消費與經(jīng)濟的關系范文

導語：如何才能寫好一篇消費與經(jīng)濟的關系，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公文云整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

【關鍵詞】 消費水平 經(jīng)濟增長 經(jīng)濟波動 經(jīng)濟結構

消費是社會再生產的重要組成部分,離開消費,社會再生產便無法繼續(xù)進行,消費既是生產的起點,也是生產的終點。消費水平作為消費的重要內容之一,是指一國居民在一年內平均消費的商品和勞務的價值額,同時也可以用來指稱一國的消費總規(guī)模,即社會總消費。研究消費水平,對于確定社會生產中積累與消費的比率,確定社會經(jīng)濟發(fā)展的戰(zhàn)略具有重要意義。下面從以下幾個方面簡述消費水平與經(jīng)濟發(fā)展的關系。

一、消費水平與經(jīng)濟增長

消費水平的提高與經(jīng)濟增長,在客觀上有合理的比例,在數(shù)量上有很大的依存關系,這種依存關系表現(xiàn)為以下幾方面。

首先,消費水平的變動與國民收入增長的變動有著直接的依存關系,當國民收入的增長較快時,其他條件不變的情況下,消費水平也增長較快,而在某些時候,消費水平的增速會高于或低于國民收入的增速,但只要使積累與消費的比例穩(wěn)定合理,國民經(jīng)濟就可以持續(xù)、穩(wěn)定、協(xié)調地發(fā)展,當消費的增長超過國民收入的增長(高消費)時,消費與生產的正常比例就會遭到破壞。消費水平的提高則成為一種無源之水,無本之木;當消費需求不足,即“高積累,低消費”時,消費與生產的比例同樣會遭到破壞。這時候消費需求相應減少,消費品市場供過于求,消費對生產的促進作用弱化。由于生產與消費之間的不協(xié)調差距加大,引起商品或資本運動受阻,最終導致整個社會經(jīng)濟生產活動的被迫緊縮。

其次,消費率與經(jīng)濟增長率有一定的依存關系。消費是國民生產總值的主要部分,其變動必然會引起國民生產總值的變動。而最終消費與國民生產總值的比例函數(shù),就是消費率,會對經(jīng)濟增長率變動有明顯的影響。在合理的經(jīng)濟增長率區(qū)間,當消費旺盛,經(jīng)濟增長率就高,消費不足,經(jīng)濟增長率就會滑落。當然,消費率也不是越高越好。消費率長期過高,會擠掉投資,使經(jīng)濟增長不能持久,但消費率也不能長期過低,長期過低就會使高速擴張的生產能力與低消費水平不相適應,出現(xiàn)“過剩危機”,從而影響經(jīng)濟增長。

二、 消費水平與經(jīng)濟波動

改革開放以來,隨著經(jīng)濟的高速增長,人民的消費水平也同步的增長,同時,我們也不難看到,消費水平是階段性波動的。通過研究分析,我們可以發(fā)現(xiàn)有以下幾點因素:

1.個人收入增長的波動,居民消費直接受到可支配收入的制約。當居民的收入大幅增加,居民的消費水平就有所上升,居民的收入下降時,消費也就相對地受到限制。

2.居民消費傾向的變動。

居民消費傾向是指居民消費支出占居民收入的比例,是平均消費傾向及邊際消費傾向的統(tǒng)稱。平均消費傾向是指任一收入水平上消費在收入中的比率,邊際消費傾向就是增加的 1 單位收入中用于增加的消費部分的比率。

在經(jīng)濟的短期波動中,人們的消費變動不會和收入的變動成比例,具體而言,在經(jīng)濟趨向繁榮過程中,收入增加,消費也會增加,但增加的幅度會小于前者的幅度,即邊際消費傾向要比平均消費傾向小。在經(jīng)濟走向衰退過程中,收入下降,消費就會減少,但減少的幅度會小于收入下降的幅度,這也說明,邊際消費傾向要比平均消費傾向小。平均消費傾向隨著收入的增加而下降,因此邊際消費傾向小于平均消費傾向。

3.農業(yè)波動對消費的影響

我國農業(yè)在國民收入中所占的比重大,農業(yè)的波動必然引起整個國民經(jīng)濟的波動,從而引起消費的波動。首先,農業(yè)的增長必然導致消費的增長,其次,農業(yè)的減產或低增長導致消費的下降或低增長。

三、消費水平與經(jīng)濟結構

經(jīng)濟結構大體上是指國民經(jīng)濟各部門、地區(qū)、組織和社會再生產各方面的構成,以及它們的相互聯(lián)系、相互制約的關系。改革開放以來,隨著我國人民消費水平的不斷提高,我國的經(jīng)濟結構也產生了相應的變動。下面就從幾方面來闡述這一問題。

1.人均收入水平與經(jīng)濟結構變動及工業(yè)化程度

根據(jù)庫茲涅茨的研究可知,人均國民生產總值與結構變動率存在著一定的比例關系。人均國民生產總值在 50-130 美元時是產值結構變動率最高的第一時期,人均國民生產總值在 220-360 美元時是產值結構變動率很高的第二時期,人均國民生產總值在 360-860 美元時是產值結構變動率較高的時期。我國改革以來,按世界銀行圖表集法計算,人均國民生產總值水平大概在 300 美元左右。因此可知我國這一時期的產業(yè)結構處于高變動率階段。

產業(yè)結構的轉變過程,可將其劃分為三個階段:初級產品生產階段;工業(yè)化階段;發(fā)達經(jīng)濟階段。工業(yè)化階段是結構轉變幅度最大的時期,這一時期,需求結構及生產結構、外貿結構發(fā)生顯著的變化,我國在改革開始時工業(yè)化程度已經(jīng)相當高,但是人均收入水平卻是相當?shù)偷摹Ｄ壳?我國經(jīng)濟結構依然存在不合理的狀況,這一狀況嚴重制約了國民經(jīng)濟的持續(xù)、快速、健康的發(fā)展。從我國消費領域的整體來看,醞釀著一次新的消費升級--住行消費升級。其間消費投入大,積蓄時間長。這使得消費需求不足現(xiàn)象在一定時期內存在。

2.收入水平、消費水平引起結構變動的原因

收入的增長必然引起消費水平的增長,而消費水平的增長又會引起經(jīng)濟結構的變化。這一變化用恩格爾定律可以表述為居民食品消費占國民生產總值的份額隨著人均國民生產總值的增長而下降的一種趨勢。也可以表述為居民食品消費占居民總消費的份額隨人均國民生產總值、人均總消費的增長而下降的一種趨勢,消費水平的上升必然引起需求結構的升級,但需求結構如何引起整個經(jīng)濟的變動呢?根據(jù)經(jīng)濟學原理我們可知,需求結構的變動會引起資源向消費需求多的產業(yè)部門轉移,從而實現(xiàn)經(jīng)濟結構的變化。

3.結構的變化反過來又會帶來收入水平及消費水平的增長

經(jīng)濟的增長主要是靠生產要素投入的增長和經(jīng)濟結構變化所帶來的增長,結構合理,就可以提高全社會總要素的生產率,進而實現(xiàn)更高的經(jīng)濟增長率,這樣就必然能夠帶來消費水平的提高。

總之,經(jīng)濟增長、經(jīng)濟波動、經(jīng)濟結構都不同程度的影響消費水平的提高,而消費水平的提高一定能刺激經(jīng)濟發(fā)展。這就是研究二者關系的意義所在。

參考文獻:

[1] 《消費經(jīng)濟學原理》 尹世杰、蔡德容 經(jīng)濟科學出版社.

篇2

關鍵詞：公款消費；內需；經(jīng)濟增長

2015年剛剛過去，根據(jù)商務部最新披露的數(shù)據(jù)顯示，2015年我國社會消費品零售總額預計將達到30萬億元，穩(wěn)居世界第二；全年前三季度消費對經(jīng)濟增長的貢獻率近60%，消費已成為經(jīng)濟增長首要動力，在經(jīng)濟增長三駕馬車中處于領跑位置。

在2012年中央出臺“八項規(guī)定”后有一種論調認為，“八項規(guī)定”等反腐利劍客觀上影響了社會消費，尤其是餐飲等行業(yè)受波及嚴重。但實際上通過2015年1-11月中國銀聯(lián)的大數(shù)據(jù)：大眾餐飲銀聯(lián)網(wǎng)絡消費筆數(shù)占比為96.7%，較2014年提升0.7個百分點；餐飲業(yè)整體消費強度為434元/筆，較2014年下降5.4%，其中大眾餐飲消費強度為349元/筆，較2014年下降5.3%。說明目前居民大眾餐飲消費頻次顯著提升，消費強度（單筆消費金額）逐步回落。也就說目前消費的主體是大眾消費，公款消費等非正規(guī)消費形式正在逐漸淡出消費主體范疇內，我國消費市場正在快速健康的發(fā)展，經(jīng)濟增長更多得需要依賴內需的發(fā)展，畢竟當下外需低迷，全球經(jīng)濟發(fā)展遲緩。

但是現(xiàn)實是否與理論相符呢，下文將從理論上對公款消費與經(jīng)濟增長二者之間的關系進行分析。

一、公款消費的簡單定義

公款消費，顧名思義即用公款進行消費的行為。廣義的公款消費包括生產性公款消費和生活性公款消費，后者以“三公”消費表現(xiàn)最為突出。而本文的公款消費也主要指后者，也即狹義的公款消費。需要注意的是，公款消費需要區(qū)別對待，必要的公款消費是應該而且必須的，毫無疑問起積極作用；而本文討論的公款消費增長主要指不必要的公款消費，其作用是好是壞就值得商榷了。

二、公款消費真能擴大內需嗎？

首先，簡要分析下前文觀點的看似合理之處。根據(jù)需求理論，公款消費的增長，將增加預期收入/開支，從而增加需求，即所謂擴大內需，進而促進經(jīng)濟增長。

如圖所示，初始的需求曲線D與供給曲線S，于點A（Q，P）達到初始均衡。公款消費，預期收入/開支，需求，供給曲線S不變，需求曲線由D右移到D’，S與D’于點A’（Q’，P’）再次達到均衡。即需求由Q右移到Q’，即公款消費增長擴大了內需。反之則得：限制公款消費抑制了內需。

但是，上述分析只是靜態(tài)的分析，即其他條件不變下的分析，也就忽視了公款消費增長對其他因素的影響；而正是這影響導致了公款消費不一定有利于擴大內需，促進經(jīng)濟增長。

首先，公款消費的增長，尤其是不必要的公款消費的極度擴張，將直接減少政府用于社會保障的支出，減少眾多居民的可支配收入，減少了居民的消費。也就是說，公共消費的增長以居民消費的減少為代價，公共消費增長對擴大內需未起實質性作用。

其次，公款消費的增長，尤其是不必要的公款消費的極度擴張，致使政府支出用于消費的部分大大增加，而用于生產的部分則大大減少，造成社會財富的巨大浪費，整個社會付出的機會成本巨大。公款消費的增長以政府投資的減少為代價，若將內需簡單分為消費與生產兩部分，公款消費增長對擴大內需仍未起實質性作用，甚至得不償失。

所以，筆者的觀點是：公款消費的增長只是對居民消費的替代、對政府投資的替代，并未有實質性的擴大內需。而當前限制公款消費造成的內需萎縮、經(jīng)濟減速只是短期內因被替代的居民消費、政府投資尚未補充回來，而在長期內則不會存在。

三、公款消費對經(jīng)濟方面的其他不利影響

公款消費不一定能擴大內需，也就不一定能促進經(jīng)濟增長。而且，公款消費的增長，尤其是不必要的公款消費的極度擴張，將對經(jīng)濟產生極為不利的影響。

首先，公款消費不利于市場機制發(fā)揮作用。由于公款消費使用的是公家的錢，“不用白不用，用了還想用”，公款消費的主體對價格的漲跌并不感興趣，需求的價格彈性很難發(fā)揮作用，經(jīng)濟對價格的敏感性較差，價格競爭機制不是很靈，限制了市場機制作用的更大發(fā)揮。

其次，公款消費增長易引發(fā)通貨膨脹。公款消費的增長，尤其是不必要的公款消費的極度擴張，易引發(fā)財政赤字的形成與擴大；如果以中央銀行增發(fā)貨幣的方式來彌補財政赤字，易造成貨幣超發(fā)，引發(fā)不必要的通貨膨脹，不利于經(jīng)濟增長。

第三，公款消費增長易造成經(jīng)濟結構的不合理。公款消費中，尤其是不必要的公款消費，普遍存在著高檔消費、奢侈品消費等現(xiàn)象，不僅對社會民眾起了不好的示范作用，助長了社會奢侈之風，更嚴重誤導了市場與投資，致使其偏向于奢侈品等行業(yè)，而真正具有創(chuàng)造力與成長空間的行業(yè)反而得不到投資，造成了經(jīng)濟結構的不合理，不利于經(jīng)濟的長遠發(fā)展。

簡言之，公款消費及其增長對經(jīng)濟方面有很大的不利影響，因此需要得到限制。反言之，限制公款消費可以在一定程度上抑制通貨膨脹，調整經(jīng)濟結構，解放市場機制的作用，有利于經(jīng)濟增長，并將在長期促進經(jīng)濟增長。

四、公款消費對其他方面的不利影響

除經(jīng)濟以外，公款消費還對社會的其他方面起著種種不利的影響。

首先，公款消費易造成。政府官員借公款消費之便利，行之事實大有人在，通常以高檔餐飲、星級酒店、臺掛歷等形式，巧立名目、投機取巧，、行賄受賄、牟取私利大行其道，損害了社會公眾的利益，政府形象受損，政府公信力大為下降，同時也不利于社會的穩(wěn)定。

其次，公款消費易引發(fā)不良社會風氣。正如上文所言，公款消費中，尤其是不必要的公款消費，普遍存在著高檔消費、奢侈品消費等現(xiàn)象，對社會民眾起了不好的示范作用，致使社會民眾熱衷于追求奢靡奢侈，引發(fā)不良的社會風氣，更造成資源的巨大浪費。

公款消費對其他方面的種種不利影響，都將以各種形式直接或間接地影響到社會的經(jīng)濟增長，不進而不利于經(jīng)濟的增長。因此，有必要限制公款消費及其增長。即限制公款消費有利于經(jīng)濟增長。

五、總結

總之，筆者的觀點是公款消費是否真實擴大內需不得而知；但抑制公款消費則有利于經(jīng)濟增長及其長遠發(fā)展。

筆者認為，由利己性驅動并制約的、進而互利的市場應是自由的，由市場中的個體自由選擇、自主決策、自己承擔后果；而政府的職能則應限制在：提供一個自由、公平的環(huán)境，且由于市場缺陷的存在，要求政府以獨立經(jīng)濟個體的身份間接引導、協(xié)調、彌補市場個體的行為。（此即為我心目中的真正的“人民當家做主”）

抑制公款消費顯然有利于這樣的政府職能的實現(xiàn)。而當前我國強調市場的決定性作用，要求政府“放權”，而抑制公款消費、尤其是不必要的公款消費顯然符合當前經(jīng)濟現(xiàn)實發(fā)展的趨勢與要求。這樣一種自由市場的實現(xiàn)還有賴于政府在制度與法治兩方面的不斷完善與創(chuàng)新，抑制公款消費也應該放在制度與法治層面來綜合考慮。

篇3

關鍵詞：消費水平經(jīng)濟發(fā)展問題影響

從人的多種經(jīng)濟角色之間的關系來看，無論何時何地，從事何種經(jīng)濟活動，人一時一刻也不能停止消費，否則，就不能擔當生產者、勞動者、投資者等其它經(jīng)濟角色。消費者要持續(xù)進行消費，凡是有勞動能力的人，就必須進行勞動，通過不同職業(yè)的勞動來維持和擴大社會再生產，因而消費和生產是社會成員兩種最基本的經(jīng)濟活動，具有勞動能力的社會成員普遍具有消費者和勞動者的雙重經(jīng)濟主體身份。由此可見，經(jīng)濟發(fā)展以人為本所指的具體對象，可以進一步歸結為以消費者群體和勞動者群體的利益為本，實現(xiàn)廣大消費者效用最大化和廣大勞動者收入最大化是經(jīng)濟發(fā)展的基本目標。

一、消費水平與經(jīng)濟增長之間的依存關系

第一，消費水平的變動與國民收入增長的變動有著直接的依存關系，當國民收入的增長較快時，其它條件不變的情況下，消費水平也增長較快，而在某些時候，消費水平的增速會高于或低于國民收入的增速，但只要使積累與消費的比例穩(wěn)定合理，國民經(jīng)濟就可以持續(xù)、穩(wěn)定、協(xié)調地發(fā)展。

第二，消費率與經(jīng)濟增長率有一定的依存關系。消費是國民生產總值的主要部分，其變動必然會引起國民生產總值的變動。而最終消費與國民生產總值的比例函數(shù)，就是消費率，消費率對經(jīng)濟增長率變動有明顯的影響。

在2000年至2003年的三年里，我們經(jīng)濟的成長大致是8％，那么在這個中間消費貢獻在50％左右，投資的貢獻在四十多一點，外需的貢獻還是在六左右。那么這樣一種格局表明我們整個國家經(jīng)濟增長，內需是主要的，外需是輔助的。這是我們可以得到的一個結論，而在整個內需變化的過程中間出現(xiàn)了投資到消費，消費到投資這樣一種順序上的變化，但從平均角度來講消費依然還是內需的主體，投資還是僅次于消費的重要力量，但是這幾年在現(xiàn)實的增長中間，由于我們實行了積極的財政政策，以發(fā)行長期建設國債六千六百億來拉動經(jīng)濟的增長，因此在年度中間還有不同，也就是有此年份投資的作用更突出一些，有些年份消費的作用更突出一些，有些年份外需的作用更突出一些。因此我們回顧歷史從需求的角度來說：目前正處于一個消費比較平穩(wěn)，投資繼續(xù)增強，外需也是相對穩(wěn)定的階段。

目前國內消費需求基本平穩(wěn)、大體正常，居民購買力實現(xiàn)程度穩(wěn)中有升。但由于收入分布不均，使不同階層實現(xiàn)購買力程度不同，突出表現(xiàn)為收入高的群體實現(xiàn)程度低，收入低的階層實現(xiàn)程度高。這種狀況直接導致一方面低收入階層有旺盛消費需求但購買力不足，消費潛力難以得到釋放；另一方面擁有強盛購買力的高收入群體，其消費需求已基本實現(xiàn)，購買力大量以儲蓄和金融資產的形式沉淀下來。這一反差是形成目前內需不足的主要原因之一。擴大內需，啟動消費應根據(jù)不同消費群體的特點，制定相應的消費政策和稅收政策，調節(jié)收入分配關系，以達到預期的目標。

我國經(jīng)濟增長仍主要表現(xiàn)投資拉動型有關。由于投資與消費存在著一定的相互替代關系，因此在近年來過高投資的作用下，也使得我國社會消費率對拉動經(jīng)濟增長的作用出現(xiàn)了持續(xù)減弱。數(shù)據(jù)顯示，2000年以來，隨著我國投資增長率連年提升，同期消費增長率也出現(xiàn)了逐年走低的趨勢。特別是2004年在投資率由2000年的36.4%升至42.3%的情況下，消費率則由61.1%降到了53.6%。

二、消費水平與經(jīng)濟結構

合理消費水平，要與生產力發(fā)展相互促進。在健康的倫理、道德規(guī)范下，合理的消費水平主要體現(xiàn)在消費與生產之間的相互適應和相互促進上。在數(shù)量上，合理消費水平應與國民總收人及其增長速度和社會勞動生產率及其增長速度保持恰當?shù)谋壤辉诮Y構上，合理的消費水平應與消費品的供給結構相適應，有利于經(jīng)濟結構的合理化。

經(jīng)濟結構大體上是指國民經(jīng)濟各部門，各地區(qū)，各成分，各組織和社會再生產各方面的構成，以及它們的相互聯(lián)系，相互制約的關系。一國的經(jīng)濟增長從其內涵來看，主要有兩方面，經(jīng)濟總量的增長和經(jīng)濟結構的優(yōu)化，而一國的經(jīng)濟增長又是以一定的消費水平為前提的。當社會經(jīng)濟實現(xiàn)增長，經(jīng)濟總量及人均收入量也會相應增長，從而引起需求結構、生產結構以及外貿結構發(fā)生相應的變化。根據(jù)現(xiàn)代經(jīng)濟增長理論和發(fā)展經(jīng)濟學理論，高的經(jīng)濟增長率必然帶來高的結構變化率。也就是說，結構的變動是與經(jīng)濟發(fā)展過程相聯(lián)系，是以經(jīng)濟發(fā)展的水平和階段（即人均收入水平和工業(yè)化程度）為條件，是通過資源的再分配來實現(xiàn)的。

目前，我國經(jīng)濟結構依然存在不合理的狀況，這一狀況嚴重制約了國民經(jīng)濟的持續(xù)快速、健康的發(fā)展。但這種不合理狀況不是由于過去重工業(yè)的傾斜政策而造成的，而是因為當前消費需求結構的升級導致現(xiàn)行經(jīng)濟結構不再適應當今的經(jīng)濟發(fā)展。目前從我國消費領域的整體來看，醞釀著一次新的消費升級 - “住行消費升級”（在此之前，已有幾次消費結構升級）。其間消費投入大，積蓄時間長。這使得消費需求不足現(xiàn)象在一定時期內存在。

收入的增長必然引起消費水平的增長，而消費水平的增長又會引起經(jīng)濟結構的變化。經(jīng)濟的增長主要是靠生產要素投入的增長和經(jīng)濟結構變化所帶來的增長，結構合理，就可以提高全社會總要素的生產率，進而實現(xiàn)更高的經(jīng)濟增長率，這樣就必然能夠帶來消費水平的提高。

我國經(jīng)濟增長、投資增長和居民收入增長之間的關系來看，經(jīng)濟增長速度是比較居中的，投資的增長速度基本上是要高于這個經(jīng)濟的增長速度，而居民收入的增長速度總是有一些滯后于經(jīng)濟增長速度，特別是農村居民收入的增長，增長速度明顯地低于經(jīng)濟的增長速度，這種局面如果長期地持續(xù)下去，引起經(jīng)濟結構在某種程度上的不平衡，投資增長相當?shù)乜欤用袷杖氲脑鲩L相對低于經(jīng)濟的增長，這樣會出現(xiàn)居民收入相對增長較慢，消費需求相對增長較慢，在國民經(jīng)濟增長中，主要是靠投資增長來拉動，短期這種情況沒有什么大的問題，長期是這樣一種局面的話，會引起經(jīng)濟結構的失衡。

三、城鄉(xiāng)居民消費水平對經(jīng)濟發(fā)展的影響

在我國，由于消費水平的差異，我國經(jīng)濟發(fā)展的不平衡，在地區(qū)之間，城鄉(xiāng)之間表現(xiàn)得非常明顯，在經(jīng)濟發(fā)展過程中，由于城市發(fā)展較快，大部分農村發(fā)展比較慢，所以在一定時期內，城鄉(xiāng)之間的消費水平差異比較明顯。

(一)消費差距大于收入差距。

城鄉(xiāng)收入差距的最終反映是生活質量的差距，生活質量主要體現(xiàn)在消費。城鄉(xiāng)居民生活消費差距大于收入差距。2003年，城市居民人均生活消費支出11124元，農村居民為4655元，城鄉(xiāng)居民消費比例為2.39：1,大于收入差距25個百分點；城市居民消費傾向為80.1%，農民為71.6%，相差8.5個百分點；城市居民食品支出3523元，是農村居民的2.4倍。其中肉、蛋、奶、水產品支出城市居民為1064元，農民僅為390元，城市居民是農村居民的2.7倍；衣著支出城市居民為906元，農村居民為331元，城市居民是農村居民的為2.7倍；家庭設備、用品及服務支出城市居民為704元，農村居民為272元，城市居民是農村居民的2.6倍；交通通訊支出城市居民為1688元，農村居民為469元，城市居民是農村居民的3.6倍。

(二)城鄉(xiāng)居民家庭財產差距懸殊。

到2003年末，城市居民人均儲蓄存款余額約為41200元，農村居民約為10180元，城市居民是農村居民的4倍。據(jù)1000戶城市居民抽樣調查資料顯示，2003年，城市居民人均用于儲蓄、儲蓄性保險、購買有價證券的支出達3748元，相當于當年農民收入的58%。

篇4

【關鍵詞】 消費;經(jīng)濟增長;關系

一、江門的消費及與經(jīng)濟增長的關系

(一)江門市經(jīng)濟增長的現(xiàn)狀、特點和結構

國內生產總值的支出構成分為總消費、總投資和凈出口。總消費是其重要組成部分。改革開放以來,江門經(jīng)濟取得相當?shù)倪M步,人民生活水平獲得巨大提高。

以2002年為分界線。1978～2002年,社會消費品零售總額占GDP(即地區(qū)生產總值,下同)比重平均為29.2%。較低水平的消費率必然是較高的儲蓄率,儲蓄率得到大幅度提高,總投資規(guī)模迅速膨脹,經(jīng)濟取得迅猛發(fā)展。2002～2007年,社會消費品零售總額占GDP比重平均為38.4%,儲蓄率開始出現(xiàn)下降,總投資進入低水平規(guī)模,經(jīng)濟發(fā)展開始進入相對滯緩狀態(tài)。江門經(jīng)濟增長的機會成本高昂,經(jīng)濟發(fā)展質量不高。與全國平均水平和世界水平相比,江門消費水平低下。九十年代以來,根據(jù)國際貨幣基金組織和世界銀行統(tǒng)計,世界平均消費水平為78～79%,全國平均消費水平為58～60%,江門僅為21.3～33.6%。

(二)消費模型

消費,從實物形態(tài)看,表現(xiàn)為商品和勞務;從貨幣形態(tài)看,來源于可支配的實際收入。消費水平的高低主要決定于一國國民個人可支配收入的高低。個人可支配收入是指個人在一年中得到的可以自由支配的收入總和。個人可支配收入是GDP的一部分,受投資、稅賦和政府轉移支付等因素影響。在其他條件不變的情況下,個人可支配收入決定于GDP的大小和GDP轉移為個人收入的多少即收入分配政策。設個人可支配收入為Yd,GDP為Y,假定個人可支配收入在GDP中所占比重為b,我們稱b為GDP的個人分配系數(shù)。這樣就得到:

Yd=b* Y(2.1)

再假定個人消費C是個人可支配收入的函數(shù),由此得到:

C=a+c* Yd (2.2)

C=a+b* c* Y (2.3)

這樣,就建立了具有一般意義的消費模型,即式(2.3)。其中,a是自發(fā)性消費,為常量,表明一個基本的消費水平;c為邊際消費傾向,它是消費增量同個人可支配收入增量的比例,即

c=D C/D Yd=D C/(b* D Y)=1/b* D C/D Y(2.4)

從消費模型可以看出,在邊際消費傾向c一定條件下,消費水平取決于兩個因素:即GDP的個人分配系數(shù)b和GDP。

在GDP既定條件下,個人分配系數(shù)b決定了消費總量和消費水平。b是政策參數(shù),是收入分配政策的反映。研究表明,b波動區(qū)間的上限,也就是消費的最大限度,受預期投資影響。預期投資決定了預期的收入,b受到預期收入影響。消費不但取決于即期可支配收入,也受預期收入影響。

利用消費模型,我們來進一步分析江門經(jīng)濟中消費的特點及消費與收入的關系特征(見下表1)。

從居民的消費支出結構來看,近年來我市的消費結構逐步升級,人均消費占可支配收入比例不斷增大,從1978年的38.6%到2008年的68.7%。

1.消費增長點主要表現(xiàn)。一是汽車消費,居民私人擁有小汽車的比例有較快提高,2008年我市限額以上批發(fā)零售貿易企業(yè)汽車類零售額占全部零售額的1/5以上,同比增長17.5%,成為拉動消費增長的一個重要生力軍。二是文娛消費,2008年江門市限額以上批發(fā)零售貿易企業(yè)體育娛樂用品類商品零售額增長了6.6%,而文化辦公用品類商品零售額則增長了12.6%。三是以移動電話為主的通訊器材消費,出現(xiàn)了城市消費者以更新?lián)Q代為主,農村消費群體不斷擴大的趨勢,2008年我市限額以上批發(fā)零售貿易企業(yè)通訊器材類零售額同比增長了61.3%。四是旅游消費,2008年我市旅游總收入達到90.6億元,增長30.2%。

2.居民的消費行為化特征明顯,并趨于理性化。隨著市場經(jīng)濟的發(fā)展,消費品日益豐富,消費環(huán)境日新月異,特別是國內外知名的大型超市的介入和競爭,促進和推動了消費品市場的繁榮,為消費提供了廣闊的視野和選擇空間,以消費者為中心的市場業(yè)已形成,居民在消費領域的主動維權和自我保護意識也在不斷增強。居民對通過市場配置消費品的機制已經(jīng)普遍認同和開始適應,居民的消費心理日趨成熟和理性。可以預見,今后江門市以食品、衣著和家庭用品為主的溫飽型消費將進一步讓位于以住宅、交通通訊、教育文化、醫(yī)療保健、旅游消費為主的寬裕型小康消費。居民消費的熱點主要集中在住房、汽車、旅游、教育、娛樂、文化、交通、通訊等及與之相聯(lián)系的消費領域。

3.收入水平提高落后于經(jīng)濟增長水平。2000～2007年,職工在崗平均工資增長1.3倍,農村人均純收入增長54.6%,明顯落后于經(jīng)濟增長。低收入是現(xiàn)行的收入分配政策的主導思想。低收入必然帶來低消費,由此引發(fā)的需求不足成為經(jīng)濟增長緩慢的主要因素,無疑制約了經(jīng)濟發(fā)展后勁,給經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展帶來了嚴重的不利影響。

4.農村消費水平較低,城鄉(xiāng)消費水平差異較大。從社會消費品零售總額的構成來看,城市消費品零售額增速快于農村的情況也比較明顯。2004～2008年間,城市消費品零售額年均增長16.8%,農村消費品零售額年均增長13.8%,在2008年,兩者的增幅差距達到3.8個百分點,比2000年擴大了7個百分點。這表明,江門市在擴大農村居民的有效需求方面還需加大力度。

從上述的分析中,可以總結,盡管近年來江門市的消費水平隨著經(jīng)濟的發(fā)展和人們收入的增加有了一定的提高,江門市的消費總量仍處于較低的水平,收入水平提高落后于經(jīng)濟增長水平,最終消費的構成不甚合理,居民消費率偏低,城鄉(xiāng)消費水平差異較大,農村消費水平有待提高。消費需求不足已成為我市經(jīng)濟穩(wěn)定、持續(xù)、健康發(fā)展的制約因素。

二、消費需求對經(jīng)濟增長的影響

(一)消費貢獻率與投資貢獻率

經(jīng)濟增長是一個復雜的問題,受許多因素影響,在基礎設施薄弱,生產要素瓶頸作用顯著的情況下,投資對經(jīng)濟增長的拉動作用比較明顯,擴大投資成為主要的手段。隨著經(jīng)濟總量擴張、基礎設施完善,投資對經(jīng)濟增長的邊際效益逐漸降低,拉動作用逐漸減弱,消費拉動作用會明顯增強,并成為刺激經(jīng)濟增長的一個主要因素。貢獻率是我們研究消費和投資拉動作用所采用的一個指標。消費貢獻率是指消費對經(jīng)濟增長的貢獻,即在GDP增長中消費因素所占的比重。投資貢獻率是指投資對經(jīng)濟增長的貢獻,即在GDP增長中投資因素所占的比重。

(二)貢獻率分析

在江門經(jīng)濟增長中,消費貢獻率一直處于較低水平狀態(tài),投資貢獻率始終保持較高水平。重投資、輕消費,形成江門經(jīng)濟的特殊格局,成為經(jīng)濟結構中的突出矛盾。1998～2007年,消費貢獻率為41～57%,全國平均水平為56～63%,低6～15百分點;投資貢獻率為59～41%,全國平均水平為43～34%,高7～16個百分點。

從投資方面看,建市初期,面對比較薄弱的基礎設施和經(jīng)濟發(fā)展要素諸如電力、能源、交通、原材料等瓶頸制約,拿出大量資金搞建設,采取高投資政策,來完成經(jīng)濟基礎設施建設和經(jīng)濟實力擴張。投資拉動作用十分明顯,經(jīng)濟獲得迅速增長。隨著經(jīng)濟總量擴張,基礎設施和發(fā)展要素不斷完善,投資對經(jīng)濟增長影響開始減弱。投資對經(jīng)濟增長的邊際效益逐漸減弱,投資向最終消費的轉化越來越低,投資拉動作用明顯下降。在經(jīng)濟增長問題上,擴大投資規(guī)模只能是權宜之計,在宏觀投資政策上,要一手抓“規(guī)模控制”,一手還要抓“結構引導”。

從消費角度看,消費貢獻率低于57%,消費對經(jīng)濟增長拉動作用始終沒有真正發(fā)揮出來。在投資邊際效益下降情況下,消費對經(jīng)濟增長的作用得到加強。江門經(jīng)濟需求不足始終沒有得到解決,形成了即使在高投資政策下仍然沒有高產出,經(jīng)濟增長持續(xù)緩慢。與全國平均水平和世界平均水平相比,江門經(jīng)濟消費貢獻率相差10～20個百分點。這個差距就是我們刺激消費需求,開拓國內市場,擴大內需的政策空間。

三、江門經(jīng)濟中需求不足的因素分析

收入水平,預期收入是消費的主要來源,起著決定性作用,我們稱其為內部影響因素。消費習慣、產品質量、品種、價格以及服務,影響著消費選擇,可以稱其為外部影響因素。江門經(jīng)濟中需求不足,既有內部因素的原因,也有外部因素的原因。總消費包括居民消費和政府消費。政府消費主要受政策影響且較難定量,前面已略有分析,在此不再贅言。下面僅從居民消費方面說明需求不足的原因:

(一)收入水平偏低,直接制約居民消費需求的增長

近年來,江門市在調整產業(yè)和優(yōu)化產品結構、改造提升現(xiàn)有支柱產業(yè),不斷完善產業(yè)配套,大力發(fā)展新興主導產業(yè)和第三產業(yè)等方面做了大量的工作,取得了令人矚目的成效,社會經(jīng)濟發(fā)展上了一個新臺階。同外部特別是珠三角發(fā)達地區(qū)的對比來看,江門市的經(jīng)濟發(fā)展水平還是比較低的。2008年我市的GDP實現(xiàn)1280.59億元,在珠三角9個市中排第7位,增長10.8%,增幅排第7位。經(jīng)濟發(fā)展水平不高決定了居民收入水平不高,2008年我市城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農村居民人均純收入(深圳除外)在珠三角九市中分別排在第8位和第6位,且我市的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入低于全省的平均水平。

另一方面,江門市居民收入增長速度長期低于經(jīng)濟增長速度,2004～2008年,我市GDP的年均增長率為13.3%,地方財政一般預算收入也以年均21.4%的速度增長,同期城鎮(zhèn)居民可支配收入9.3%和農村居民人均純收入5.8%的增長率卻分別比GDP低4和7.5個百分點。收入增長長期落后于經(jīng)濟增長說明我市新增財富相當部分用于投資和積累,居民在國民收入再分配中所得較小。城鄉(xiāng)居民不能同步分享經(jīng)濟增長的好處,將影響其參與經(jīng)濟發(fā)展和改革的積極性,收入增長緩慢自然也會影響居民的消費欲望,使其消費心理趨于保守。

(二)城鄉(xiāng)收入差距大以及農村消費環(huán)境較差,使農村消費水平滯后于城市消費

(從表1可以看出)2000年和2008年,我市的農村居民人均純收入平均僅占城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的41.4%,增幅都低于城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增幅,城鄉(xiāng)收入差距大。收入水平的落后和收入增長的緩慢抑制了農村的有效需求,使農村消費水平長期落后于城鎮(zhèn)。消費環(huán)境差對農村居民消費也有重大影響。商業(yè)網(wǎng)點不健全,服務功能差;新興業(yè)態(tài)如大型超市、連鎖店等現(xiàn)代流通方式還沒有延伸進去;質次價高、偽劣假冒商品多。這些不利因素都間接抑制了農村居民的消費熱情,影響了農村居民消費結構的升級。

(三)社會保障體系建設滯后,抑制了現(xiàn)實購買力的釋放

在計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉變過程中,政府實行了一系列改革措施。隨著住房、醫(yī)療、教育等改革的全面推進,原來由政府或單位負擔大部份的教育、醫(yī)療等費用更多地由居民個人承擔,而對在過去房改中沒有享受到公房分配的居民來說,要購買住房這類高價值的消費品,就必須提前預留這方面的開支。居民預期將來要支付的費用大大增加,防范風險的意識隨之增強,即使收入有所增加,也會將更多的收入留作儲蓄,這必然影響即期消費需求的增長。

盡管現(xiàn)行的社會保障體系已形成了基本框架,還很不完善。基本養(yǎng)老保險、失業(yè)保險、城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險、城市居民最低生活保障都不同程度地存在著保障水平偏低、覆蓋范圍有限、資金短缺等方面的問題,居民防范意識顯著增強,消費傾向日趨減弱,城鄉(xiāng)居民部分手存現(xiàn)金沉淀的狀況沒有改變,抑制了現(xiàn)實購買力的釋放。

(四)消費信貸發(fā)展緩慢,制約了消費者一些大宗消費的實現(xiàn)

從江門市消費信貸的總量和結構看,商業(yè)銀行消費貸款余額只占各項貸款總額15%左右,從結構看,住宅與汽車消費貸款占92%,其他類型的消費信貸比例很小。這表明:目前江門市消費信貸對消費的促進作用有限,消費者只能把消費建立在自我積累的基礎上,拉長了消費的周期,使即期消費的擴大得不到實現(xiàn)。

四、擴大內需的政策措施

1.認真分析當前國內外經(jīng)濟形勢,貫徹落實中央擴大內需的各項政策措施,以投資帶消費,以消費促增長。消費需求是三大需求中拉動經(jīng)濟增長最積極、最有效、最不易產生負面影響的因素,也是結構調整和政策鼓勵的著眼點。當前要努力貫徹執(zhí)行國家鼓勵消費、拉動內需的各項政策措施,切實提高居民的消費信心,積極主動投入消費,使消費增長成為拉動經(jīng)濟增長的主要動力。繼續(xù)推進家電下鄉(xiāng)、以舊換新等一系列鼓勵消費政策措施的實施,將有效地提高中低收入群體的消費能力,提高中高收入階層的消費意愿,為國民經(jīng)濟的發(fā)展注入新的活力。

2.提高城鄉(xiāng)居民實際收入水平,增強居民消費信心。一是增加城鄉(xiāng)居民收入,特別是提高城鎮(zhèn)低收入群體生活補貼,并通過完善社會保障體系等政策措施,消除人們后顧之憂,提高居民購買力;二是減輕居民住房、醫(yī)療、教育支出負擔;三是規(guī)范收入分配秩序,理順收入分配關系,有效調節(jié)壟斷行業(yè)的過高收入。

3.優(yōu)化投資結構,加快產業(yè)發(fā)展,滿足消費需要。一是調整投資與消費的關系,努力實現(xiàn)投資合理增長與結構優(yōu)化,在提高投資效率和質量的基礎上適當降低投資率,逐步提高消費率。二是推動現(xiàn)代流通業(yè)的發(fā)展。促進連鎖經(jīng)營從傳統(tǒng)零售業(yè)、餐飲業(yè)向其他領域滲透,培育一批具有自主品牌、核心競爭力強的大型流通企業(yè)。在農村里要以“萬村千鄉(xiāng)”市場建設為契機,以連鎖、中小型綜合性商場等形式開拓農村市場,建立城鄉(xiāng)一體化的現(xiàn)代商品流通網(wǎng)絡。三是大力發(fā)展旅游業(yè),增加以本地為目的地的旅游消費。

4.積極培育消費熱點,推動居民消費結構升級。一是繼續(xù)發(fā)展住房、汽車消費,增強其對整個消費的帶動作用;二是提高居民服務型消費所占比重;三是依托消費升級,增強有效供給;四是積極發(fā)展消費信貸,緩和信貸約束。要建立健全個人信用制度,提高整個社會信用,消除金融機構發(fā)放消費信貸的后顧之憂;要減少不確定性預期,使消費者敢于接受消費信貸,解除后顧之憂,刺激消費信貸需求,使更多的中低收入家庭能充分利用消費信貸方式,盡早實現(xiàn)消費結構升級,優(yōu)化消費結構,進而形成新的消費熱點,促進經(jīng)濟增長。

5.加強市場監(jiān)管力度,提升居民消費信心。政府要加大市場執(zhí)法和監(jiān)管力度,規(guī)范市場行為,維護市場秩序,努力營造居民放心消費的良好環(huán)境。各有關職能部門要嚴把商品質量關,加大商品抽檢力度,嚴歷打擊假冒偽劣商品,特別是要加強食品、藥品安全整治工作,保障消費者合法權益和健康安全。政府部門要加強示范和引導,鼓勵各類流通企業(yè)擴大資源節(jié)約型和綠色環(huán)保型商品的銷售,鼓勵有利于節(jié)約資源和保護環(huán)境的消費行為,倡導健康、安全、綠色、環(huán)保、科學、節(jié)約的生態(tài)型消費方式。

篇5

關鍵詞：居民消費、經(jīng)濟增長、灰色關聯(lián)度、吉林省

傳統(tǒng)經(jīng)濟增長理論認為，決定經(jīng)濟增長速度與質量的三個主要因素為消費、投資、凈出口，它們亦被稱為拉動經(jīng)濟增長的“三架馬車”。隨著我國市場經(jīng)濟不斷地完善，國民經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展，吉林省消費需求也在逐年呈上升趨勢。因此，分析消費與經(jīng)濟增長的關系，對探索吉林省經(jīng)濟增長動力，對政府制定宏觀調控政策具有極為重要的意義。本文利用灰色關聯(lián)度模型理論對吉林省居民消費、投資、凈出口與經(jīng)濟增長的關聯(lián)程度進行了實證分析，進而明確消費、投資、出口對吉林省經(jīng)濟增長的影響作用。

一、灰色關聯(lián)度模型理論

灰色系統(tǒng)理論是20世紀80年代，由我國控制論專家鄧聚龍教授首先提出并創(chuàng)立的一門新興學科，它是基于數(shù)學理論的系統(tǒng)工程學科，是一種解決和處理復雜系統(tǒng)問題的理論。灰色系統(tǒng)理論的應用范疇主要包括灰色關聯(lián)分析、灰色預測、灰色決策、灰色預測控制等，其中以灰色關聯(lián)分析研究最為廣泛。

（一）根據(jù)評價目的確定評價指標體系（比較序列），收集評價數(shù)據(jù)并確定參考序列

1、設n個數(shù)據(jù)序列形成如下矩陣：

其中 m為指標的個數(shù)．

2、根據(jù)評價目的選擇參考數(shù)據(jù)列，記作：

(二) 對指標數(shù)據(jù)進行無量綱化，形成新的數(shù)據(jù)序列。

1、采用均值化法對指標數(shù)據(jù)進行無量綱化

2、形成新的數(shù)據(jù)序列

（三）逐個計算每個被評價對象指標序列（比較序列）與參考序列對應元素的絕對差值 ，即：

其中k=1，…，m i=1，…，n為被評價對象的個數(shù)

（四）確定差序列的極值

（五）計算關聯(lián)系數(shù)與灰色關聯(lián)度，并作出綜合評價

1、分別計算每個比較序列與參考序列對應元素的關聯(lián)系數(shù)．

式中ρ為分辨系數(shù)，在（0, 1）內取值，若ρ越小，關聯(lián)系數(shù)間差異越大，區(qū)分能力越強。通常ρ取0.5 。

2、計算灰色關聯(lián)度

各評價對象（比較序列）與參考序列的灰色關聯(lián)度為：

3、依據(jù)各評價對象的灰色關聯(lián)度，得出綜合評價結果。

二、吉林省居民消費支出、投資額、出口額與生產總值的灰色關聯(lián)分析

根據(jù)吉林省生產總值、居民消費支出、投資額、出口額的2000年至2010年的數(shù)據(jù)（表1）進行灰色關聯(lián)分析。

（資料來源：吉林省統(tǒng)計年鑒）

（一） 設吉林省生產總值為x0(t)序列，居民消費支出額、投資額及出口額分別為x1(t)、x2(t)和x3(t)，具體數(shù)據(jù)見表1。

（二）將表1數(shù)據(jù)進行無量綱化處理，形成新的數(shù)據(jù)序列見表2。

（三）求對應差序列即：

（四）計算關聯(lián)系數(shù)與灰色關聯(lián)度

1、計算關聯(lián)系數(shù)

設分辨系數(shù)ρ=0.5，分別計算吉林省居民消費支出額、投資額和出口額對吉林省生產總值的關聯(lián)系數(shù),關聯(lián)系數(shù)序列結果見表4。

2、計算灰色關聯(lián)度：

根據(jù) 分別計算出吉林省居民消費支出、投資額、出口額對吉林省生產總值的灰色關聯(lián)度分別為：

γ01=0.7977 γ02=0.6119 γ03=0.7365

三、灰色關聯(lián)度比較分析

通過對居民消費支出、投資額、出口額與吉林省生產總值的灰色關聯(lián)度分析，我們可以看出在2000年至2010年的十一年間，吉林省居民消費支出與生產總值的關聯(lián)度為0.7977，投資額與生產總值的關聯(lián)度為0.6119，出口額與生產總值的關聯(lián)度為0.7365。以上數(shù)據(jù)表明吉林省居民消費對吉林省的經(jīng)濟增長比投資和出口對經(jīng)濟增長的影響要大，這充分說明居民消費對吉林省經(jīng)濟增長的重要性。因此，進一步通過宏觀調控政策加快拉動居民消費是促進吉林省經(jīng)濟增長的必要條件。

參考文獻：

[1]尹世杰. 消費需求與經(jīng)濟增長[J]消費經(jīng)濟, 2004,(05) .

[2]湯宏波. 淺論消費需求與經(jīng)濟增長方式[J]北京商學院學報, 1999,(04)

[3]董碧松,張少杰. 收入分配與經(jīng)濟增長――基于消費需求視角的研究[J]生產力研究, 2009,(18) .

[4]王怡,武博,劉英. 灰色關聯(lián)視角下FDI與區(qū)域經(jīng)濟結構關聯(lián)性分析[J]統(tǒng)計與決策, 2009,(10) .

[5]張薇,程駿. 陜西省R&D投入與GDP的灰色關聯(lián)分析[J]西北大學學報(自然科學版), 2006,(04) .

篇6

【關鍵詞】經(jīng)濟增長；居民消費；單位根檢驗；協(xié)整檢驗

一、引言

在經(jīng)濟社會中，一個地區(qū)居民消費水平的高低對當?shù)氐慕?jīng)濟增長發(fā)揮著越來越重要的作用。消費水平是經(jīng)濟發(fā)展水平的體現(xiàn)，它經(jīng)常為人們所關注。對居民消費支出按照人們實際支出的去向分類可以分為吃、穿、住、用、文化娛樂等。近年來，隨著經(jīng)濟的發(fā)展和居民收入的提高，河北省居民的消費水平有了較大的提高，消費水平和消費結構發(fā)生了顯著變化。經(jīng)濟增長真實的反映了一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟運行狀況，體現(xiàn)了國家或地區(qū)的綜合實力和經(jīng)濟發(fā)展水平。所以，研究經(jīng)濟增長與居民消費的關系就顯得尤為重要。消費是社會再生產的最終原動力和最新的起點，生產的最終目的是為了消費，為了更好地提高人們的物質生活水平，而消費又會進一步促進社會再生產和生產規(guī)模的擴大。消費需求規(guī)模的擴大和結構的升級才是經(jīng)濟增長的根本動力。在各種消費中，居民消費又是影響消費增長的最主要的因素。按照宏觀經(jīng)濟理論，經(jīng)濟增長和居民消費在一定時期內應存在一種共同的變化趨勢與均衡關系。

二、計量經(jīng)濟分析

由于現(xiàn)實中的時間序列數(shù)據(jù)大多數(shù)都是非平穩(wěn)的，并且對非平穩(wěn)序列的直接回歸會造成“偽回歸”現(xiàn)象，即本來不存在有意義關系的變量，經(jīng)回歸得出有意義關系的錯誤結論。協(xié)整檢驗是由Engle和Granger提出來的。協(xié)整的基本思想認為，盡管兩個或者兩個以上的變量中每個都是非平穩(wěn)的，但它們的線性組合有可能相互抵消趨勢項的影響，使該組合成為一個平穩(wěn)的變量。協(xié)整理論為兩個或兩個以上非平穩(wěn)變量之間尋找均衡關系，以及用存在的協(xié)整關系的變量建立動態(tài)模型奠定了理論基礎。協(xié)整檢驗的常用方法有E-G（Engle-Granger）兩步檢驗法和約翰森（Johansen，1988）檢驗法，對于多變量之間的協(xié)整關系，可以使用基于向量自回歸模型的約翰森檢驗法。而Engle-Granger檢驗通常用于檢驗兩變量之間的協(xié)整關系。本文檢驗的是居民消費與河北省地區(qū)生產總值的協(xié)整關系所以采用Engle-Granger兩步檢驗法。在進行平穩(wěn)性檢驗時，將采用ADF單位根檢驗。

本文使用的數(shù)據(jù)均來源于《河北經(jīng)濟年鑒2011》。研究的數(shù)據(jù)樣本為河北省1978～2009的年度GDP和全省居民消費水平數(shù)據(jù)。用河北省的地區(qū)生產總值（億元）即GDP表示經(jīng)濟增長，全省居民的居民消費水平（元）用X表示。對河北省以全省居民消費指標表示的居民消費水平和以地區(qū)生產總值（GDP）指標表示的經(jīng)濟增長進行單位根檢驗，結果表明兩變量均為非平穩(wěn)變量；取對數(shù)之后再次進行檢驗，仍然非平穩(wěn)；對居民消費和地區(qū)生產總值的對數(shù)取差分后再進行檢驗，仍然非平穩(wěn)，再次差分后檢驗，發(fā)現(xiàn)兩變量均通過單位根檢驗，表明和是平穩(wěn)變量。檢驗結果如表1：

由表1可知，LnX和LnGDP，在二階差分的時候，中ADF值為-6.513798，小于a=1％時的臨界值-4.309824。LnGDP中，ADF值為-5.392922，也小于a=1％時的臨界值-4.323979，所以可以得出這兩個時間序列都必須通過二階差分后，才能達到顯著性水平99％以上的平穩(wěn)性。因此可以認為，兩個時間序列LnX和LnGDP是I(2)的單位根過程，即LnX和LnGDP需經(jīng)過二次差分后才能變?yōu)槠椒€(wěn)序列，這是進行協(xié)整檢驗的前提。由單位根檢驗可知，LnX和LnGDP時間序列都是二階平穩(wěn)的，協(xié)整檢驗可以分兩步進行。第一步，協(xié)整回歸，用普通最小二乘法（OLS）估計LnX和LnGDP之間的方程，并計算非均衡誤差。估計的方程為：

InGDP=1.262125lnX-1.418319；（84.27746）（-13.30300）；R■=0.902264F=7102.69.69DW=0.271043，殘差的計算公式為：e■=InGDP-1.262125lnX+1.418319；第二步，檢驗的單整性，看看殘差是否是平穩(wěn)序列。通過單位根的檢驗發(fā)現(xiàn)：當滯后階數(shù)為1，不含常數(shù)項和截距項的模型最適合，ADF檢驗的結果如表2所示：

殘差序列的單位根檢驗可以看出ADF值為-2.1870229小于顯著性水平為5%的臨界值-1.952066，可以認為在的水平下，殘差序列是平穩(wěn)序列。也就是說存在和的平穩(wěn)線性組合，即居民消費與經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

三、結論

經(jīng)過分析，我們可以得出結論：河北省GDP和居民消費水平這兩個時間序列都是非平穩(wěn)的，并且都有各自的變化規(guī)律，短期內可能不一致；然而，從長期來看，二者之間有一種長期穩(wěn)定的均衡關系。從回歸方程中可知，居民消費確實對河北經(jīng)濟的增長有很大的推動作用。居民消費水平每增加一元，河北省GDP就能增加1.262125億元。經(jīng)濟增長的幅度會隨著居民消費水平的高低而有變化，但長期來看，居民消費水平和經(jīng)濟增長之間會達到一個均衡穩(wěn)定狀態(tài)。

四、對策建議

（1）提高居民收入水平。要注重提高居民的收入水平尤其是城鎮(zhèn)居民的收入水平，刺激消費品市場需求，增強即期購買力。另一方面，住房是居民能進行穩(wěn)定生活的基本保障，提高住房租金補助水平和住房公積金水平，增強居民消費信貸的還貸能力，這對居民生活水平的提高將起到重要作用。（2）完善社會保障制度，增強居民消費信心。政府應逐步完善包括住房、醫(yī)療、失業(yè)、養(yǎng)老等在內的社會保障體系，使居民能夠看得起病，住得起房，老有所依，老有所養(yǎng)。同時，還要增加改革的透明度，減少居民對未來預期的不穩(wěn)定性，解除人們的后顧之憂，從而增加居民對未來生活的樂觀心理預期，逐漸樹立消費信心，并使居民變遠期的儲蓄傾向為即期的消費熱情。只有完善了社會保障體系，才能使居民有現(xiàn)期消費的信心，整個經(jīng)濟的形勢才能活躍起來，從而進一步促進居民消費。（3）推動信用消費發(fā)展。加大信用消費的宣傳力度，改變“勤儉持家”、“量入為出”的傳統(tǒng)消費觀念，使人們逐步接受信用消費這一新的消費方式，大力發(fā)展住房信用消費、汽車信用消費和信用卡消費。同時，也要完善信用消費市場的發(fā)展，引導人們正確的利用信用消費，保證信用市場的正常健康發(fā)展。

參 考 文 獻

[1]孫靜水．計量經(jīng)濟學[M]．北京：清華大學出版社，2008

篇7

文/王涵麗

【摘要】人類社會的進步離不開能源的支持，經(jīng)濟增長與能源消費之間具有緊密的關系。能源是經(jīng)濟增長的動力，經(jīng)濟增長又促進能源的消費。本文通過典型相關分析，研究經(jīng)濟增長對能源消費的影響。結果表明，經(jīng)濟增長特別是反映人民生活水平的人均可支配收入的增加，會帶來能源消費量的直接增長，并據(jù)此提出相應建議。

關鍵詞 經(jīng)濟增長；能源消費；典型相關分析

【作者簡介】王涵麗，內蒙古財經(jīng)大學碩士研究生，研究方向：西方經(jīng)濟學。

一、引言

伴隨社會的進步，經(jīng)濟增長與能源消費的相互作用日益加深，二者相互促進，彼此制約。經(jīng)濟發(fā)展水平同能源消費之間的相互影響已然成為廣大學者的研究熱點。

第一，國家及人民對能源的需求受到經(jīng)濟快速增長的影響。長期以來，我國經(jīng)濟持續(xù)高速增長，工業(yè)得到較快發(fā)展，人民生活水平顯著提高，極大地推動了我國對能源的需求。第二，科技的發(fā)展豐富了人們利用能源的途徑。科技發(fā)展及人才培養(yǎng)，促進了人們對能源利用方法的改造，有助于提高能源利用效率。第三，能源的發(fā)展需要經(jīng)濟為其奠定物質基礎。眾所周知，相較于其他產業(yè)而言，能源產業(yè)所需要投入較大并且建設所需時間較久，這些建設所需資金全部來源于經(jīng)濟的快速發(fā)展。

社會、經(jīng)濟的進步促進了能源產業(yè)的發(fā)展，探討經(jīng)濟增長和能源消費的相互關系，有助于提高我國能源利用效率，為我國經(jīng)濟、能源的協(xié)調發(fā)展提供政策參考。

二、我國經(jīng)濟增長與能源消費現(xiàn)狀

總的來說， 2004～2014年，我國國民生產總值逐年遞增，各產業(yè)生產總值均呈現(xiàn)增長趨勢。

2012年我國GDP總值為519470.1億元，比上年增長7.8%，其中第一二三產業(yè)GDP 增長率分別為4.5%、8.1%、8.1%。2013 年我國GDP 總值為568845.2億元，比上年增長7.7%，其中第一二三產業(yè)GDP增長率分別為4.0%、7.8%、8.3%。2014年我國GDP 為636462.7 億元，比上年增長7.4%，其中第一二三產業(yè)GDP 增長率分別為4.1%、7.3%、8.1%。第二三產業(yè)GDP增長強勁；相反，第一產業(yè)GDP增長緩慢，長期停留在較低平穩(wěn)水平。

我國能源消費總量同樣逐年遞增。2012年我國能源消費總量增長率達到3.9%；其中，煤炭、石油、天然氣、水電消費量增長率分別為2.5%、6.0%、10.2%、5.5%； 全國萬元GDP 能耗下降3.6%。2013年我國能源消費總量增長率3.7%；其中煤炭、石油、天然氣、水電消費量增長率分別為3.7%、3.4%、13.0%、7.5%；全國萬元GDP能耗下降3.7%。2014年，我國節(jié)能減排有了重大進展，對煤炭資源的消費首次出現(xiàn)下降,能源消費總量增長率僅為2.2%；其中，煤炭消費量下降2.9%，石油、天然氣、水電消費量增長率分別為5.9%、8.6%、3.8%；全國萬元GDP能耗下降4.8%。我國對能源的消費量從高到低依次為煤炭、石油、水電、天然氣。雖然2014 年我國對煤炭的消費減少，但我國的消費結構仍然是煤炭占據(jù)主導地位，并且其消費量顯著高于其他能源、增幅最大，我國對煤炭的消費占消費總量的比例歷年均達到66%以上。與之相比，我國對除煤炭外的一次能源（石油、水電和天然氣） 的消費量增幅很小，對各類能源的消費仍然集中于高碳排放的化石能源，特別是對煤炭和石油的依賴很大，而低碳能源水電和天然氣消費量及增幅均較小。

綜上所述，我國GDP和能源消費量都呈現(xiàn)出逐年增長趨勢，那么經(jīng)濟增長對能源消費量究竟有什么影響，下面用典型相關分析進一步闡述。

三、經(jīng)濟增長與能源消費的典型相關分析

（一） 變量選擇及數(shù)據(jù)來源

經(jīng)濟增長指在一個較長的時間范圍內，一個國家人均產出水平的持續(xù)增長，可以衡量一個國家或地區(qū)總體經(jīng)濟實力的增長速度。本文以經(jīng)濟增長作為第一組變量，通過以下四類共5個指標來體現(xiàn)。1.體現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平的指標：國內生產總值GDP，用X1表示。

2.體現(xiàn)產業(yè)結構的指標：第三產業(yè)總產值比GDP，用X2表示。

3.體現(xiàn)經(jīng)濟活躍程度的指標：固定資產投資，用X3表示。

4.體現(xiàn)生活水平的指標：人均可支配收入和全體居民消費水平，用X4和X5表示。

能源消費量反映一個地區(qū)在一定時期內消費的能源總量，用能源消費總量指標來反映，用Y表示，作為第二組變量。

本文選用1980～2014年年度數(shù)據(jù)，全部數(shù)據(jù)由國泰安數(shù)據(jù)庫及2014年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報獲得。為消除量綱影響，采用標準化方法處理數(shù)據(jù)。

（二） 樣本相關系數(shù)分析

從表1可以看出，反映經(jīng)濟增長的指標與組內的指標高度相關；第二組變量中只有一個變量。由表2可以看出經(jīng)濟增長與能源消費這兩組變量間確實存在相關關系。能源消費總量與人均可支配收入相關性最高，相關系數(shù)為0.9858；其次是全體居民消費水平、國內生產總值和固定資產投資；相關性最弱的是第三產業(yè)占國民生產總值比重，相關系數(shù)為0.8681，雖然該相關系數(shù)最低，但相關性已經(jīng)屬于較強的。可見，經(jīng)濟增長與能源消費之間有較強的相關性。這里需要做的就是提取綜合指標來代表這種相關性。

（三） 典型相關系數(shù)及顯著性檢驗

由于代表能源消費的第二組變量中只有一個指標，所以本文只需要提取一對典型變量A、B。典型變量（A、B） 的相關系數(shù)達到0.996，P值小于0.05，說明在0.05的檢驗水平上A與B的相關關系顯著，即可以用反映經(jīng)濟增長的第一組變量解釋反映能源消費的第二組變量（見表3）。

（四） 典型相關模型的構建

spss輸出的結果中包括經(jīng)濟增長和能源消費的非標準化典型系數(shù)和標準化典型系數(shù)。因為指標的種類繁多、復雜多樣，有的還是不同質，即便是同一指標，在不同的行業(yè)，也會因其行業(yè)標準、重要性的不同而缺乏可比性，所以對指標進行標準化處理，使不同企業(yè)、不同指標間進行直接比較成為可能。標準化系數(shù)就是無量綱化后的數(shù)據(jù)分析結果，非標準化系數(shù)就是數(shù)據(jù)未經(jīng)無量綱化得出的結果。基于以上原因，本文采用標準化典型系數(shù)進行分析。進而寫出A （來自第一組變量組的典型變量）、B（來自第二組變量組的典型變量） 的典型相關方程，原始指標對它的典型變量的貢獻大小由其系數(shù)大小來衡量。

經(jīng)濟增長的典型方程為： A=1.126X1 +0.156X2-0.229X3+2.320X4-2.277X5

可見，對A影響最大的是X4—人均可支配收入，然后影響度由大到小依次是：X5—全體居民消費水平、X1—國內生產總值、X3—固定資產投資和X2—第三產業(yè)占國內生產總值的比重。

能源消費的典型方程為：B=Y，Y完全影響B(tài)。

（五） 典型載荷分析

反映經(jīng)濟增長的第一組變量中，國內生產總值（X1）、第三產業(yè)總產值比GDP（X2）、固定資產投資（X3）、人均可支配收入（X4）、全體居民消費水平（X5） 與典型變量A 的相關系數(shù)分別為0.979、0.871、0.934、0.990、0.982，第一組中所有變量與典型變量A相關性均較高，且均與A正相關。其中，X4與A相關性最強，并且從前文的典型模型分析中可知X4在A中起主要作用。不難發(fā)現(xiàn)，X3與X5在A的典型相關模型中系數(shù)為負，但在此處，它們與A的相關系數(shù)卻為正，這樣的變量稱為校正變量。第二組變量中只有能源消費總量Y一個變量，即Y與典型變量B完全正相關，Y在B中起完全作用。典型變量A與B相關系數(shù)為0.996，相關性很強。這表明，人均可支配收入X4的增加會直接促使能源消費總量Y的增加。

（六） 典型冗余分析

如果想考察構建的典型相關模型的解釋能力，就需要進行典型冗余分析。表4反映了自身典型變量及配對典型變量分別解釋各組變量總變異的比例。

由表4可知，A解釋第一組變量總變異的比例為90.7%， B 解釋第一組變量總變異的比例為90%；A解釋第二組變量總變異的比例為99.3%，B解釋第二組變量總變異的比例為100%。第一二組變量分別被其自身及其配對典型變量解釋的百分比均較高，說明能源消費與經(jīng)濟增長可以很好地相互解釋。

四、結論

總體來看，每組指標都與其典型變量高度相關，并且都能被典型變量很好的解釋，這說明經(jīng)濟增長與能源消費確實會相互影響。具體來看，反映人民生活水平的人均可支配收入在A中起主要作用，它的增加會直接引起能源消費的增加；反映產業(yè)結構的X2變量對典型變量的貢獻最小，并且該變量與典型變量的相關性最弱，故該變量的增加對能源消費的影響較其余變量弱。這表明，人均收入提高，人們對能源的消費越來越多；第三產業(yè)的發(fā)展并不會消耗太多的能源，所以和能源消費的關系并不太大。

減少對能源的消費量，應該從以下幾點入手。

首先，隨著城鎮(zhèn)化發(fā)展、人均可支配收入的增加以及消費升級，城鎮(zhèn)生活用能大大提高，生活用能占能源消費總量百分比進一步增加，因此“節(jié)能減排”應體現(xiàn)在工業(yè)生產及生活中。為減少生活用能，應鼓勵居民更多的采用節(jié)能設備。人均收入的較快增長會滋生人們浪費能源的現(xiàn)象，社會應大力倡導勤儉節(jié)約的傳統(tǒng)美德。

其次，著力調整我國產業(yè)結構。國家應出臺相關政策促進第三產業(yè)的快速發(fā)展，逐步降低第二產業(yè)占國民生產總值的比重；通過學習國外先進技術及經(jīng)驗，引導企業(yè)創(chuàng)新，加快產業(yè)結構升級，利用科技和政策來降低對能源的消耗。

最后，新常態(tài)下，我國經(jīng)濟增長不再單單只重視量的增長，更多的要重視結構的優(yōu)化。因此，我國的政績考核制度也應進行改革，降低GDP在政績考核中的百分比，從強調經(jīng)濟增長速度逐步轉向經(jīng)濟增長質量。

參考文獻

[1]孟軍.內蒙古“金三角”地區(qū)經(jīng)濟增長與能源消費關系典型相關分析[J].內蒙古財經(jīng)學院學報,2009,(4):107－109.

[2]宋梅,程青莉,高志遠.河南省能源消費與經(jīng)濟增長關系關聯(lián)分析[J].中國礦業(yè),2012,(3):35－37.

[3]肖濤,張宗益,咼小明.經(jīng)濟區(qū)能源消耗與經(jīng)濟增長關系的實證研究[J].科研管理,2012,(4):139－146.

篇8

［關鍵詞］ 消費；投資；出口；經(jīng)濟增長；偏最小二乘法

［中圖分類號］ F222.3 ［文獻標識碼］ A ［文章編號］ 1008―1763(2011)06―0061―05

Abstract:This paper analyses the relations of consumption, investment, export and economic cycle using HodrickPrescott filter. The results show that the economic cycle of China is divided into three stages from 1978 to 2008. By the partial least squares method research contribution of investment, urban consumption, rural consumption and government consumption, exports and industrial structure to economic growth. The results show that output elasticity of investment, exports, rural consumption has rising trend; output elasticity of urban consumption and government consumption rise firstly then decline; effect of industrial structure to economic growth has declining trend. The shortage of rural resident consumption demand and irrational industrial structure restrict the China's economic development. It is urgent for us to expand rural resident consumption demand and adjust the industrial structure.

Key words: consumption; investment; export; economic growth；partial least squares

一 引 言

從世界各國經(jīng)濟發(fā)展和工業(yè)化進程看，投資率存在一個從低到高、再從高到低并趨于相對穩(wěn)定的演變過程，整個演變過程類似一條平緩的“馬鞍型”曲線（或稱為“倒U”型曲線）；消費率演變過程則呈現(xiàn)與投資率相反的“倒馬鞍型”曲線（也稱為“U”型線）。投資率和消費率這一演變進程是工業(yè)化過程中的消費結構和產業(yè)結構的逐步提升所引起的。我國投資率與消費率并沒有出現(xiàn)明顯的“倒U”型曲線和“U”型線，說明我國的消費結構和產業(yè)結構存在不合理的一面。我國資本形成率由1978年38.2％上升到2008年的43.5％，最終消費率由1978年的62.1％下降到2008年的48.6％，出口總值占國內生產總值的比重由1978年的4.6％上升到2008年的32.7％。我國這種“輕消費”和過度“依賴出口”的經(jīng)濟增長現(xiàn)象，不僅與消費在GDP中的比重不符，同時也危及我國經(jīng)濟的長期發(fā)展。因此，目前我們的當務之急是擴大國內消費需求，實現(xiàn)投資、消費、出口協(xié)同拉動經(jīng)濟增長。

（一）我國投資、消費、出口與經(jīng)濟增長關系的研究現(xiàn)狀

國內學者對我國投資、消費、出口與經(jīng)濟增長關系進行了大量的理論和實證研究。鄧彥（2006）利用SPSS統(tǒng)計軟件對我國1988－2003年的國民生產總值、社會固定資產投資、社會消費品零售總額、進出口凈額進行多元線性回歸分析，從而說明“三駕馬車”對我國經(jīng)濟增長的貢獻大小，得出消費才是我國經(jīng)濟增長的持久拉動力的主要結論［1］。許永兵（2006）通過數(shù)學模型驗證了三大需求與經(jīng)濟增長的關系，指出三大需求的變化與經(jīng)濟增長均呈正向密切相關關系，投資和消費都增加1%，則GDP分別增加0.265%和0.755%，消費對經(jīng)濟增長具有決定性的主導作用［2］。賀鏗（2006）根據(jù)經(jīng)濟增長理論和經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略思想，研究中國經(jīng)濟發(fā)展的歷史過程，在國際比較中探尋我國投資和消費的合理比例，為國家宏觀經(jīng)濟政策的制定提供理論依據(jù)［3］。國家統(tǒng)計局課題組（2007）對我國投資主導經(jīng)濟增長的深層原因及不良后果進行了深入剖析，并提出了經(jīng)濟增長方式從投資主導型向消費主導型轉變的現(xiàn)實途徑［4］。吳先滿、蔡笑、徐春銘（2007）通過消費對經(jīng)濟增長拉動作用的橫向和縱向比較，認為2001年以來我國消費需求不足、消費對經(jīng)濟增長拉動力趨于弱化的局面不斷加劇。在借鑒國外增強消費拉動力的成功經(jīng)驗，并結合中國經(jīng)濟實際情況的基礎上，提出了增強消費對經(jīng)濟增長拉動作用的政策建議［5］。徐振斌（2007）提出了增加農村居民消費拉動經(jīng)濟增長的總體設想［6］。姜濤、臧旭恒（2008）以居民最終消費和GDP之間的關系為研究對象，運用單位根檢驗、格蘭杰因果關系檢驗、協(xié)整理論和誤差修正模型等經(jīng)濟計量方法對我國1978-2006年最終消費和經(jīng)濟增長關系進行實證分析，結果表明我國居民最終消費和GDP兩個變量之間存在單向因果關系，居民消費是國內生產總值的格蘭杰原因，我國經(jīng)濟增長在很大程度上得益于居民消費水平的提高，并且居民最終消費與經(jīng)濟增長之間存在著比較穩(wěn)定的長期均衡關系［7］。王宇新、王立平（2008）利用極值邊界分析模型(EBA)對中國投資、消費、出口與經(jīng)濟增長之間的關系進行了實證分析，結果表明投資與經(jīng)濟增長之間存在顯著關系,而消費、出口與經(jīng)濟增長之間不存在顯著關系［8］。趙振全,袁銳（2009）運用可變參數(shù)模型分析消費增長率、投資增長率對經(jīng)濟增長的動態(tài)影響，探討了合理消費率與投資率，并結合實證分析結果對今后經(jīng)濟運行提出相應的政策建議［9］。

（二）研究述評

國內學者對我國投資、消費、出口與經(jīng)濟增長關系進行了大量理論和實證研究，在理論研究方面主要集中在兩個方面，一是投資、消費、出口之間的比例關系；二是消費促進經(jīng)濟增長的作用機制（主要是理論分析，實證分析的文獻不多）。在實證研究方面主要利用格蘭杰因果關系檢驗、協(xié)整理論和誤差修正模型研究了投資、消費、出口與經(jīng)濟增長的關系，利用可變參數(shù)模型、聯(lián)立方程模型、投入產出模型、極值邊界分析模型測度投資、消費、出口對經(jīng)濟增長的貢獻。國內外學者的研究為我們的研究提供了大量的文獻，奠定了很好的基礎。但有關投資、消費、出口與經(jīng)濟增長關系的研究在某些方面有待進一步深入。主要表現(xiàn)在以下幾個方面：1.在研究消費與經(jīng)濟增長關系時，要么研究居民消費與經(jīng)濟增長的關系，要么研究政府消費與經(jīng)濟增長的關系，將居民消費和政府消費作為一個整體來研究消費與經(jīng)濟增長關系的文獻不多；2.在研究居民消費與經(jīng)濟增長關系時，將居民消費分為城鎮(zhèn)居民消費和農村居民消費的文獻也不是很多。3.在研究投資、消費、出口與經(jīng)濟增長的關系時，大多以時間序列為研究對象，從時間序列中進行分解出周期變動來研究投資、消費、出口的周期變動與經(jīng)濟增長周期變動之間關系的文獻也不是很多；4.在實證研究方面，采用不同的計量方法得到了不同的結論，所以在計量分析中采用科學的方法尤其重要。目前大多數(shù)的計量模型采用傳統(tǒng)回歸分析，利用偏最小二乘法測度投資、消費、出口對經(jīng)濟增長的關系的文獻也不是很多。因此，本文主要利用H-P濾波法來研究投資、消費、出口的周期變動與經(jīng)濟增長周期變動之間關系，然后，將最終消費分解為城鎮(zhèn)居民消費、農村居民消費和政府消費，利用偏最小二乘法研究投資、城鎮(zhèn)居民消費、農村居民消費、政府消費、出口和產業(yè)結構對經(jīng)濟增長的貢獻。最后，根據(jù)實證分析的結果提出相關政策建議。

二 我國消費、投資、出口與經(jīng)濟增長

關系的描述統(tǒng)計分析

（一）投資、消費和出口的相關性分析

利用我國1978－2008年的資本形成率、最終消費率和出口占國內生產總值的比重三者之間的相關系數(shù)，其中最終消費率與資本形成率的相關系數(shù)為－0.86，最終消費率與出口占國內生產總值比重的相關系數(shù)為－0.94，說明最終消費率與資本形成率以及出口占國內生產總值比重之間存在顯著的負相關；資本形成率與出口占國內生產總值比重的相關系數(shù)為0.76，說明資本形成率與出口占國內生產總值比重之間存在較強的正相關。由此可以得出一個結論：我國在經(jīng)濟發(fā)展的初期主要通過擴大投資需求拉動經(jīng)濟增長，隨著經(jīng)濟的發(fā)展和投資需求的擴大，帶動了出口需求，形成投資和出口協(xié)同拉動經(jīng)濟增長，但抑制了國內的消費需求。為了保持經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展，擴大國內消費需求，實現(xiàn)消費、投資和出口協(xié)同拉動經(jīng)濟增長是我國經(jīng)濟發(fā)展的必由之路。

（二）投資、消費和出口之間的因果關系分析

利用格蘭杰因果關系檢驗法得到資本形成率、最終消費率和出口占GDP的比重之間的因果關系（見表1）。

根據(jù)表1的結果可知，在5％的顯著性水平下，最終消費率是引起資本形成率變化的Granger原因，在10％的顯著性水平下，資本形成率是引起最終消費率變化的Granger原因，也就是說，在10％的顯著性水平下，最終消費率與資本形成率互為因果關系。在5％的顯著性水平下，出口占GDP的比重與資本形成率互為因果關系，最終消費率與出口占GDP的比重互為因果關系。正因為投資、消費、出口之間互為因果關系，為了使國民經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展，我國經(jīng)濟增長方式盡可能快速地實現(xiàn)由投資和出口協(xié)同拉動經(jīng)濟增長向消費、投資和出口協(xié)同拉動經(jīng)濟增長轉變。同時我們可以得到結論：消費對經(jīng)濟增長的作用機制表現(xiàn)為通過對投資和出口產生影響來促進經(jīng)濟增長。

（三）三大需求對國內生產總值增長的貢獻率和拉動的分析

以1978~2008年我國三大需求對國內生產總值增長的貢獻率和拉動來分析我國投資、消費、出口與經(jīng)濟增長的關系。消費是生產的最終目的，也是推動經(jīng)濟增長的原動力，是拉動經(jīng)濟增長最穩(wěn)定、最有潛力的因素，實證分析也證明，1978~2006年期間，我國消費對經(jīng)濟增長的拉動作用相對于投資和出口較強。但是我國最終消費率還有很大的上升空間，也就是說消費需求的增長還有很大的潛力，其對經(jīng)濟增長的拉動作用也應該有很大的提升空間。當前，隨著國家擴大內需政策的逐步顯效，消費需求低迷的狀況有所好轉，但消費對經(jīng)濟增長拉動作用的巨大潛力還沒有完全釋放，對經(jīng)濟運行的調節(jié)能力還未得到充分發(fā)揮。因此，如何從最終需求入手，通過適度刺激消費，合理引導消費，促進消費需求回升，以增強經(jīng)濟發(fā)展的持久活力，改善嚴重失衡的供求結構，實現(xiàn)消費與生產的良性互動，己成為經(jīng)濟運行中需要研究的一個緊迫課題。

利用ADF檢驗法對1978~2008年我國三大需求對國內生產總值增長的貢獻率和拉動六個序列進行平穩(wěn)性檢驗，結果見表2。根據(jù)表2的結果可知我國三大需求對國內生產總值增長的貢獻率和拉動六個序列都是平穩(wěn)的隨機過程，這說明1978~2008間我國經(jīng)濟增長基本是平穩(wěn)的。在絕大多數(shù)年份，消費增長對GDP增長的貢獻大于投資增長的貢獻，并且這種貢獻結構具有一定的穩(wěn)定性，2001年后，這種貢獻結構的穩(wěn)定性被打破，出現(xiàn)了很大程度的反轉和波動。同時發(fā)現(xiàn)消費、投資、凈出口對經(jīng)濟增長的貢獻具有一定的周期性，并呈現(xiàn)出此消彼長的態(tài)勢，其中凈出口對經(jīng)濟增長的貢獻波動與投資和消費相比稍顯偏大，說明過分依賴出口拉動經(jīng)濟增長具有較大的風險，是不可持續(xù)的增長。以上分析發(fā)現(xiàn)消費、投資、凈出口對經(jīng)濟增長的貢獻具有一定的周期性，但規(guī)律性不是很明顯，因此，下面利用H-P濾波法分析投資、消費、出口和經(jīng)濟增長的周期性及其相互關系。

三 投資、消費、出口和經(jīng)濟增長的周期性

及其相互關系的分析

（一）數(shù)據(jù)的來源與處理

我們在分析投資、消費、出口和經(jīng)濟增長的周期性及其相互關系時，將資本形成總額代替投資變量，將最終消費分解為城鎮(zhèn)居民消費、農村居民消費和政府消費，以1978~2008年的支出法國內生產總值（Y）、投資（X1）、城鎮(zhèn)居民消費（X2）、農村居民消費（X3）、政府消費（X4）和出口（X5）為樣本，并利用GDP平減指數(shù)樣本數(shù)據(jù)進行處理以消除價格因素的影響。然后，利用H-P濾波法對消除價格因素影響后的變量X1、X2、X3、X4、X5、Y進行分解，分別得到變量的周期變動序列CX1、CX2、CX3、CX4、CX5、CY（見圖1）。

圖1 變量的周期變動序列

（二）投資、消費、出口和經(jīng)濟增長的周期性分析

根據(jù)圖1中變量CY的波動規(guī)律，在1978~2008年間我國經(jīng)濟增長大致分為3個周期，1978~1988年為第一個周期，1989~1996年為第二個周期，1997~2008年為第三個周期。變量CX1的波動規(guī)律基本上和CY的波動規(guī)律相同，兩者的相關系數(shù)為0.8，這說明我國經(jīng)濟周期的波動主要由投資波動引起的。變量CX5和CY的相關系數(shù)為0.58，但將變量CX5滯后一期得到CX5（－1），再計算CX5（－1）與CY的相關系數(shù)為0.88，說明我國出口波動對經(jīng)濟增長的波動產生了明顯的滯后效應。相對于投資和出口來說，消費波動對經(jīng)濟增長波動的影響較小，CX2、CX3、CX4和CY的相關系數(shù)分別為0.62、0.39、0.30，特別是農村居民消費和政府消費的波動對經(jīng)濟增長波動的影響更小。根據(jù)以上分析得到如下結論：經(jīng)濟增長過分依賴投資和出口拉動經(jīng)濟增長存在較大的風險，是不可持續(xù)的增長，只有投資、消費、出口協(xié)同拉動經(jīng)濟增長才能使經(jīng)濟增長趨于穩(wěn)定。因此，目前我們的當務之急是擴大國內消費需求拉動經(jīng)濟增長。

四 投資、消費、出口對經(jīng)濟增長貢獻

―基于偏最小二乘法的分析

（一）樣本的選擇與數(shù)據(jù)的處理

我們選擇1978－2008年的支出法國內生產總值（Y）、投資（X1）、城鎮(zhèn)居民消費（X2）、農村居民消費（X3）、政府消費（X4）、出口（X5）、產業(yè)結構指標（X6）為樣本，利用GDP平減指數(shù)對Y、X1、X2、X3、X4、X5消除價格因素的影響，并取自然對數(shù)分別得到序列LY、LX1、LX2、LX3、LX4、LX5。然后計算各變量之間的相關系數(shù)，結果見表3。

根據(jù)表3中的數(shù)據(jù)可知投資（LX1）、城鎮(zhèn)居民消費（LX2）、農村居民消費（LX3）、政府消費（LX4）、出口（LX5）、產業(yè)結構指標（X6）之間存在高度相關。如果以國內生產總值（LY）為因變量，投資（LX1）、城鎮(zhèn)居民消費（LX2）、農村居民消費（LX3）、政府消費（LX4）、出口（LX5）、產業(yè)結構指標（X6）為自變量建立回歸模型，必將使得模型出現(xiàn)嚴重的多重共線性，偏最小二乘法（PLS）可以有效地克服多重共線性。因此，我們利用偏最小二乘法測度投資、消費、出口對經(jīng)濟增長貢獻。

根據(jù)經(jīng)濟周期分析，在1978~2008年間我國經(jīng)濟增長大致分為3個周期，1978~1988年為第一個周期，1989~1996年為第二個周期，1997~2008年為第三個周期。因此在利用偏最小二乘法分析投資、消費、出口對經(jīng)濟增長貢獻時，將1978－2008年的支出法國內生產總值（Y）、投資（X1）、城鎮(zhèn)居民消費（X2）、農村居民消費（X3）、政府消費（X4）、出口（X5）、產業(yè)結構指標（X6）為樣本，分為三個子樣本，子樣本一為1978~1988年的數(shù)據(jù)；子樣本二為1989~1996年的數(shù)據(jù)；子樣本三為1997~2008年的數(shù)據(jù)。

（二）結果分析

1.偏最小二乘分析

本文利用軟件SIMCA－P實現(xiàn)偏最小二乘法,分別給出三個周期中國內生產總值的自然對數(shù)LY與6個變量投資的自然對數(shù)（LX1）、城鎮(zhèn)居民消費的自然對數(shù)（LX2）、農村居民消費的自然對數(shù)（LX3）、政府消費的自然對數(shù)（LX4）、出口的自然對數(shù)（LX5）、產業(yè)結構指標（X6）的標準化偏最小二乘回歸模型。

第一個周期（1978－1988年）的標準化偏最小二乘回歸模型（見式1）：

LY＾t=0.1714LX1t+0.1732LX2t+0.1722LX3t+0.1720LX4t+0.1724LX5t+0.158X6t（式1）

根據(jù)（式1）可以看出，城鎮(zhèn)居民消費的產出彈性最大為0.1732，投資的產出彈性為0.1714，排在最后一位，這正好與改革開放初期我國的消費率較高，而投資率較低這一事實相吻合；出口的產出彈性為0.1724，排在第二位。產業(yè)結構的回歸系數(shù)為0.158，第三產業(yè)的比重增加一個百分點，國內生產總值平均增加0.158個百分點。由此可知，在第一個周期中經(jīng)濟增長主要依賴消費來拉動。

第二個周期（1989－1996年）的標準化偏最小二乘回歸模型（見式2）：

LY＾t=0.208LX1t+0.211LX2t+0.192LX3t+0.206LX4t+0.198LX5t+0.053X6t（式2）

根據(jù)（式2）可知，在第二個周期投資、城鎮(zhèn)居民消費、農村居民消費、政府消費、出口的產出彈性都有所提高。城鎮(zhèn)居民消費的產出彈性最大為0.211，但第二個周期中投資的產出彈性由第一個周期的最后一位上升到第二位為0.208，出口的產出彈性由第一個周期的第二位下降到第四位，農村居民消費的產出彈性由第一個周期的第三位下降到最后一位。產業(yè)結構對經(jīng)濟增長的有所下降，三產業(yè)的比重增加一個百分點，國內生產總值平均只增加0.053個百分點。由此可知，在第二個周期中經(jīng)濟增長主要依賴消費和投資拉動。

第三個周期（1997－2008年）的標準化偏最小二乘回歸模型（見式3）：

LY＾t=0.249LX1t+0.190LX2t+0.204LX3t+0.173LX4t+0.247LX5t－0.065X6t（式3）

根據(jù)（式3）可知，在第三個周期中，投資、出口、農村居民消費的產出彈性與第二個周期相比有所提高，投資的產出彈性上升到第一位為0.249，出口的產出彈性上升到第二位為0.247，農村居民消費的產出彈性上升到第三位為0.204，城鎮(zhèn)居民消費和政府消費的產出彈性有所下降，政府消費的產出彈性下降到最后一位為0.173。產業(yè)結構對經(jīng)濟增長的影響由前兩個周期正的影響轉為負的影響。但從城鎮(zhèn)居民消費、農村居民消費和政府消費的整體效應來看，消費的整體效應超過了投資和出口。因此，擴大消費需求是我國經(jīng)濟增長的根本動力。 從以上三個周期的分析中發(fā)現(xiàn)，投資、出口、農村居民消費的產出彈性有上升的趨勢，城鎮(zhèn)居民消費和政府消費的產出彈性先上升后下降，產業(yè)結構對經(jīng)濟增長的影響呈現(xiàn)下降的趨勢。目前我國的投資和出口對經(jīng)濟增長的拉動已經(jīng)達到較高的水平，農村居民消費需求和產業(yè)結構對經(jīng)濟增長的貢獻還有很大的提升空間，農村居民消費需求不足和產業(yè)結構不合理已成為制約中國經(jīng)濟發(fā)展的主要瓶頸。由此可見，擴大農村居民的消費需求和調整產業(yè)結構已成當務之急。

五 實現(xiàn)投資、消費、出口協(xié)調拉動

經(jīng)濟增長的政策建議

（一）擴大農村居民消費需求

由于城鎮(zhèn)居民消費和政府消費的產出彈性先上升后下降，農村居民消費的產出彈性有上升的趨勢，因此，在穩(wěn)定城鎮(zhèn)居民消費和政府消費的同時，擴大農村居民消費是重中之重。

1.發(fā)展農村消費信貸。目前城鎮(zhèn)消費信貸業(yè)務發(fā)展速度遠遠高出農村消費貸款業(yè)務的發(fā)展速度，且農村消費貸款品種單一、結構失衡明顯。因此，可以加強以下幾個方面的工作：(1)加強對消費信貸業(yè)務的宣傳。以帶動農民增強消費信貸意識。(2)開發(fā)具有農村特點的消費信貸品種。農機具、家電、就學、醫(yī)療、住房是農村居民較大的支出項目，也是農村居民消費貸款的主要需求，金融機構可以發(fā)展與此相關的消費信貸業(yè)務。(3)改革消費信貸管理制度。發(fā)展消費信貸營銷網(wǎng)絡，最大限度地簡化貸款手續(xù)，方便農民貸款。

2.增加政府投入。首先確保扶持三農政策的穩(wěn)定性、連續(xù)性，減輕農民負擔；其次，加大農業(yè)和農村基礎設施投資，加強農村消費市場設施和商業(yè)網(wǎng)點建設，拓寬消費品進入農村的渠道，改善農村消費條件。

3.完善農村社會保障體系。建立健全農村最低生活保障、養(yǎng)老、醫(yī)療等農村社保體系,妥善解決進城農民工社保問題；要把增加經(jīng)濟適用房、廉租房投資和供給政策落到實處；積極穩(wěn)步推進醫(yī)療衛(wèi)生體制改革,從根本上緩解居民看病貴、看病難的問題。

4.規(guī)范和整頓農村市場秩序。首先嚴厲打擊農村市場制假售假、價格欺詐行為；其次，鼓勵企業(yè)有針對地開發(fā)、生產適應農村各類需求的、物美價廉的產品。

（二）調整產業(yè)結構

由于產業(yè)結構對經(jīng)濟增長的影響呈現(xiàn)下降的趨勢，因此，產業(yè)結構的調整勢在必行。怎樣調整產業(yè)結構呢？首先理解消費結構與產業(yè)結構的相互聯(lián)系。產業(yè)結構建立在消費結構基礎之上，消費結構是影響產業(yè)結構產生、發(fā)展和變化的重要因素。隨著收入水平的提高，居民的消費結構必將逐步升級，從而帶動產業(yè)結構的調整和優(yōu)化。因此，調整產品結構和產業(yè)結構,改進消費品的供給，培育不同消費群體，滿足市場需求是當務之急。目前的市場出現(xiàn)消費不足，不僅有需求方面的原因，也有供給方面的原因，必須在供給和需求的結合上采取措施。因此,要發(fā)揮流通的先導作用，及時反饋市場需求信息，引導生產企業(yè)積極開發(fā)適銷對路的新產品。特別要注重開發(fā)適合不同消費群體的新產品，滿足消費的個性化需求。

（三）優(yōu)化出口商品結構

由于出口對經(jīng)濟增長的影響呈現(xiàn)上升的趨勢，因此，我們在提高我國出口規(guī)模時,必須提高出口層次和水平。首先，依靠科技進步提高出口商品的質量、檔次和加工深度,不斷擴大技術含量高、附加值高的工業(yè)制成品出口比重,通過技貿結合,提高外貿發(fā)展的科技含量,促使外貿出口向集約型、效益型轉變。其次，實施名牌戰(zhàn)略。外貿企業(yè)要強化品牌意識，培植骨干出口商品，提高主營商品在主營市場的占有率；要注重產品開發(fā)和設計，增強對國際市場的適應性等等。

（四）調整優(yōu)化投資結構

由于投資對經(jīng)濟增長的影響呈現(xiàn)上升的趨勢，因此，在增加我國投資規(guī)模時，還要考慮投資結構的優(yōu)化。首先，降低高能耗、高物耗、高污染、產能過剩行業(yè)的投資,支持有利于提高產業(yè)技術水平、有利于發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟、有利于加強薄弱環(huán)節(jié)的行業(yè)投資與建設，積極推進粗放型增長向集約型增長方式的轉變。其次，加強對新農村建設、文教衛(wèi)生、服務業(yè)等薄弱環(huán)節(jié)的引導力度，從而達到改善投資結構、提高投資效率的目的。

［參 考 文 獻］

［1］ 鄧彥.投資、消費、進出口貿易對經(jīng)濟增長貢獻的實證分析［J］.北京工商大學學報（社會科學版）,2006(2):11-15.

［2］ 許永兵.消費需求影響經(jīng)濟增長的實證研究［J］.經(jīng)濟與管理,2006(5):5-8.

［3］ 賀鏗.中國投資、消費比例與經(jīng)濟發(fā)展政策［J］.數(shù)量經(jīng)濟與技術經(jīng)濟研究,2006(5):3-10.

［4］ 國家統(tǒng)計局課題組.如何實現(xiàn)經(jīng)濟增長向消費拉動為主的轉變［J］.統(tǒng)計研究,2007(7):3-12.

［5］ 吳先滿,蔡笑,徐春銘.中外消費對經(jīng)濟增長拉動作用的比較研究［J］.世界經(jīng)濟與政治論壇,2007(3):119-122.

［6］ 徐振斌.增加農村居民消費拉動經(jīng)濟增長［J］.宏觀經(jīng)濟管理,2007(4):48-51.

［7］ 姜濤,臧旭恒.中國居民最終消費與經(jīng)濟增長關系的協(xié)整分析［J］.管理現(xiàn)代化,2008(5):49-51.

［8］ 王宇新,王立平.中國投資、消費、出口與經(jīng)濟增長關系的EBA模型分析［J］.統(tǒng)計與信息論壇,2008(1):38-41.

［9］ 趙振全,袁銳.消費與投資變動對我國經(jīng)濟增長的動態(tài)影響［J］.吉林大學社會科學學報,2009(6):48-54.

［收稿日期］ 2011-02-16

篇9

［關鍵詞］經(jīng)濟景氣指數(shù);消費者信心指數(shù);格蘭杰因果檢驗;脈沖響應函數(shù);擴大內需

［中圖分類號］F12316［文獻標識碼］A［文章編號］1005-6432（2012）23-0076-04

1 引 言

金融危機爆發(fā)后,我國的經(jīng)濟受到了很大影響。首先影響了中國的宏觀經(jīng)濟,使我國宏觀經(jīng)濟景氣狀況下降。其次,嚴重影響了消費者的消費水平和消費信心,使很多老百姓縮減開支。因此,在金融危機背景下研究宏觀經(jīng)濟景氣狀況與消費者信心有著重大的意義,可以幫助政府找出策略,從消費者信心入手,刺激消費,正確引導我國經(jīng)濟逐步走向繁榮。

2 研究現(xiàn)狀

國內對宏觀經(jīng)濟景氣狀況與消費者信心的研究主要有三大方向。

第一,對宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)的構建。王金明,程建華和楊曉光用我國1997年1月—2006年5月的月度經(jīng)濟數(shù)據(jù),探討建設SW型先行景氣指數(shù)的可能性。結果發(fā)現(xiàn),利用一致指標計算的SW景氣指數(shù)較好地反映了實際經(jīng)濟運行狀況,基于預測的SW型先行景氣指數(shù)有較好的預警性質,而基于先行指標的SW型先行景氣指數(shù)存在著不穩(wěn)定、表現(xiàn)力差的特點。文斌以我國現(xiàn)行統(tǒng)計制度為基礎,結合北京實際情況,通過構造基準循環(huán)、“提取”先行指標、編制指數(shù)、返回檢驗等步驟,對北京先行經(jīng)濟指數(shù)的科學性和有效性進行了分析。陳磊和高鐵梅利用Stock-Waston型景氣指數(shù)以及各種短期預測模型,對當年的宏觀經(jīng)濟發(fā)展趨勢進行了分析和預測。吳桂珍利用多元統(tǒng)計分析方法,研制了監(jiān)測和預測我國經(jīng)濟周期波動的景氣指數(shù)。

第二,對消費者信心指數(shù)的構建及預測。陳敏,宋永發(fā)和邢燕婷通過實地調研,構建并計算了大連住宅市場潛在需求信心指數(shù),以量化消費者購房信心,預測房地產市場走勢。孫紅英對GM(1,N)模型進行了改進,加入了動量項G,以2006—2009年以來消費者月度信心指數(shù)為基礎,對2010年中國消費者信心指數(shù)進行了預測。

第三,宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)或消費者信心指數(shù)與其他經(jīng)濟變量關系的研究。張道德和俞林基于VAR模型,運用脈沖響應函數(shù)和方差分解研究了消費者物價指數(shù)(CPI)、采購經(jīng)理人指數(shù)(PMI)以及消費者信心指數(shù)(CCI)之間的相關性。魏瑾瑞,方匡南,謝邦昌和朱建平運用擴展線性支出系統(tǒng)模型、時間維度分析和橫截面結構分析的方法,研究了CPI與消費者信心指數(shù)(CCI)之間的互動關系。李雪梅通過對影響消費者信心指數(shù)的一些定量數(shù)據(jù)進行分析,研究了各項指標和消費者信心指數(shù)之間的關系。丁浩,張朋程和李偉娟基于1999年1月—2011年7月布倫特原油月平均價格和我國消費者信心指數(shù),運用VAR模型研究了國際石油價格和我國消費者信心指數(shù)之間的關系。趙磊利用2006—2009年4年的數(shù)據(jù),對消費者信心指數(shù)(CCI)和各經(jīng)濟變量進行了實證研究。結果發(fā)現(xiàn)CCI對CPI和失業(yè)率有顯著的預測作用,對CPI存在單向引導關系,但對其他經(jīng)濟變量預測和引導功能不明顯。王英照,趙金樓和劉家國運用格蘭杰因果關系檢驗的方法,對我國出口集裝箱運價指數(shù)與宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)之間的關系進行了實證研究。

3 中國宏觀經(jīng)濟景氣狀況與消費者信心關系的實證分析31 變量指標的選擇

對于我國宏觀經(jīng)濟景氣狀況的定量描述,本文選取國家宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)(1996年=100)為變量。宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)包括：預警指數(shù)、一致指數(shù)(1996年=100)、先行指數(shù) (1996年=100)和滯后指數(shù) (1996年=100)。其中,一致指數(shù)是反映當前經(jīng)濟的基本走勢,由工業(yè)生產、就業(yè)、社會需求(投資、消費、外貿)、社會收入(國家稅收、企業(yè)利潤、居民收入)等4個方面合成；先行指數(shù)是由一組領先于一致指數(shù)的先行指標合成,用于對經(jīng)濟未來的走勢進行預測；滯后指數(shù)是由落后于一致指數(shù)的滯后指標合成得到,它主要用于對經(jīng)濟循環(huán)的峰與谷的一種確認；預警指數(shù)是把經(jīng)濟運行的狀態(tài)分為5個級別,“紅燈”表示經(jīng)濟過熱,“黃燈”表示經(jīng)濟偏熱,“綠燈”表示經(jīng)濟運行正常,“淺藍燈”表示經(jīng)濟偏冷,“藍燈”表示經(jīng)濟過冷。

在對消費者信心的研究上,本文選取我國消費者信心指數(shù)進行定量評價。消費者信心指數(shù)是反映消費者信心強弱的指標,是綜合反映并量化消費者對當前經(jīng)濟形勢評價和對經(jīng)濟前景、收入水平、收入預期以及消費心理狀態(tài)的主觀感受,是預測經(jīng)濟走勢和消費趨向的一個先行指標。消費者信心指數(shù)由消費者滿意指數(shù)和消費者預期指數(shù)構成。消費者滿意指數(shù)和消費者預期指數(shù)分別由一些二級指標構成：對收入、生活質量、宏觀經(jīng)濟、消費支出、就業(yè)狀況、購買耐用消費品和儲蓄的滿意程度與未來一年的預期及未來兩年在購買住房及裝修、購買汽車和未來6個月股市變化的預期。

因為本文研究的是當前經(jīng)濟景氣狀況和消費者信心的關系,所以最終選取我國宏觀經(jīng)濟景氣一致指數(shù)(1996年=100)、消費者滿意指數(shù)、消費者預期指數(shù)和消費者信心指數(shù)為變量,分別用EPI、CSI、CEI和CCI來表示。

32 數(shù)據(jù)的獲取與處理

本文是基于金融危機背景下,對我國經(jīng)濟景氣狀況與消費者信心關系進行的研究。美國“次貸危機”從2006年春季開始逐步顯現(xiàn),2007年8月開始席卷美國、歐盟和日本等世界主要金融市場,2008年9月份全面爆發(fā)。因此,本文選取2008年9月—2011年12月為研究時間段,利用月度數(shù)據(jù)進行實證檢驗,共有40個樣本點。本文所需要的經(jīng)濟景氣指數(shù)和消費者信心指數(shù)、消費者預期指數(shù)、消費者滿意指數(shù)都來源于中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

因為宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)(1996年=100)、消費者滿意指數(shù)、消費者預期指數(shù)和消費者信心指數(shù)都容易受到季節(jié)波動因素的影響,因此首先要剔除這些數(shù)據(jù)的季節(jié)波動因素。本文用EVIEWS 60軟件,運用X-12-ARIMA法對數(shù)據(jù)進行處理,剔除數(shù)據(jù)的季節(jié)波動因素,使得數(shù)據(jù)能夠較為客觀地反映宏觀經(jīng)濟狀況和消費者信心,處理后的數(shù)據(jù)分別表示為EPI_SA、CSI_SA、CEI_SA和CCI_SA。

為了消除異方差性和熨平數(shù)據(jù)的波動性,本文還對經(jīng)過季節(jié)調整后的數(shù)據(jù)取自然對數(shù),分別用LNEPI _SA 、LNCSI _SA、LNCEI _SA、LNCCI _SA表示。

33 平穩(wěn)性檢驗

如果時間序列中存在單位根,就會出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。為了避免偽回歸的出現(xiàn),本文先對時間序列進行ADF單位根檢驗,檢驗結果如表1所示：

注：①DLNEPI_SA表示LNEPI_SA的一階差分,其余類同；

篇10

通過對居民收入增長率及收入消費比的數(shù)據(jù)分析，認為居民消費不存在成為經(jīng)濟增長引擎的可能性。利用居民最終消費率和GDP數(shù)據(jù)，實證分析了消費與經(jīng)濟增長之間的關系。通過協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)，居民最終消費率的提高與GDP增量之間不存在協(xié)整關系。基于Granger檢驗，發(fā)現(xiàn)二者之間的因果關系也不顯著。實證結果表明，提高居民消費率不能加速經(jīng)濟增長，即居民消費不能成為拉動經(jīng)濟增長的引擎。

〔關鍵詞〕

居民消費;經(jīng)濟增長;引擎;協(xié)整;Granger檢驗

一引言

居民消費與經(jīng)濟增長的關系，一直以來都是學者們關注的話題。在理論分析中，部分學者認為我國的經(jīng)濟增長應該由消費驅動。尹世杰認為，擴大消費需求、優(yōu)化消費結構就能從根本上“提高經(jīng)濟循環(huán)能力”，即提高消費促進經(jīng)濟增長，經(jīng)濟增長又促進消費的提高［1］。斯蒂格利茨認為，中國的高儲蓄率導致了投資比例過高，低消費、高投資使得經(jīng)濟過度依賴出口，而“出口模式的增長是不可持續(xù)的，因為市場會飽和”［2］。也有一些學者認為居民最終消費不能成為經(jīng)濟增長的引擎，陳波就居民消費拉動經(jīng)濟增長的有效性進行了分析，認為中國經(jīng)濟長期增長的動力仍舊是投資，居民消費需求無法成為我國經(jīng)濟增長的新引擎［3］。關于兩者之間關系的實證分析結果表明，居民最終消費與經(jīng)濟增長之間存在著長期穩(wěn)定的關系。徐永兵、文暉利用雙對數(shù)模型，對我國1978－1999年的GDP、消費和投資數(shù)據(jù)進行了回歸分析，得出消費平均每增長1%，GDP平均增長0．755%的結論［4］。徐鳳、金克琴分析了我國1978－2007年的GDP和居民消費支出數(shù)據(jù)，認為兩者之間存在協(xié)整關系，且兩者之間存在雙向的Granger因果關系［5］。劉春義分析了1978－2011年的GDP與居民消費數(shù)據(jù)，認為在10%的顯著性水平下消費是GDP變化的Granger原因［6］。徐曉麗、夏成孝對我國的GDP和居民消費數(shù)據(jù)進行了分析，認為兩者之間存在協(xié)整關系，且通過自回歸滯后分布模型估計了兩者之間的關系［7］。常彬斌利用我國1978－2011年的數(shù)據(jù)，對人均居民最終消費與人均GDP進行了實證分析，認為兩者之間存在協(xié)整關系，且通過Granger檢驗，得出人均消費支出的增加是促進國民經(jīng)濟可持續(xù)增長的內在動因的結論［8］。徐永兵、文暉的分析所利用的是按照當年價格計算的GDP、消費和投資數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)中包含價格因素，進行回歸時容易出現(xiàn)偽回歸，且樣本容量為23，存在樣本容量偏小的嫌疑。徐鳳、金克琴分析的也是市場價的數(shù)據(jù)，協(xié)整關系及雙向的Granger因果關系也會受到價格因素的影響。在劉春義的分析中，Granger檢驗的顯著性水平為10%，存在顯著性過高的嫌疑。常彬斌從人均角度分析了居民消費與GDP的關系，使消費與經(jīng)濟增長的關系包含了人口因素。在上述的實證分析中，除常彬斌之外的其他學者都是基于消費的絕對數(shù)據(jù)分析了消費與經(jīng)濟增長之間的關系，由于居民消費是GDP的組成部分，所以這兩個變量之間容易存在相同的變化趨勢，即居民最終消費的增加一定會拉動GDP的增長，導致出現(xiàn)偽回歸。

二、居民最終消費分析

我國經(jīng)濟增長長期以來依靠投資拉動，投資比例過高、消費不足一直以來都是學者們對我國經(jīng)濟發(fā)展的定位。我國投資率自2003年超過40%以來，始終居高不下，2011年更達到了歷史高位，為48.31%。而歐美發(fā)達國家的投資率都在20%以下，2013年英國的投資率為14．79%，美國為19.05%，以上數(shù)據(jù)能否說明我國投資率過高，從而出現(xiàn)投資驅動型經(jīng)濟增長的不可持續(xù)性呢?擴大居民消費是否能成為促進我國經(jīng)濟增長的新的驅動力?1．從居民收入增長率上看，消費不能成為經(jīng)濟增長的驅動力表1顯示，2000－2013年，除個別年份之外，不管是城鎮(zhèn)居民還是農村居民的收入增長速度，均低于經(jīng)濟增長速度。這意味著，居民分享經(jīng)濟增長的福利有限。理論上來說，隨著收入的增長，居民收入不斷提高，為更多的消費打下了基礎。但由于我國居民的收入增長速度長期低于經(jīng)濟增長速度，導致了居民家庭消費支出拉動經(jīng)濟增長的不可持續(xù)性。2．從消費收入比上看，消費不能成為經(jīng)濟增長的驅動力表2顯示，農村居民消費收入比1991年最高，為87．47%，1999年最低，為71．37%，1991－2014年，消費收入比都在70%以上;城鎮(zhèn)居民消費收入比在2013年最低，為66．86%，1991年最高，為85．49%，1991－2014年，消費收入比都在65%以上。表3顯示，1999－2012年，除了最高收入戶外，其他組的城鎮(zhèn)居民消費收入比都在65%以上。表4顯示，2002－2012年，除高收入戶之外，其他組的農村居民消費收入比也都在65%以上。表2－表4顯示，不管是農村居民還是城鎮(zhèn)居民，消費收入比都比較高，較高的消費收入比使得居民“無錢可花”。也就是說，依靠消費拉動經(jīng)濟增長是不可持續(xù)的。

三、居民最終消費率與GDP關系的實證分析

消費是發(fā)展的目標，居民消費能否成為發(fā)展的手段，對此可以進行定量和定性的分析。對于經(jīng)濟增長是由投資拉動還是由需求拉動的討論，大多數(shù)研究文獻是從資本形成率和最終消費率方面進行的分析。居民最終消費率用居民最終消費與GDP對比得到，居民最終消費率的提高，意味著消費在經(jīng)濟中的比重增大，如果隨著比重的增大，經(jīng)濟出現(xiàn)持續(xù)穩(wěn)定的增長，則經(jīng)濟可以從投資拉動型轉變?yōu)橄M拉動型;如果兩者之間不存在長期穩(wěn)定的關系，則居民消費不能作為經(jīng)濟增長的引擎。本文進行分析時，用居民最終消費率作為居民消費的指標，而經(jīng)濟增長用GDP表示。

1．數(shù)據(jù)的選取與處理本文選取1978－2013年的GDP數(shù)據(jù)(y)與居民最終消費率(x)數(shù)據(jù)進行分析，數(shù)據(jù)來源于2014年的《中國統(tǒng)計年鑒》。由于2014年《中國統(tǒng)計年鑒》中不變價GDP的基期有5個，為了去除價格因素的影響，將GDP折算為1978年的不變價格的數(shù)據(jù)。折算時，將價格換算為年份市場價的GDP除以該年份不變價的GDP，得到一個折算系數(shù)，然后以該年份為基期的不變價GDP折算成上一個不變價的GDP。根據(jù)現(xiàn)價和不變價的GDP，計算出GDP的縮減指數(shù)。利用縮減指數(shù)，將現(xiàn)價的居民最終消費數(shù)據(jù)進行縮減，換算為1978年不變價格的居民最終消費數(shù)據(jù)。用不變價的居民最終消費數(shù)據(jù)與不變價的GDP進行對比，得到不變價格的居民最終消費率。

2．平穩(wěn)性檢驗與協(xié)整分析(1)平穩(wěn)性檢驗對于不平穩(wěn)的序列，容易出現(xiàn)偽回歸。為了分析GDP和居民最終消費率之間的關系，需要檢驗兩個變量的平穩(wěn)性。本文運用ADF檢驗法確定各時間序列的單整性。得到不變價GDP(y)和不變價居民最終消費率(x)的時間序列數(shù)據(jù)后，繪制出折線圖(見圖1、圖2)。圖1和圖2顯示，兩個變量均存在趨勢，經(jīng)過ADF檢驗，兩序列均非平穩(wěn)。因此對GDP和居民最終消費率的差分序列進行檢驗，GDP的差分序列用Dy表示，最終消費率的差分序列用Dx表示，ADF檢驗結果見表5。根據(jù)AIC、SC準則，選擇最優(yōu)滯后期，在最優(yōu)滯后期下得到表5的分析結果，y的差分序列Dy在5%的顯著性水平上平穩(wěn)。(2)協(xié)整性分析GDP(y)的差分序列與居民最終消費率(x)的差分序列均平穩(wěn)，都是一階單整，即I(1)，兩變量間存在協(xié)整的可能性，但是二者之間是否存在協(xié)整關系，需要利用協(xié)整理論進行檢驗。本文利用E－G檢驗法檢驗兩變量之間是否存在協(xié)整關系。將序列y(GDP)對序列x(居民最終消費率)進行回歸，得到殘差序列e，對殘差序列e的平穩(wěn)性進行檢驗。根據(jù)AIC、SC準則，在最優(yōu)滯后期下，得到殘差序列的單位根檢驗結果(表7)。據(jù)表7所示，在5%的顯著性水平下，殘差序列e不平穩(wěn)，即GDP(y)與居民最終消費率(x)之間不存在協(xié)整關系。

3．Granger檢驗對GDP(y)與居民最終消費率(x)進行Granger檢驗，以確定變量之間的因果關系。由于GDP與居民最終消費率都是I(1)，所以檢驗它們的差分序列。根據(jù)AIC、SC準則，確定最優(yōu)滯后期為3，在最優(yōu)滯后期時，Granger檢驗結果見表8。在5%的顯著性水平下，Dx不是導致Dy變化的Granger原因，而Dy也不是導致Dx變化的Granger原因，即居民最終消費率的變化對于預測GDP的變化沒有幫助，而GDP的變化也不能預測居民最終消費率的變化。

四、結論

根據(jù)以上實證分析，得出以下結論。

1．提高最終消費率，對GDP的增長沒有顯著影響據(jù)實證分析結果，居民最終消費率的增量與GDP增量之間不存在協(xié)整關系，居民最終消費率的變化與GDP的增量之間不存在Granger因果關系。這說明，提高居民最終消費率不是GDP變化的原因，兩者之間也不存在長期的穩(wěn)定關系，也就是說，提高居民消費在經(jīng)濟中的比重，對經(jīng)濟增長的拉動沒有明顯效果。在經(jīng)濟增長理論中，也不存在消費驅動型經(jīng)濟增長的概念，可持續(xù)的經(jīng)濟增長只能通過增加生產要素和提高勞動生產率來實現(xiàn)。因此，實證分析結果與理論相符。

2．拉動消費不能成為經(jīng)濟增長的引擎拉動消費，提高消費在經(jīng)濟中的比重，短期內能夠提高GDP。但從長期來看，提高消費比例，無疑會降低投資在經(jīng)濟中的比重，從而使得經(jīng)濟增長失去源泉。因此，從長期來看，加大居民消費在經(jīng)濟中的比重不能成為經(jīng)濟增長的引擎。

參考文獻

［1］斯蒂格利茨．中國經(jīng)濟增長需要全新策略［J］．中國企業(yè)家，2007(6):38－39

［2］尹世杰．略論優(yōu)化消費結構與轉變經(jīng)濟發(fā)展方式［J］．消費經(jīng)濟，2011(2):3－9

［3］陳波．居民消費需求拉動中國經(jīng)濟增長的有效性分析［J］．社會科學，2014(7):53－64

［4］許永兵，文暉．我國居民消費與經(jīng)濟增長的實證分析［J］．中南工業(yè)大學學報(社會科學版)，2002(3):12－17

［5］徐鳳，金克勤．中國居民消費與經(jīng)濟增長關系的實證研究［J］．北京工商大學學報(社會科學版)，2009(3):109－113

［6］劉春義．中國居民消費與經(jīng)濟增長的協(xié)整關系檢驗［J］．首都經(jīng)濟貿易大學學報，2013(3):12－17

［7］徐曉麗，夏成孝．中國居民消費水平與經(jīng)濟增長關系的實證分析［J］．價格月報，2012(4):54－57