)有的通貨膨脹影響因素的文獻大都集中在貨幣供給、投資、CPI及PPI等因素，但對于更為本質(zhì)的財政稅收增加、特別是對間接稅轉(zhuǎn)嫁因素的研究卻鮮有涉及，這使得通貨膨脹傳導(dǎo)機制的研究一直不夠深入。事實上,過于偏重貨幣理論的分析，容易忽視財政政策中稅收和政府支出對通貨膨脹的影響。并且關(guān)于財政政策對通貨膨脹的影響還集中在財政赤字和貨幣供給量關(guān)系的方面。Barro (1976)提出,如果債券存量增長率超過產(chǎn)出增長率,持續(xù)赤字就會導(dǎo)致通貨膨脹[1]。Sarg-ent,Wallace(1981)也認為持續(xù)的債券融資赤字將最終被貨幣化[2]。中國的學者對此也進行了相關(guān)研究，許雄奇、張宗益(2004)采用中國1978—2002年的數(shù)據(jù)對財政赤字、貨幣政策與通貨膨脹進行了實證檢驗,認為中國的通貨膨脹不僅是一個貨幣現(xiàn)象,也是一個財政現(xiàn)象，在我國可以通過財政政策來影響通貨膨脹水平[3]。

新疆試行資源稅從價征收是政府支持區(qū)域建設(shè)的重要舉措，有利于增加地方財政收入與支出。資源稅屬于間接稅，是可以轉(zhuǎn)嫁的稅種，實際上由賣方和買方共同負擔稅收，而負擔稅收的多少取決于商品的需求彈性和供給彈性，需求彈性越大CPI，供給彈性越小，稅負越傾向于由供給方負擔；需求彈性越小，供給彈性越大，稅負越傾向于由需求方負擔。因此石油、天然氣類的資源型產(chǎn)品的需求彈性小和供給彈性是我們要討論的一個重點。

二、新疆財政收入通貨膨脹效應(yīng)的經(jīng)驗分析

我們以1978—2009年新疆居民消費價格總指數(shù)為因變量（1978年為100）,以財政收入的規(guī)模為自變量進行回歸分析。此外,投資率、對外開放性水平、居民可支配收入增長率也都是影響通貨膨脹的因素，可以作為截距項論文提綱怎么寫。數(shù)據(jù)主要是根據(jù)相應(yīng)歷年新疆統(tǒng)計年鑒的數(shù)據(jù)整理、計算而得。用SPSS17.0進行曲線估計，三次方程的擬合效果最好。

圖：新疆財政收入和居民消費價格指數(shù)三次曲線擬合

我們構(gòu)建時間序列模型：yi =β1 x +β2 x2 +β3 x3 +εi

式中yi為第i年的居民消費價格總指數(shù)，X表示財政收入（億元）；ε為截距項。具體來講,當β3 ≠0 時, 模型刻畫了財政收入與居民消費價格總指數(shù)之間呈現(xiàn)N 型或倒N 型曲線關(guān)系；當β2 ≠0 且β3 = 0 時, 財政收入與居民消費價格總指數(shù)之間呈現(xiàn)U 型或倒U型曲線關(guān)系；而當β1 ≠0、β2 = 0 且β3 = 0 時，模型反映出財政收入與居民消費價格總指數(shù)單調(diào)變化特征。我們用SPSS17.0進行回歸分析，得到方程：

y=7.182x -0.037 x2 +5.719*10-5x3 +78.549

（R2=0.939，F(xiàn)=143.365，sig=0.000）

模型中系數(shù)都異于零，且擬合程度很高呈現(xiàn)比較明顯的N型趨勢，即居民消費價格指數(shù)隨著財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，表明在不同時期，財政收入對居民消費價格指數(shù)影響程度不同。從曲線特征上來看，自1978年至1997年，曲線迅速上升；1998年至2003年，曲線比較平緩；2004年后曲線又有快速上升的勢頭。經(jīng)驗表明，財政收入和居民消費價格指數(shù)存在比較明顯的N 型曲線關(guān)系，改革開放后的20年，CPI隨著財政收入的上升而快速上漲，曲線較為陡峭，斜率較大，本文認為這和市場經(jīng)濟下價格機制發(fā)揮正常作用CPI，價格扭曲現(xiàn)象得到糾正有一定的關(guān)系，不排除期間出現(xiàn)通貨膨脹。1998年以來，中國內(nèi)需不足特別是消費不足問題凸顯出來，盡管財政收入保持一定的增收速度，但是 CPI上升平緩甚至略有下降。2004年后經(jīng)濟走向過熱發(fā)展的階段，CPI指數(shù)有快速上升的趨勢。

三、從價稅對財政收入增長影響及CPI預(yù)測

對資源稅進行從價征收會帶來財政收入的大幅增長，但是稅負可能由此轉(zhuǎn)移到下游部門最終由消費者承受，引發(fā)CPI指數(shù)上升。資源類產(chǎn)品特別是不可再生的上游類產(chǎn)品，是屬于需求彈性小、供給彈性大的商品。因此，對石油、天然氣、煤炭計征的大部分資源稅都會轉(zhuǎn)移到下游產(chǎn)業(yè)中并最終由消費者負擔，通過PPI影響到CPI，最終引發(fā)通貨膨脹。這是因為商品需求彈性表示需求量對價格的變動的敏感程度，需求彈性低的產(chǎn)品，價格的變動對需求量變動的影響小，稅負更容易轉(zhuǎn)嫁。同時，作為工業(yè)上游產(chǎn)品，石油、天然氣的供給彈性較大，生產(chǎn)商是壟斷供給，為保證超額利潤，稅負可以轉(zhuǎn)嫁到下游產(chǎn)業(yè)。因此資源稅從價征收的結(jié)果是下游產(chǎn)品的大幅漲價、消費者剩余減少和地方財政收入的增加。并且，地方政府財政收入的增加必然帶來財政支出的擴張，進一步會推動物價上漲。而據(jù)現(xiàn)行資源稅率，新疆地區(qū)從量計征的原油資源稅為30元/噸，天然氣資源稅額為每千立方米9元。若國內(nèi)原油價格以每噸4000元計算，按5%的稅率征收，原油資源稅每噸稅額將達200元。目前CPI，國產(chǎn)陸上天然氣出廠基準價格已提高，新疆各油田所產(chǎn)天然氣供應(yīng)工業(yè)用燃氣的基準價為每千立方米1200元左右，供應(yīng)化肥生產(chǎn)和非工業(yè)城市燃氣基準價為每千立方米790元。改革后，新疆天然氣資源稅相應(yīng)稅額將提高至每千立方米60元、39.5元。新疆有克拉瑪依、塔里木、吐哈三大油田，以2009年生產(chǎn)原油2518萬噸計算，資源稅由“從量計征”改為“從價計征”后，僅石油每年可為當?shù)卣鍪?2.8億元。由于天然氣計價因購買對象不同而有所差異，本文暫不做深入研究論文提綱怎么寫。在這里僅僅分析42.8億的財政增收對居民消費價格的影響。按上述三次方程來預(yù)測，假設(shè)原油生產(chǎn)量維持2009年水平，自實行從價稅的今后一年里（自2010年6月1日開始實行），年財政收入增加x=42.8億，居民消費價格指數(shù)y=304.5，CPI指數(shù)環(huán)比上升50%，2009年為579.3，2011年將達到883.8，漲幅十分巨大，通貨膨脹預(yù)期十分強烈，這只是計算了對石油征收從價稅引發(fā)的居民消費價格指數(shù)的上漲，如果考慮天然氣對財政增收的影響，按照模型估算的CPI指數(shù)還將大幅增加。由于新疆生產(chǎn)的石油和天然氣價格上漲，不排除生產(chǎn)商減少新疆當?shù)厣a(chǎn)量而加大新疆以外地區(qū)的產(chǎn)量，通脹預(yù)期減弱的同時容易引發(fā)失業(yè)問題。

四、結(jié)論及政策建議

綜上分析，我們得出以下結(jié)論：

一是新疆地方財政收入和CPI指數(shù)之間符合三次函數(shù)的特征。目前，伴隨著財政收入的上漲，CPI指數(shù)有加速上行的趨勢。

二是資源稅從價征收會加大地方財政收入，即政府的經(jīng)濟租增加CPI，但同時會推動居民消費價格指數(shù)大幅上升，通脹預(yù)期更加濃烈。

由于石油、天然氣的壟斷供給，屬需求缺乏彈性，供給富有彈性產(chǎn)品。生產(chǎn)廠商掌握著定價權(quán)。在節(jié)約資源利用的同時推高價格在所難免，改變需求彈性和供給彈性是緩解通脹的途徑之一。改變需求彈性可以從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的角度出發(fā)，減少對不可再生資源的依賴性，使用替代產(chǎn)品，發(fā)展新能源及戰(zhàn)略性新型產(chǎn)業(yè)，從這個角度上分析，戰(zhàn)略性新型產(chǎn)業(yè)采用新技術(shù)、新材料，對傳統(tǒng)能源起到一定的替代作用，改變供給彈性可以從破除壟斷生產(chǎn)的角度出發(fā)，長期以來石油、天然氣的開發(fā)、煉制和批發(fā)銷售環(huán)節(jié)以法定的專營權(quán)形式固定下來。寡頭壟斷經(jīng)營下油氣產(chǎn)業(yè)缺乏競爭機制，必須打破壟斷機制，放開準入領(lǐng)域并放寬準入條件才能使產(chǎn)品供給彈性下降，價格轉(zhuǎn)入市場定價模式。

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

現(xiàn)在新疆財經(jīng)大學經(jīng)濟學院任教 主要研究領(lǐng)域：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學、區(qū)域經(jīng)濟學

庫爾勒市、克拉瑪依市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十二個五年規(guī)劃編寫組成員

[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·

篇6

一、研究背景和文獻綜述

十一五初期，我國經(jīng)濟出現(xiàn)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(zhuǎn)入穩(wěn)健的財政政策階段。但2008年下半年，全球性經(jīng)濟危機波及我國，使經(jīng)濟出現(xiàn)下滑，為穩(wěn)定經(jīng)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(jīng)濟危機爆發(fā)之后，各主要經(jīng)濟體為擺脫經(jīng)濟危機，紛紛采取注入流動性的辦法來恢復(fù)經(jīng)濟以及緩解債務(wù)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(wù)。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(jīng)濟恢復(fù)形勢不夠明朗、中東地區(qū)局勢不穩(wěn)，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(yù)防和治理通貨膨脹工作將面臨更大的挑戰(zhàn)，而預(yù)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(yù)期對居民消費的影響具有較大的現(xiàn)實政策意義。

一般經(jīng)濟學理論認為，通貨膨脹預(yù)期會影響人們的消費，它使人們在一段時期內(nèi)對其支出行為作出調(diào)整。Hende on和Quandt(1971)從微觀層面分析了居民消費和儲蓄的權(quán)衡取舍關(guān)系。認為通貨膨脹預(yù)期的增加會使人們的近期消費增加，這是由于通脹預(yù)期一般會降低人們的真實利率預(yù)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(jié)論，對于價格上漲的預(yù)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(diào)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(yù)期會增加人們對未來的不確定性，從而導(dǎo)致人們降低他們的真實收入預(yù)期，所以使其當期支出減少。Thomas Juster和Paul Waehtei(1972b)運用人戶調(diào)查數(shù)據(jù)，針對通脹預(yù)期對消費者支出進行了研究。結(jié)果顯示通脹預(yù)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(yù)期，會導(dǎo)致非耐用品和勞務(wù)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(yù)期會導(dǎo)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(yù)期與居民消費行為的論文并不多，與此相關(guān)的有李成、馬文濤、王彬(2009)對1995-2008年的數(shù)據(jù)進行了動態(tài)隨機一般均衡模型分析，認為通脹預(yù)期偏差沖擊、能夠解釋20％左右的消費波動。

二、模型和數(shù)據(jù)

由于我國目前處于城鄉(xiāng)二元的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，城鎮(zhèn)和農(nóng)村無論是從收入水平、消費水平、市場發(fā)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(zhèn)和農(nóng)村消費行為分別進行分析。

其中城鎮(zhèn)(或農(nóng)村)人均消費支出反映了城鄉(xiāng)居民的消費行為，而人均可支配收入是消費的基礎(chǔ)。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(yù)期提高的時候，人們會在消費與儲蓄之間進行權(quán)衡取舍，所以同時加入真實利率變量。未來通貨膨脹預(yù)期指數(shù)和未來收入預(yù)期指數(shù)則是反映未來通脹預(yù)期和居民經(jīng)濟信心的指標。

模型選取十一五期間(2006-2010年)的季度數(shù)據(jù)，其中被解釋變量為城鎮(zhèn)(或農(nóng)村)居民季度人均消費性支出，為觀察通脹預(yù)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(shù)是以上年同月為基數(shù)的統(tǒng)計結(jié)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(shù)進行處理。CPI采用國家統(tǒng)計局公布的月度城鎮(zhèn)(或農(nóng)村)居民消費價格指數(shù)，調(diào)整后再用月度數(shù)據(jù)獲得調(diào)整后CPI的季度內(nèi)幾何平均值，作為當季度CPI。城鎮(zhèn)(或農(nóng)村)居民人均消費支出采用國務(wù)院發(fā)展研究中心居民生活數(shù)據(jù)庫中的全國季度統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

解釋變量選取與消費行為相關(guān)的真實利率、剔除價格因素后的可支配收入和通貨膨脹預(yù)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(jù)每個季度內(nèi)變化的利率進行平均，求得該季度內(nèi)平均名義利率，季度內(nèi)未出現(xiàn)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(diào)整后的季度內(nèi)通貨膨脹率得到實際利率。

城鎮(zhèn)居民可支配收入直接采用國務(wù)院發(fā)展研究中心居民生活數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計數(shù)據(jù)，農(nóng)村居民可支配數(shù)據(jù)則采用該數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計的“農(nóng)民人均現(xiàn)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(yù)期采用中國人民銀行公布的季度未來通貨膨脹預(yù)期指數(shù)。未來通貨膨脹預(yù)期指數(shù)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(yù)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(nèi)生性問題。收入預(yù)期采用中國人民銀行公布的季度未來收入預(yù)期指數(shù)。中國人民銀行公布的季度未來通貨膨脹預(yù)期指數(shù)和未來收入預(yù)期指數(shù)在2009年第三季度發(fā)生統(tǒng)計表示方法變化，按照新算法對之前的指數(shù)進行換算，得到新的表示方法下的統(tǒng)一數(shù)據(jù)。

三、回歸及假設(shè)檢驗

城鎮(zhèn)居民消費行為回歸結(jié)果：通過第一次回歸結(jié)果我們可以看出，真實利率項系數(shù)在統(tǒng)計上不顯著，所以考慮利率項數(shù)據(jù)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(jié)果如下：

城鎮(zhèn)居民消費行為的回歸結(jié)果中，擬合優(yōu)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(shù)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(tǒng)計量在該自由度和待估參數(shù)個數(shù)下可確認無自相關(guān)問題。可以最終得出城鎮(zhèn)居民的消費行為的回歸方程為：

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

該回歸結(jié)果表明，城鎮(zhèn)季度人均真實消費受當季度城鎮(zhèn)人均可支配收入、未來通貨膨脹預(yù)期和未來收入預(yù)期影響。其中城鎮(zhèn)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(yù)期增長1％，城鎮(zhèn)人均消費支出將增加約11.78元；而人們對未來收入預(yù)期每降低1％，則會增加當

季度消費約35.36元。

同樣對農(nóng)村數(shù)據(jù)進行回歸，結(jié)果如下：

回歸結(jié)果顯示，真實利率對于農(nóng)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(yù)期指數(shù)是我們主要關(guān)注的變量，所以予以保留，并考慮到農(nóng)村信息獲取能力和信息傳遞速度與城鎮(zhèn)的差別，以及農(nóng)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(yù)期指數(shù)來替換當期未來預(yù)期通脹指數(shù)，即改為觀察農(nóng)村上一期對本期通脹預(yù)期對本期消費的影響。

再次進行回歸，結(jié)果如下：

農(nóng)村消費者行為的回歸結(jié)果中，可表明變量解釋了多數(shù)農(nóng)村居民真實消費支出，可支配收入和未來預(yù)期指數(shù)自變量系數(shù)在1％的置信水平顯著，滯后一期未來通脹預(yù)期指數(shù)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(tǒng)計量在該自由度和待估參數(shù)個數(shù)下可拒絕自相關(guān)假設(shè)。所以認定無明顯自相關(guān)問題。

可以最終得出農(nóng)村居民的消費行為的回歸方程為：

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

該回歸結(jié)果表明，農(nóng)村季度人均真實消費受當季度農(nóng)村人均可支配收入、滯后一期的未來通貨膨脹預(yù)期和未來收入預(yù)期影響。其中農(nóng)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(yù)期增長1％，農(nóng)村人均消費支出將增加約13.77元；而人們對未來收入預(yù)期每降低1％，則會增加當季度消費約49.54元。

四、結(jié)論與政策建議

根據(jù)上述回歸結(jié)果，分析可知，在我國未來通貨膨脹預(yù)期和未來收入預(yù)期對消費者的支出行為有較明顯影響。未來通貨膨脹預(yù)期的提高和未來收入預(yù)期的走低會導(dǎo)致居民增加消費，并且未來收入預(yù)期的影響大于通脹預(yù)期。其次，城鎮(zhèn)居民當期消費受當期未來通脹預(yù)期影響顯著，而農(nóng)村則可能因為消費決定較為謹慎和保守，而呈現(xiàn)居民當期未來通脹預(yù)期對下一期消費影響較為顯著的結(jié)果。未來收入預(yù)期則對城鄉(xiāng)居民當期消費的影響都比較顯著。而且對比城鄉(xiāng)居民消費可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民的消費行為根據(jù)預(yù)期進行調(diào)整的幅度更大，即農(nóng)村居民的消費行為更易受到預(yù)期的影響。我國農(nóng)村居民規(guī)模較大，因此，總體上，未來通貨膨脹預(yù)期的上漲和消費者對經(jīng)濟的信心走低會導(dǎo)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(yù)防和治理通貨膨脹的過程中，管理通貨膨脹預(yù)期是一個極為重要的工具。

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

1　完善工資、最低生活保障和養(yǎng)老金等的指數(shù)化制度。定期根據(jù)物價波動調(diào)整構(gòu)成居民收入的各項，使得居民收入與物價上漲聯(lián)動，以及保持真實收入長期平穩(wěn)，從而降低收入預(yù)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(lián)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(zhèn)靜和理性又是不現(xiàn)實的。要管理通脹預(yù)期，就要使政府政策達到內(nèi)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(yù)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(jù)。政策效果也應(yīng)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(nóng)民收入，增強農(nóng)民的“安全感”。從回歸結(jié)果看，農(nóng)民的消費行為受預(yù)期的影響較城市大，這反映了農(nóng)民生活中更缺乏“安全感”。進一步提高農(nóng)民收入，使農(nóng)民建立穩(wěn)定的收入來源，這樣可以提高農(nóng)民在通貨膨脹中保持原有生活水平的能力。從而降低農(nóng)民受通脹預(yù)期和收入預(yù)期影響而增加的支出。

篇7

自1998年取消住房分配制度起，我國住房“商品化”，房地產(chǎn)業(yè)開始發(fā)展，房價呈現(xiàn)增長趨勢。2003年之后，我國一線城市房價飛速上漲，由此，二三線城市也開始急速增加，國內(nèi)房地產(chǎn)業(yè)過熱，大部分人買不起房，由此引發(fā)了大量的經(jīng)濟問題和社會穩(wěn)定等問題。在第三屆中國房地產(chǎn)價值高峰論壇會上，企業(yè)家、專家們就房地產(chǎn)當下存在的很多問題展開了討論，有人提出我國目前保障性住房比重小，高檔房比重偏大，正因為這樣一種不平衡的比例趨勢，導(dǎo)致我國的房價水平被整體拉高。根據(jù)文獻分析，大部分采用定性分析，僅僅說明了某一因素對于房地產(chǎn)價格的影響，但從定量來看，產(chǎn)生多大的影響則未說明；或者研究的年限相對滯后，不能很好地解釋近兩年的狀況，本文搜集了1994年―2013年的房地產(chǎn)價格變量及本文所提出的四個自變量各20個數(shù)據(jù)集，運用多種統(tǒng)計分析方法，通過建立回歸模型，分析我國房地產(chǎn)價格的影響因素。

二、房地產(chǎn)價格影響因素研究綜述

關(guān)于房地產(chǎn)業(yè)的研究近幾年日益為學術(shù)界重視，尤其是房地產(chǎn)價格影響因素的研究。與國內(nèi)相比，國外房地產(chǎn)市場發(fā)展較早、較快，尤其是西方發(fā)達國家，房地產(chǎn)市場十分成熟，故關(guān)于房地產(chǎn)業(yè)的研究，國外已形成較多的專著研究，從國外學者觀點來看，由于其實行市場經(jīng)濟，因此在研究房地產(chǎn)價格時在注重政府控制的同時，更加強調(diào)市場機制的作用。Abraham等（1992）對美國30個城市的實證分析表明房地產(chǎn)價格的上漲與就業(yè)率、收入、以及建設(shè)成本有直接關(guān)系；Kolari（2002）則從CPI和房地產(chǎn)價格關(guān)系角度出發(fā)，運用ADL模型實證分析，得出房地產(chǎn)價格也受一定商品及相關(guān)產(chǎn)品服務(wù)的影響。Gerlach和Peng（2005）對香港的房地產(chǎn)價格、GDP以及銀行貸款等進行分析，認為銀行的貸款不影響房地產(chǎn)價格；Elbourne（2008）經(jīng)過實證分析貨幣供應(yīng)量對房地產(chǎn)價格的影響，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)得出貨幣供給變動對房地產(chǎn)價格變動具有正響應(yīng)性。

中國房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展較晚，但近兩年卻是突飛猛進，尤其是我國房價的持續(xù)不斷上漲，引起了國內(nèi)學者的重視，并對房地產(chǎn)價格的影響因素進行了大量的研究，大量的專著、論文也都集中在這個問題上。宋勃和高波（2007）認為國外資金長期的涌入是我國住房價格上漲的一個重要因素；肖萬福（2014）在《房地產(chǎn)調(diào)控政策下我國房地產(chǎn)價格影響因素的實證分析》一文中，通過2003年第一季度到2013年第二季度的相關(guān)經(jīng)濟數(shù)據(jù)，研究了房地產(chǎn)調(diào)控政策對我國終端房地產(chǎn)價格的影響，通過實證分析，他認為，在房地產(chǎn)價格波動的諸多因素中，來自經(jīng)濟基本面的解釋力相對較小，相比起來政府相繼出臺的房地產(chǎn)調(diào)控政策反而成為了一個十分重要的影響因素；謝建豪（2007）基于城市人口數(shù)量和結(jié)構(gòu)的分析，研究得出當人口數(shù)量增長速度大于城市住房供給速度時，供需便會嚴重不平衡，房價上升；郝丹璐（2014）通過因子分析等統(tǒng)計學方法得出，影響房地產(chǎn)價格變量大致可分為兩類，一類是反應(yīng)現(xiàn)有房地產(chǎn)市場狀況的變量，另外一類是反應(yīng)預(yù)期房地產(chǎn)市場狀況的變量，第一類中GDP、住宅投資、房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)本年土地購置費用、人均可支配收入、房屋竣工價值等排名靠前；丁鳳通過實證研究指出：第一，房地產(chǎn)價格最主要的影響因素是經(jīng)濟基本面；第二，住房需求是房價上漲的主要推手；第三，銀行信貸的支持是房價上漲的“催化劑”；第四，高地價的推高房價的“幕后黑手”。

張t敏（2012）指出：房地產(chǎn)價格的主要影響因素包括人口數(shù)量、居民儲蓄存款余額、商品房可供銷售面積、房地產(chǎn)投資額、國內(nèi)信貸規(guī)模，其中最明顯的是人口數(shù)量與居民儲蓄存款余額。余靜靜（2014）通過房地產(chǎn)價格影響因素重要性的分析，認為：第一，東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達，土地購置費用和房屋生產(chǎn)資料價格指數(shù)成為東部地區(qū)房價的重要影響因素；第二，中部地區(qū)房地產(chǎn)投資是其房價的主要影響因素；第三，西部地區(qū)而言，家庭可支配收入是影響其房價的主要因素。

綜上所述，影響我國房地產(chǎn)價格的因素眾多，不僅如此，由于選取樣本、獲取數(shù)據(jù)的途徑的不同，相同因素對房地產(chǎn)價格的影響方向也不盡相同。

三、研究設(shè)計

（一）研究的基本假設(shè)

1、我國房地產(chǎn)按照房屋的使用功能可以分成：居住用途的房屋、工業(yè)用途的房屋、商業(yè)用途的房屋、文體娛樂設(shè)施、政府和公用設(shè)施、多功能建筑。本文以普通住宅的價格作為因變量進行實證分析，即通過商品房價格對其進行實證分析。

2、研究階段的限定。為了更好地反應(yīng)近幾年中國房地產(chǎn)價格的變動及其影響因素，本文采取1994――2013年的統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)進行實證分析。

3、影響因素的限定。本文選取四個影響因素作為自變量，分別是：居民消費價格指數(shù)，城鎮(zhèn)居民可支配收入（元），房地產(chǎn)竣工面積（萬平方米），商品房銷售面積（萬平方米），其中居民消費價格指數(shù)以1978=100為基期，房地產(chǎn)竣工面積以房屋竣工面積為參考數(shù)據(jù)。

4、房地產(chǎn)市場的界定。本文研究對象確定為增量交易市場，暫不考慮二手房市場及出租市場。

（二）模型設(shè)計

Y=aX1+bX2+cX3+dX4+e+ε

其中：Y（元/平方米）表示商品房價格；X1表示居民消費價格指數(shù)；X2（萬平方米）表示房屋竣工面積；X3（元）表示城鎮(zhèn)居民可支配收入；X4（萬平方米）表示商品房銷售面積；a，b，c，d，均為模型系數(shù)，e為常數(shù)項，均為待估參數(shù)。ε為隨機誤差項，用于表示無法用現(xiàn)有統(tǒng)計數(shù)據(jù)表示的影響房地產(chǎn)價格的因素，如社會因素、國家宏觀政策因素等。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

將數(shù)據(jù)帶入spss19.0軟件進行描述性統(tǒng)計分析，輸出如下結(jié)果：

根據(jù)輸出結(jié)果，從1994―2013年，我國商品房銷售平均價格的極小值、極大值分別為1409，6237，由此推斷20年間的房價變化巨大，通過均值觀測，1994―2013年商品房平均銷售價格為3194.25；房屋竣工面積變化也呈現(xiàn)出急劇上升趨勢，其均值為47521.11萬平方米；商品房銷售面積極差為123320.24，由此可見，即使房價不斷上升，但我國的商品房的銷售面積依然在上升。

（二）多元回歸分析

對數(shù)據(jù)集進行多元線性回歸統(tǒng)計分析，由spss19.0分析得，輸出結(jié)果為：

由表2得多重判定系數(shù)R方為0.997，調(diào)整R方為0.996，其實際意義為：在商品房平均銷售價格取值的變差中，能被商品房平均銷售價格與居民消費價格指數(shù)、房屋竣工面積、城鎮(zhèn)居民可支配收入和商品房銷售面積的多元回歸方程解釋的比例為99.7%，調(diào)整后比例變?yōu)?9.6%。由此可得，該模型的擬合優(yōu)度很好。

表3給出了方差分析的結(jié)果。由該圖可以得到模型的顯著性P值是0.000，小于給定的顯著性水平0.05，因此可以判斷模型整體非常顯著。

由該表給出了該線性回歸模型的回歸系數(shù)及相應(yīng)的統(tǒng)計量。從該圖可以得到線性回歸模型即前文所建立的模型方程中的常數(shù)e為449.255，自變量X1，X2，X3，X4的系數(shù)a，b，c，d分別為1.903，-0.015，0.127，0.022，即除房屋竣工面積的系數(shù)為負之外，其余三個變量的系數(shù)均為正；另外，線性回歸模型中的常數(shù)和四個自變量X1，X2，X3，X4的t值分別為2.005，3.038，-2.789，6.433，6.353，各個自變量相應(yīng)的概率值即P值為：0.008，0.014，0.000，0.000，均小于顯著性水平0.05，說明系數(shù)非常顯著，與表3方差分析的結(jié)果十分一致。

由表4中常數(shù)以及各個自變量的系數(shù)值，帶入回歸方程Y=aX1+bX2+cX3+dX4+e+ε得：

Y=1.093X1-0.015X2+0.127X3+0.022X4+449.255

五、模型結(jié)論及誤差分析

（一）模型結(jié)論

由模型看出：

1、房地產(chǎn)銷售平均價格與居民消費價格指數(shù)存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，即隨著我國居民消費價格指數(shù)的提高，我國的房地產(chǎn)銷售平均價格相應(yīng)提高。

2、房地產(chǎn)銷售平均價格與城鎮(zhèn)居民可支配收入的關(guān)系來看，呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，隨著我國城鎮(zhèn)居民可支配收入的增加，房地產(chǎn)價格相應(yīng)上漲。

3、房地產(chǎn)銷售平均價格與商品房銷售面積也存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，即商品房銷售面積越大，房地產(chǎn)平均銷售價格越高。

4、房地產(chǎn)銷售平均價格與房屋竣工面積存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，即竣工面積越大，房地產(chǎn)的平均銷售價格越低。

（二）模型誤差分析

模型的計算存在一定的誤差，其主要原因體現(xiàn)在以下幾個方面：首先，由于樣本搜集的困難，以及少部分的樣本數(shù)據(jù)失真，個別指標在1994年以前已找不到原本數(shù)據(jù)，導(dǎo)致樣本容量太小，從而影響了計算結(jié)果；其次，在方法的使用上還有所欠缺，沒能全面地綜合比較多種統(tǒng)計方法，從而可能遺漏了最佳的統(tǒng)計方法；最后，在模型中，自變量在量上的選取不夠，影響房地產(chǎn)的價格因素眾多，未能大量例舉，除此之外，自變量在質(zhì)上不一定是最佳的，即可能存在更好、更加顯著的影響因子。

六、建議

第一，根據(jù)以上的實證分析結(jié)果，我國的房地產(chǎn)價格多年來一直持續(xù)上漲，需要政府的宏觀調(diào)控進行引導(dǎo)控制。與西方主張的市場主導(dǎo)不同，結(jié)合我國的實際國情來看，政府依然起著重大的作用。對于我國而言，單一的調(diào)控手段并不適用，除了本文分析的房地產(chǎn)價格整體呈上升趨勢外，區(qū)域性的變化是關(guān)鍵，因此，政府應(yīng)該結(jié)合各個區(qū)域具體的市場行情進行相應(yīng)的調(diào)控。

第二，政府的作用固然重要，但始終離不開市場的自我調(diào)節(jié)機制，即使在我國，市場的自我調(diào)節(jié)依然很重要，一味強調(diào)市場，則容易擾亂市場正常的資源配置機制。因此，如何將政府宏觀調(diào)控與市場的自我調(diào)節(jié)很好地洽接成為了關(guān)鍵。

第三，保持適度的住宅投資規(guī)模，確保供需基本平衡。使得各個階層的消費者對不同類型住宅的有效需求均能得到滿足，避免在住宅消費上出現(xiàn)過大的貧富差距[6]。

第四，從前面的分析結(jié)果來看，我國的房價持續(xù)不減的一個原因是商品房銷售面積過大，從這一層面上來看，為控制房價，應(yīng)該控制一定的住房的建設(shè)，建設(shè)面積應(yīng)該適當減少，以此抑制房價的上漲。

參考文獻：

[1] 肖萬福.房地產(chǎn)調(diào)控政策下我國房地產(chǎn)價格影響因素的實證分析[J].房地產(chǎn)導(dǎo)刊，2014（2）

[2] 郝丹璐.中國房地產(chǎn)價格影響因素研究[D].吉林大學，2014

[3] 丁鳳.房地產(chǎn)價格影響因素及預(yù)測研究[D].安微財經(jīng)大學，2013

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3.甘肅省最終消費對經(jīng)濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經(jīng)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(jīng)濟增長的貢獻率并不穩(wěn)定，其原因是經(jīng)濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務(wù)凈出口政策要素影響。

二、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)變動分析

1．農(nóng)村居民消費支出變動分析。消費結(jié)構(gòu)指各類消費支出在總消費中所占的比例，消費結(jié)構(gòu)能夠反應(yīng)出居民的生活水平，甘肅農(nóng)村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費，說明農(nóng)村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態(tài);從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫(yī)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(guān)數(shù)據(jù)變動說明甘肅省農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)逐漸優(yōu)化，農(nóng)村居民生活水平逐步提高。

2.城鎮(zhèn)居民消費支出變動分析。恩格爾系數(shù)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(jù)消費支出的一半比例。說明城鎮(zhèn)居民的生活水平的提高，城鎮(zhèn)居民生活水平到達小康階段，醫(yī)療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應(yīng)有所增加，表明城鎮(zhèn)居民的生活質(zhì)量逐步提高，消費結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化。

3.城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)變動度分析。消費結(jié)構(gòu)變動度，是分析消費結(jié)構(gòu)變化程度的指標，計算公式為：

在1996年～2000年期間，甘肅省農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變動度為9.00％，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變動度為2.22％，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動度為3.27％。

在1996年～2000年期間，城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)變動非常顯著，其中食品支出消費對消費結(jié)構(gòu)的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)經(jīng)過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動影響最大；醫(yī)療、文教消費是影響消費結(jié)構(gòu)變動的又一重要因素。

三、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費函數(shù)分析

本文采用持久收入消費函數(shù)。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε

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

農(nóng)村居民消費函數(shù)Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz （1）

（0.002）（8.237）（2.469）

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

城鎮(zhèn)居民消費函數(shù)Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz （2）

（1.095）（40.793）（3.908）

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

從方程中可看出，農(nóng)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(zhèn)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(jié)論

1．經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)居民的收入和消費之間有直接的影響。經(jīng)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(jīng)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(jīng)濟發(fā)展的主要動力。

2.隨著經(jīng)濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結(jié)構(gòu)出現(xiàn)重要變動傾向。在城鄉(xiāng)居民的消費結(jié)構(gòu)變動當中，食品支出消費對消費結(jié)構(gòu)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(xiāng)居民的消費結(jié)構(gòu)劇烈變動，居住消費支出對城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動影響最大。另外，醫(yī)療、文教消費是影響消費結(jié)構(gòu)變動的又一重要因素。

3.為了鞏固消費對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率，我們建議：一是加快發(fā)展城鄉(xiāng)經(jīng)濟，保證固定資產(chǎn)的投資速度，使投資增長不要出現(xiàn)大起大落;二是進一步開發(fā)農(nóng)民能夠穩(wěn)定增加收入的就業(yè)渠道和途徑，如非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入、轉(zhuǎn)移性就業(yè)收入、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化收入等；三是對于城市居民來講，要把創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位和機會作為重點，用擴大就業(yè)保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉(xiāng)居民的消費結(jié)構(gòu)進行一定的引導(dǎo)，努力改善城鄉(xiāng)居民住房、醫(yī)療、教育、保障等關(guān)鍵性問題。

參考文獻：

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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(jīng)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(jù)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(jīng)濟運行中最受關(guān)注的問題之一。特別是與老百姓生活密切相關(guān)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?nèi)粘５纳钍艿搅藰O大的影響。價格作為一個重要的宏觀經(jīng)濟指標，與宏觀經(jīng)濟運行有著密不可分的聯(lián)系。首先，價格作為一個現(xiàn)象，折射出的是整個宏觀經(jīng)濟運行狀況的實質(zhì)性問題。此外，價格在市場經(jīng)濟運行中，同時扮演著“市場調(diào)節(jié)器”與“宏觀經(jīng)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(guān)注的焦點之一，物價上漲對居民消費的影響更是值得關(guān)注的問題。

隨著我國經(jīng)濟的不斷發(fā)展，物價這一關(guān)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(jīng)濟長期穩(wěn)定發(fā)展的客觀需要。

一、我國物價水平的歷史與現(xiàn)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(jīng)歷了一次劇烈的升降，商品零售價格指數(shù)增長率出現(xiàn)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(xù)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(nèi)，我國物價水平的變動幅度極小。商品零售價格指數(shù)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(wěn)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(jié)價格。這樣，盡管經(jīng)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(jīng)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(xù)上升。1999年的商品零售價格指數(shù)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(huán)波動。

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

（二）我國現(xiàn)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(jīng)濟運行中最受關(guān)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(huán)比上漲0.7%，創(chuàng)1996年底以來的新高。另外，工業(yè)品出廠價格指數(shù)、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)和央行公布的企業(yè)商品價格指數(shù)等均呈現(xiàn)加速上升的勢頭，已超出各方預(yù)期。

從統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，2007年的CPI上漲具有明顯的結(jié)構(gòu)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(chǎn)品價格同比上漲6.8%。而工業(yè)品價格和服務(wù)價格基本保持穩(wěn)定，扣除食品和能源項目后，前11個月的核心價格指數(shù)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(xù)上漲，美國等國家大規(guī)模開發(fā)生物能源，對玉米、大豆等糧食需求量大幅增加。這導(dǎo)致國際市場糧價大幅度上漲，進而拉動了國內(nèi)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(nóng)產(chǎn)品一直低位運行，稻谷、小麥、玉米、大豆、油菜籽、生豬等主要農(nóng)產(chǎn)品現(xiàn)在的價格，多數(shù)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(yǎng)殖成本隨著生產(chǎn)資料價格和農(nóng)村勞動力價格的上漲而大幅上升，所以，目前農(nóng)產(chǎn)品價格上漲帶有明顯的恢復(fù)性質(zhì)。

原因之三：供求結(jié)構(gòu)失衡。由于去年上半年生豬價格跌到谷底，導(dǎo)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(qū)出現(xiàn)的疫情，也加劇了生豬供應(yīng)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(guān)人民群眾（特別是在校學生、進城務(wù)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(guān)全局、事關(guān)社會和諧穩(wěn)定的大事。勢必影響到千家萬戶居民的生活質(zhì)量。漲價使多數(shù)中低收入城鄉(xiāng)居民的生活或多或少受到了影響。但沖擊最大的是城鄉(xiāng)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(wěn)定。物價波動可以調(diào)整市場中商品供求關(guān)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(shù)(Consumer Price Index)，是反映居民生活有關(guān)的產(chǎn)品及勞務(wù)價格統(tǒng)計出來的物價變動指標，衡量一般家庭（不含共同事業(yè)戶）實際購買各項消費性商品及勞務(wù)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(shù)國家都編制居民消費價格指數(shù)（CPI）,反映城鄉(xiāng)居民購買并用于消費的消費品及服務(wù)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(shù)，作為反映我國通貨膨脹（或緊縮）程度的主要指標。經(jīng)國務(wù)院批準，國家統(tǒng)計局城調(diào)總隊負責全國居民消費價格指數(shù)的編制及相關(guān)工作，并組織、指導(dǎo)和管理各區(qū)市的消費價格調(diào)查統(tǒng)計工作。

我國編制價格指數(shù)的商品和服務(wù)項目，根據(jù)全國城鄉(xiāng)近11萬戶居民家庭消費支出構(gòu)成資料和有關(guān)規(guī)定確定，目前共包括食品、煙酒及用品、衣著、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健及個人用品、交通和通訊、娛樂教育文化用品及服務(wù)、251個基本分類，約700個代表品種。居民消費價格指數(shù)就是在對全國550個樣本市縣近3萬個采價點進行價格調(diào)查的基礎(chǔ)上，根據(jù)國際規(guī)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(shù)量；m――商品的種類；t――現(xiàn)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(guān)商品的支出總額；分子表示居民在現(xiàn)期以現(xiàn)行價格購買相同種類、同樣數(shù)量的商品支出總額。

把上述公式用文字簡化表達就是：

CPI=現(xiàn)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(guān)）

19世紀中葉，德國著名統(tǒng)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(diào)查資料時，得到一系列數(shù)據(jù)，在這些數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，他發(fā)現(xiàn)了一個規(guī)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(guī)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(shù)，用公式表示如下：

恩格爾系數(shù)＝(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(shù)量是基本不變的。在這個前提下，恩格爾系數(shù)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(shù)來衡量一個國家或地區(qū)的居民生活水平和經(jīng)濟發(fā)展成就。聯(lián)合國糧農(nóng)組織于20世紀70年代中期更是將恩格爾系數(shù)作為評價國家貧富和地區(qū)生活水平高低的重要標準之一：恩格爾系數(shù)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(shù)同樣受到高度重視，無論是政府機關(guān)的工作報告，還是新聞媒體關(guān)于本地居民生活水平的報道，都可以見到恩格爾系數(shù)蹤影，使用頻率極高：中國宣布“總體達到小康”所依據(jù)的一個重要指標便是“恩格爾系數(shù)”；政府機關(guān)很多工作計劃的依據(jù)也是本地的恩格爾系數(shù)。

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(shù)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(shù)就會上升，反之則下降。而影響恩格爾系數(shù)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(xiàn)為：

1.近年來我國恩格爾系數(shù)的下降主要是由于服裝支出、醫(yī)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(shù)會下降；當老百姓對醫(yī)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(dǎo)致恩格爾系數(shù)的下降。

2.隨著家庭設(shè)備用品消費的增多，恩格爾系數(shù)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(zhuǎn)向營養(yǎng)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(zhuǎn)的某段時間內(nèi)，恩格爾系數(shù)會隨著收入的增加而上升；家庭設(shè)備用品相對于一般消費品來說，使用期限較長，單位產(chǎn)品價格較高。居民為了購買耐用消費品，一般要經(jīng)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(shù)會上升。

3.當消費者物價指數(shù)上升時，恩格爾系數(shù)是上升的：食品消費數(shù)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(dǎo)致恩格爾系數(shù)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(guān)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(yīng)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?yōu)榱司徑膺@一壓力，不得不降低消費檔次，減少消費數(shù)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(zhì)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(zhì)量有所下降。具體表現(xiàn)在：一是采取買價廉質(zhì)次的商品，來確保量的滿足。二是提取存款或借錢應(yīng)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(yī)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(yù)期。

三、建議

綜上所述，提出以下建議：要加強價格監(jiān)控和調(diào)控，大力提高居民收入的同時，積極促進居民消費。政府應(yīng)堅決制止搭車漲價和哄抬物價的現(xiàn)象，維護市場的穩(wěn)定；對房地產(chǎn)業(yè)等價格過高的行業(yè)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(yè)、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(dǎo)合理消費，提高居民消費能力，從而帶動消費對經(jīng)濟增長貢獻度的大幅提高，促進經(jīng)濟的持續(xù)快速發(fā)展。從中長期來看，我國經(jīng)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(diào)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(yù)警和疏導(dǎo)，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(yīng)適當調(diào)整擴張性的財政政策，我國投資增長速度過快，經(jīng)濟局部過熱與多年來實施積極的財政政策且投資結(jié)構(gòu)欠合理無不關(guān)系，因此，為降低投資增長速度，抑制通貨膨脹的惡化，緩解經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的失衡，適度調(diào)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(fù)建設(shè)，緩解對生產(chǎn)資料的過度需求。一是堅決遏制某些行業(yè)和地區(qū)盲目投資和低水平重復(fù)建設(shè)。二是加強和改進信貸管理，人民銀行要按照國家產(chǎn)業(yè)政策要求，加強“窗口”指導(dǎo)，商業(yè)銀行要增強風險意識，強化信貸審核。三是對不符合國家產(chǎn)業(yè)政策的行業(yè)制定限制性價格政策，控制這些行業(yè)的盲目擴張。同時，加強對煤、電、油、運的協(xié)調(diào)，緩解瓶頸制約。

3.努力促進糧食增產(chǎn)，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(chǔ)的食品類價格占居民消費價格的權(quán)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(wěn)定、合理回升至關(guān)重要。一是要搞好糧食總量平衡工作，引導(dǎo)糧價穩(wěn)步回升，逐步達到一個合理區(qū)間。二是要加強農(nóng)資價格監(jiān)管，穩(wěn)定農(nóng)資價格，穩(wěn)定糧食生產(chǎn)的物質(zhì)成本。三是要在糧食生產(chǎn)方面給予稅收、信貸、價格等政策優(yōu)惠，減輕種糧農(nóng)民負擔，保護和激發(fā)農(nóng)民種糧積極性。

4.加大對房地產(chǎn)市場的調(diào)控力度。首先，房地產(chǎn)市場價格的快速上漲構(gòu)成物價水平上漲的一個方面，而且對消費者的消費預(yù)期和消費能力具有直接而重要的影響；其次，房地產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度較大，對房地產(chǎn)的過度投資構(gòu)成了能源、原材料供給緊張的一個重要原因；再次，從房地產(chǎn)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(chǎn)市場的供給和需求以及與此相關(guān)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(chǎn)市場的調(diào)控是控制物價上漲和金融風險的良策。

5.對貨幣供應(yīng)量的超速增長進行適當控制。貨幣供應(yīng)量的超速增長是導(dǎo)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(diào)控：一是要加大公開市場業(yè)務(wù)力度，對沖因外匯占款投放的基礎(chǔ)貨幣；二是對金融機構(gòu)進行“窗口指導(dǎo)”，提高金融機構(gòu)資產(chǎn)質(zhì)量，適度控制貸款規(guī)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(dǎo)致的基礎(chǔ)貨幣投放剛性問題，使貨幣政策調(diào)控更加有效。但要注意，這種調(diào)控只能是微調(diào)，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(jié)構(gòu)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(xiàn)，如果實際信貸規(guī)模出現(xiàn)大幅下降，在短期內(nèi)對快速增長的經(jīng)濟會產(chǎn)生很大的擾動。一旦投入產(chǎn)出的鏈條被人為割斷，可能會產(chǎn)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(jiān)測分析工作，建立價格異常波動應(yīng)急機制。價格監(jiān)測是價格決策和宏觀調(diào)控的基礎(chǔ)，要突出監(jiān)測重點，完善有關(guān)制度，密切關(guān)注國際國內(nèi)市場供求狀況和價格走勢，善于發(fā)現(xiàn)傾向性和苗頭性問題，建立應(yīng)對價格異常波動的應(yīng)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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篇10

房價；影響因素；多元回歸；實證分析；政策建議

0 引言

自2001年以來我國房地產(chǎn)開發(fā)投資增速一直保持在20%以上的高速增長，到2007年房地產(chǎn)開發(fā)投資增速一度達到30%。針對房價快速上漲的現(xiàn)實情況，有關(guān)我國房地產(chǎn)業(yè)是否過熱的討論日趨激烈。本文研究的樣本數(shù)據(jù)來自2002年至2012年間的全國宏觀數(shù)據(jù)，來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。（如表2.1）

數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒》

1 模型設(shè)定與檢驗

2 結(jié)論及建議

由上面的分析可知，房價上漲與國內(nèi)生產(chǎn)總值、房價比以及竣工房屋面積有關(guān)。從而建立的模型為。同時影響房價的因素除了國內(nèi)生產(chǎn)總值、房價比和竣工房屋面積，還有居民家庭人均可支配收入，居民人均消費性支出、商品零售價格指數(shù)和居民消費價格指數(shù)等。

我國房價在2002年至2007年間穩(wěn)步上升，在2008年以后大幅上升，這與金融危機后我國鼓勵經(jīng)濟回升的政策有關(guān)。隨著國家出臺的抑制房價過快增長的各種政策，房價在2012年有所下降。在房價的變化過程中，多種因素對房價都產(chǎn)生了影響。首先是國內(nèi)生產(chǎn)總值的上升時影響人們對房價的預(yù)期從而導(dǎo)致房價的增長，同時房價比影響人們對房屋的需求從而影響房價，竣工房屋的面積使房屋供給增加從而也影響房價的變動。

我國要抑制房價的過快增長，首先要控制人們對房價的預(yù)期。房地產(chǎn)行業(yè)雖然是我國的支柱型產(chǎn)業(yè)，但仍要加以調(diào)控。其次要完善我國的收入分配制度，提高居民的人均可支配收入，從而降低房價比，最后增加房屋供給，提高住房竣工房屋面積，以達到控制房價的作用。

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篇11

本文通過對河北1995-2008年的消費需求與經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)的定量研究，試圖剖析在當前經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的過程中，消費需求對于促進河北經(jīng)濟可持續(xù)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(xiàn)實的、可操作的對策和建議奠定基礎(chǔ)。

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(jīng)濟分析的范疇，是指一定時期內(nèi)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(nèi)生產(chǎn)總值中的最終消費。是常住單位為滿足物質(zhì)、文化和精神生活的需要，購買的貨物和服務(wù)的支出。根據(jù)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(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費。

2.經(jīng)濟增長衡量指標的選取。經(jīng)濟增長是由產(chǎn)出能力的增加帶來的總產(chǎn)出的持續(xù)增加，如果考慮到人口和價格因素，經(jīng)濟增長就是人均實際產(chǎn)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(nèi)生產(chǎn)總值的增長率來衡量一個國家(或地區(qū))的經(jīng)濟增長速度，從研究問題的一致性出發(fā)，本課題所涉及的經(jīng)濟增長是指總產(chǎn)出的增長，并用國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長率來表示經(jīng)濟增長率。

三、消費需求在經(jīng)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(nèi)生產(chǎn)總值中的比重，作為一項重要的宏觀經(jīng)濟指標，它不僅能反映一國(或地區(qū))國內(nèi)生產(chǎn)總值的最終使用格局，還可以直觀地反映消費增長在經(jīng)濟增長中的作用。經(jīng)過分析我們發(fā)現(xiàn):

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(qū)生產(chǎn)總值的增長速度，按照當年價格計算，1996-2008年地區(qū)生產(chǎn)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(qū)生產(chǎn)總值的增速為18.1%，而最終消費增速為14.3%，比地區(qū)生產(chǎn)總值增長慢3.8個百分點。由于消費需求增長慢于地區(qū)生產(chǎn)總值的增長，導(dǎo)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(nóng)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(wěn)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(nóng)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(gòu)成中，城鎮(zhèn)居民消費率基本表現(xiàn)出平穩(wěn)的上升趨勢，2005年起已超過農(nóng)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(nóng)村居民消費率則呈現(xiàn)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(nóng)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(jīng)濟增長的貢獻率分析

為進一步量化消費需求對經(jīng)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(jīng)過分析發(fā)現(xiàn):

1.投資對經(jīng)濟增長的平均貢獻是第一位的，消費需求是拉動經(jīng)濟增長的第二動力。1996年以來，在河北經(jīng)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(qū)間貨物和服務(wù)凈流出對經(jīng)濟增長的貢獻率分別為40.3%、54%和5.7%，分別拉動經(jīng)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(jīng)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(jīng)濟增長以外，其余年份主要是投資需求在支撐著經(jīng)濟的增長。圖5顯示:1995年以來，河北的國內(nèi)生產(chǎn)總值呈現(xiàn)出高速持續(xù)的增長，而在國內(nèi)生產(chǎn)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(jīng)濟的拉動具有立竿見影的效果，短時間內(nèi)對經(jīng)濟增長的影響顯著，成為政府提高經(jīng)濟增長率的首選因素。

2.消費需求對經(jīng)濟增長的拉動作用更為持久和相對穩(wěn)定，是經(jīng)濟增長的穩(wěn)定器。圖4顯示:相對于投資需求，河北的消費需求對經(jīng)濟增長的拉動作用不足，但是與資本形成拉動經(jīng)濟增長(3-10.1)及貨物和服務(wù)的凈流出拉動經(jīng)濟增長(-1.5-4.96)相比，消費需求增長對經(jīng)濟的拉動(3.1-7.1)波動較小，是拉動經(jīng)濟增長最為穩(wěn)定的因素。由于消費需求具有剛性，決定了在地區(qū)生產(chǎn)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(jīng)濟增長影響慣性最大。在經(jīng)濟增長擴張期，消費需求增加不如投資明顯;同樣，在經(jīng)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(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展的重要保證。

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

從居民消費內(nèi)部構(gòu)成來看，農(nóng)村居民消費對經(jīng)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(zhèn)居民消費對經(jīng)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(nóng)村居民消費對經(jīng)濟拉動的平均水平(0.64個百分點)，不僅遠遠低于城鎮(zhèn)居民消費對經(jīng)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(jīng)濟增長的拉動水平。

五、消費需求和經(jīng)濟增長的灰關(guān)聯(lián)分析

灰色關(guān)聯(lián)分析(GRA)是建立在灰色系統(tǒng)理論基礎(chǔ)上的一種分析方法，對于小樣本，該方法要優(yōu)于經(jīng)典的數(shù)學分析方法。其目的是尋求系統(tǒng)中各要素的主要關(guān)系，并確定要素間的相互影響程度和對系統(tǒng)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(nèi)生產(chǎn)總值作為參考序列，最終消費、政府消費、居民消費、農(nóng)村居民消費和城鎮(zhèn)居民消費構(gòu)成序列作為比較序列。用均值法對原始數(shù)據(jù)序列進行無量綱化處理即同一數(shù)列的所有數(shù)據(jù)均處以該數(shù)列的平均值，得到一個新的數(shù)列，這個新的數(shù)列就是各個時刻的數(shù)值相對于該數(shù)列平均值的倍數(shù)的數(shù)列; 然后，根據(jù)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(guān)聯(lián)系數(shù)的公式，令 計算出各個因素在不同時期的灰色關(guān)聯(lián)系數(shù);最后，根據(jù)關(guān)聯(lián)度公式:，計算各個變量與國內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)聯(lián)度，分析結(jié)果顯示:

河北最終消費與經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)度很高為0.942，且各年的關(guān)聯(lián)系數(shù)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(jīng)濟增長的動力，是河北經(jīng)濟穩(wěn)定增長的重要基礎(chǔ)。

在最終消費構(gòu)成中，居民消費與經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)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(jīng)濟增長的主要因素。

居民消費構(gòu)成中，城鎮(zhèn)居民消費與經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)度(0.761)遠遠高于農(nóng)村居民消費(0.597)，這也表明雖然在總?cè)丝谥校r(nóng)村居民所占比重遠遠高于城鎮(zhèn)居民，但城鎮(zhèn)居民消費對經(jīng)濟增長的影響要大于農(nóng)村居民消費。分階段來看，居民消費的關(guān)聯(lián)度從九五時期的0.692一直上升到十一五時期的0.787;城鎮(zhèn)居民消費與經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)度從0.752上升一直上升到0.862，說明居民消費尤其是城鎮(zhèn)居民消費對經(jīng)濟增長的作用有上升的趨勢。

六、結(jié)論

上述定量分析方法得出了相同的結(jié)論:說明消費需求是河北經(jīng)濟穩(wěn)定增長的重要基礎(chǔ)。1995-2008年間河北經(jīng)濟增長主要是由最終消費和資本形成拉動，而投資對經(jīng)濟增長的拉動作用高于消費;在最終消費構(gòu)成中，政府消費和居民消費尤其是城鎮(zhèn)居民消費快速增長是促進河北經(jīng)濟增長的主要因素;農(nóng)村居民消費增速慢與地區(qū)生產(chǎn)總值的增速，導(dǎo)致農(nóng)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(jīng)濟增長動力開始出現(xiàn)轉(zhuǎn)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(xiàn)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(jīng)濟增長的貢獻以消費為基礎(chǔ)。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(chǎn)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(guī)模的擴大和消費結(jié)構(gòu)的升級才是經(jīng)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(jīng)濟的增長，但從中長期來看，投資本身不可能成為經(jīng)濟增長的持久動力，如果投資結(jié)構(gòu)不能適應(yīng)消費需求結(jié)構(gòu)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(chǔ)上投資，通過消費與投資的良性循環(huán)和持續(xù)增長的態(tài)勢來共同拉動經(jīng)濟增長，才能有效的擴大內(nèi)需，使整個經(jīng)濟運行進入良性循環(huán)軌道。因此，要加快河北經(jīng)濟的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，更大地釋放消費需求對經(jīng)濟增長的拉動作用，首先要找出制約居民消費尤其是農(nóng)村居民消費的影響因素，逐一加以解決，為經(jīng)濟增長掃除障礙。

參考文獻

篇12

本文通過對河北1995-2008年的消費需求與經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)的定量研究,試圖剖析在當前經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的過程中,消費需求對于促進河北經(jīng)濟可持續(xù)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(xiàn)實的、可操作的對策和建議奠定基礎(chǔ)。

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(jīng)濟分析的范疇,是指一定時期內(nèi)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(nèi)生產(chǎn)總值中的最終消費。是常住單位為滿足物質(zhì)、文化和精神生活的需要,購買的貨物和服務(wù)的支出。根據(jù)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(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費。

2.經(jīng)濟增長衡量指標的選取。經(jīng)濟增長是由產(chǎn)出能力的增加帶來的總產(chǎn)出的持續(xù)增加,如果考慮到人口和價格因素,經(jīng)濟增長就是人均實際產(chǎn)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(nèi)生產(chǎn)總值的增長率來衡量一個國家(或地區(qū))的經(jīng)濟增長速度,從研究問題的一致性出發(fā),本課題所涉及的經(jīng)濟增長是指總產(chǎn)出的增長,并用國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長率來表示經(jīng)濟增長率。

三、消費需求在經(jīng)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(nèi)生產(chǎn)總值中的比重,作為一項重要的宏觀經(jīng)濟指標,它不僅能反映一國(或地區(qū))國內(nèi)生產(chǎn)總值的最終使用格局,還可以直觀地反映消費增長在經(jīng)濟增長中的作用。經(jīng)過分析我們發(fā)現(xiàn):

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(qū)生產(chǎn)總值的增長速度,按照當年價格計算,1996-2008年地區(qū)生產(chǎn)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(qū)生產(chǎn)總值的增速為18.1%,而最終消費增速為14.3%,比地區(qū)生產(chǎn)總值增長慢3.8個百分點。由于消費需求增長慢于地區(qū)生產(chǎn)總值的增長,導(dǎo)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(nóng)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(wěn)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(nóng)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(gòu)成中,城鎮(zhèn)居民消費率基本表現(xiàn)出平穩(wěn)的上升趨勢,2005年起已超過農(nóng)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(nóng)村居民消費率則呈現(xiàn)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(nóng)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(jīng)濟增長的貢獻率分析

為進一步量化消費需求對經(jīng)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(jīng)過分析發(fā)現(xiàn):

1.投資對經(jīng)濟增長的平均貢獻是第一位的,消費需求是拉動經(jīng)濟增長的第二動力。1996年以來,在河北經(jīng)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(qū)間貨物和服務(wù)凈流出對經(jīng)濟增長的貢獻率分別為40.3%、54%和5.7%,分別拉動經(jīng)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(jīng)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(jīng)濟增長以外,其余年份主要是投資需求在支撐著經(jīng)濟的增長。圖5顯示:1995年以來,河北的國內(nèi)生產(chǎn)總值呈現(xiàn)出高速持續(xù)的增長,而在國內(nèi)生產(chǎn)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(jīng)濟的拉動具有立竿見影的效果,短時間內(nèi)對經(jīng)濟增長的影響顯著,成為政府提高經(jīng)濟增長率的首選因素。

2.消費需求對經(jīng)濟增長的拉動作用更為持久和相對穩(wěn)定,是經(jīng)濟增長的穩(wěn)定器。圖4顯示:相對于投資需求,河北的消費需求對經(jīng)濟增長的拉動作用不足,但是與資本形成拉動經(jīng)濟增長(3-10.1)及貨物和服務(wù)的凈流出拉動經(jīng)濟增長(-1.5-4.96)相比,消費需求增長對經(jīng)濟的拉動(3.1-7.1)波動較小,是拉動經(jīng)濟增長最為穩(wěn)定的因素。由于消費需求具有剛性,決定了在地區(qū)生產(chǎn)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(jīng)濟增長影響慣性最大。在經(jīng)濟增長擴張期,消費需求增加不如投資明顯;同樣,在經(jīng)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(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展的重要保證。

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

從居民消費內(nèi)部構(gòu)成來看,農(nóng)村居民消費對經(jīng)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(zhèn)居民消費對經(jīng)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(nóng)村居民消費對經(jīng)濟拉動的平均水平(0.64個百分點),不僅遠遠低于城鎮(zhèn)居民消費對經(jīng)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(jīng)濟增長的拉動水平。

五、消費需求和經(jīng)濟增長的灰關(guān)聯(lián)分析

灰色關(guān)聯(lián)分析(GRA)是建立在灰色系統(tǒng)理論基礎(chǔ)上的一種分析方法,對于小樣本,該方法要優(yōu)于經(jīng)典的數(shù)學分析方法。其目的是尋求系統(tǒng)中各要素的主要關(guān)系,并確定要素間的相互影響程度和對系統(tǒng)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(nèi)生產(chǎn)總值作為參考序列,最終消費、政府消費、居民消費、農(nóng)村居民消費和城鎮(zhèn)居民消費構(gòu)成序列作為比較序列。用均值法對原始數(shù)據(jù)序列進行無量綱化處理即同一數(shù)列的所有數(shù)據(jù)均處以該數(shù)列的平均值,得到一個新的數(shù)列,這個新的數(shù)列就是各個時刻的數(shù)值相對于該數(shù)列平均值的倍數(shù)的數(shù)列;然后,根據(jù)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(guān)聯(lián)系數(shù)的公式,令計算出各個因素在不同時期的灰色關(guān)聯(lián)系數(shù);最后,根據(jù)關(guān)聯(lián)度公式:,計算各個變量與國內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)聯(lián)度,分析結(jié)果顯示:

河北最終消費與經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)度很高為0.942,且各年的關(guān)聯(lián)系數(shù)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(jīng)濟增長的動力,是河北經(jīng)濟穩(wěn)定增長的重要基礎(chǔ)。

在最終消費構(gòu)成中,居民消費與經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)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(jīng)濟增長的主要因素。

居民消費構(gòu)成中,城鎮(zhèn)居民消費與經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)度(0.761)遠遠高于農(nóng)村居民消費(0.597),這也表明雖然在總?cè)丝谥?農(nóng)村居民所占比重遠遠高于城鎮(zhèn)居民,但城鎮(zhèn)居民消費對經(jīng)濟增長的影響要大于農(nóng)村居民消費。分階段來看,居民消費的關(guān)聯(lián)度從九五時期的0.692一直上升到十一五時期的0.787;城鎮(zhèn)居民消費與經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)度從0.752上升一直上升到0.862,說明居民消費尤其是城鎮(zhèn)居民消費對經(jīng)濟增長的作用有上升的趨勢。

六、結(jié)論

上述定量分析方法得出了相同的結(jié)論:說明消費需求是河北經(jīng)濟穩(wěn)定增長的重要基礎(chǔ)。1995-2008年間河北經(jīng)濟增長主要是由最終消費和資本形成拉動,而投資對經(jīng)濟增長的拉動作用高于消費;在最終消費構(gòu)成中,政府消費和居民消費尤其是城鎮(zhèn)居民消費快速增長是促進河北經(jīng)濟增長的主要因素;農(nóng)村居民消費增速慢與地區(qū)生產(chǎn)總值的增速,導(dǎo)致農(nóng)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(jīng)濟增長動力開始出現(xiàn)轉(zhuǎn)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(xiàn)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(jīng)濟增長的貢獻以消費為基礎(chǔ)。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(chǎn)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(guī)模的擴大和消費結(jié)構(gòu)的升級才是經(jīng)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(jīng)濟的增長,但從中長期來看,投資本身不可能成為經(jīng)濟增長的持久動力,如果投資結(jié)構(gòu)不能適應(yīng)消費需求結(jié)構(gòu)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(chǔ)上投資,通過消費與投資的良性循環(huán)和持續(xù)增長的態(tài)勢來共同拉動經(jīng)濟增長,才能有效的擴大內(nèi)需,使整個經(jīng)濟運行進入良性循環(huán)軌道。因此,要加快河北經(jīng)濟的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展,更大地釋放消費需求對經(jīng)濟增長的拉動作用,首先要找出制約居民消費尤其是農(nóng)村居民消費的影響因素,逐一加以解決,為經(jīng)濟增長掃除障礙。

參考文獻:

篇13

一、引言

在現(xiàn)代經(jīng)濟生活中，金融活動已滲透到經(jīng)濟生活的方方面面，金融的核心地位與作用也日益突出。2010年5月6日，北京市委、市政府正式下發(fā)《關(guān)于促進首都金融業(yè)發(fā)展的意見》，明確提出將北京定位為國家金融決策中心、金融監(jiān)管中心、金融信息中心和金融配套服務(wù)中心。回顧北京的城市定位從“政治、經(jīng)濟、文化的中心”(1953年)，“建設(shè)全方位對外開放的現(xiàn)代化國際城市”（1992年），到“國家首都、國際城市、文化名城、宜居城市”(2005年），再至2008年首次明確了北京的發(fā)展目標為“打造具有國際影響力的金融中心城市”，此次是北京市第一次以文件形式明確提出要建設(shè)具有國際影響力的金融中心城市。姑且不論目前的定位是否準確與合理，至少它向人們清晰顯示了北京的金融發(fā)展在經(jīng)濟發(fā)展中的重要地位。那么，北京的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間是否必然存在某種相關(guān)關(guān)系？如果有，是促進型的還是阻礙型的?是單向進行還是互為因果?

二、變量選擇、數(shù)據(jù)說明與實證方法

（一）變量選擇與數(shù)據(jù)說明

根據(jù)數(shù)據(jù)的可收集性和經(jīng)濟政策的連續(xù)性, 論文選取了三組指標: 一是反映經(jīng)濟增長的指標, 二是反映金融發(fā)展狀況的指標, 三是控制變量指標。

1．經(jīng)濟增長指標。由于人均 GDP 數(shù)據(jù)比總 GDP 數(shù)據(jù)更能說明問題, 本文采用了實際人均GDP(RGDP)作為衡量經(jīng)濟增長的指標。實際人均GDP 是通過居民消費價格指數(shù)(以上年=100)加以調(diào)整得到的。

2．金融發(fā)展狀況指標。本文選取兩個指標來反映金融發(fā)展狀況: 一是金融相關(guān)比率指標(FIR), 即金融總資產(chǎn)占 GDP 的比重。限于數(shù)據(jù)的可獲得性, 金融總資產(chǎn)只包括中資金融機構(gòu)各項存款余額和貸款余額。由于中資金融機構(gòu)一直是金融業(yè)的主力軍協(xié)整檢驗，因此選取中資金融機構(gòu)存、貸款作為金融資產(chǎn)總額有代表意義，本文用LS(=存款與貸款之和/名義GDP)來表示。麥金農(nóng)也提出了一個衡量一國金融發(fā)展水平的指標，即廣義貨幣量(M2)與名義GDP之比。但北京市的M2的數(shù)值無法獲得，本文沒采用麥氏指標。二是反映金融結(jié)構(gòu)的指標( BANK) , 即中資金融機構(gòu)貸款余額在金融總資產(chǎn)中的比重, 可以衡量金融中介( 銀行系統(tǒng)) 在金融體系中的相對規(guī)模和作用。

3．控制變量指標。由于經(jīng)濟增長還受其他因素的影響，為了檢驗金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系是否獨立于其他變量，需要控制其他可能的影響因素。由于實際中的影響因素較多，本文只選取了占經(jīng)濟總量較大比重的實際人均社會固定資產(chǎn)投資存量( RINV)。其也經(jīng)由名義值除以全國居民消費價格指數(shù)(以上年=100)調(diào)整得到。本文對RGDP、LS、BANK 和 RINV 均取自然對數(shù)作為實證分析的變量，以克服數(shù)據(jù)系列的異方差性。

本文樣本區(qū)間為 1978～2009 年, 所有數(shù)據(jù)均來源于《北京統(tǒng)計年鑒(2010)》, 除以上說明外, 數(shù)據(jù)未作其他處理。采用Eviews5進行所有相關(guān)測試。

（二）實證分析方法

為了避免模型出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象, 本文將首先利用 ADF 單位根檢驗法檢驗變量的平穩(wěn)性, 對非平穩(wěn)性變量進行處理使之成為平穩(wěn)時間序列。如果各變量均是單整的, 我們將對其進行協(xié)整檢驗以確定金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的長期穩(wěn)定關(guān)系。其基本思想是： 如果兩個(或兩個以上)的時間序列變量是非平穩(wěn)的,但它們的某種線性組合卻表現(xiàn)出平穩(wěn)性, 則這些變量之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系,即協(xié)整關(guān)系。目前關(guān)于協(xié)整關(guān)系的檢驗與估計有許多具體的技術(shù)模型, 本文將采用基于向量自回歸模型VAR的Johansen協(xié)整檢驗法。使用VAR 模型的優(yōu)點在于它不需要對模型中各變量的內(nèi)生性和外生性事先做出假定，當變量非平穩(wěn)但具有協(xié)整關(guān)系時, 基于 VAR 模型作出的判斷也是可靠的。不過協(xié)整分析得出的經(jīng)驗方程只能表示變量之間存在相關(guān)關(guān)系或至少一個方向上的因果關(guān)系，要進一步檢驗金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系，可以采用Granger因果關(guān)系檢驗法。

三、實證檢驗結(jié)果與分析

（一）單位根檢驗

在具體應(yīng)用協(xié)整等理論進行分析時,必須首先分別檢驗被分析序列變量是否為 I(1)的, 即是否具有單位根(UnitRoot)中國知網(wǎng)論文數(shù)據(jù)庫。常用的增廣迪基－富勒(Augmented　Dicky-Fuller, ADF)檢驗?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

DYt = b1+ b2t+ d Yt -1 + ai SDYt –I + et（1）

式(1)中為白噪聲,為差分算子。原假設(shè)是δ=0,即 Yt有一個單位根, 即是非平穩(wěn)的。t為趨勢因素。本文采用麥金農(nóng)(Mackinnon)臨界值, Yt-i的最優(yōu)滯后期n由 AIC 準則確定。對變量LRGDP、LSL、LBANK、LINV 的單位根檢驗結(jié)果見表1。測試結(jié)果表明所有的變量在水平層面上都是非平穩(wěn)的，但是在一階差分層面上，各序列在1%的顯著水平下都拒絕了不平穩(wěn)的假設(shè)，我們可以接受五個變量都是I (1)的單位根過程。

表1 Augmengted Dickey-Fuller單位根檢驗結(jié)果

 

變量

檢驗形式(c, t, k)

ADF值

5% 臨界值

1% 臨界值

結(jié) 論

LRGDP

(c, 0, 0)

1.547165

-2.9750

-3.36965

非平穩(wěn)

LRGDP

(c, 0, 0)

-3.746157

-2.9750

-3.36965

平穩(wěn)**

LSL

(c, t, 5)

-2.867825

-3.6219

-4.4167

非平穩(wěn)

LSL

(c, t, 0)

-4.657249

-2.9750

-3.6959

平穩(wěn)**

LBANK

(c, t, 3)

-2.405107

-3.6027

-4.3738

非平穩(wěn)

LBANK

(c, t, 0)

-5.395691

-3.5867

-4.3382

平穩(wěn)**

LRINV

(c, t, 4)

-2.156234

-3.6118

-4.3942

非平穩(wěn)

LRINV

(c, 0, 0)

-4.791803