時間：2023-03-16 16:35:47
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個稅自1799年誕生于英國以來，逐漸發展為世界各個國家的主體稅種，也是國家財政收入的主要組成部分。1980年9月1日起，《中華人民共和國個人所得稅稅法》正式頒布，同時，個稅起征點定為800元。隨著中國人民生活水平和工資的提高，2005年國家將起征點提升至1600元，2007年起征點更是提升至2000元，2011年9月，我國個稅起征點再次提升至前所未有的3500元，個稅起征點在短短幾年間即實現了三級跳。從國家對個稅起征點的調整來看，主要遵循以下三個原則：一是以城鎮居民收支水平為基礎，兼顧地區性差異；二是起征點的確定與城鎮居民住房、教育等相結合，最大限度保證對居民的生活無重大影響，至少不是負影響；三是起征點的幾次提高也是為了促進居民的消費水平，中國居民不像美國居民等發達國家超前消費，與之相反，中國公民收入多用于儲蓄，隨著起征點的提高，將會拉動內需，刺激消費。
2個稅起征點提高與居民可支配收入的關系
個稅起征點的提高自然意味著居民可支配收入的增加，而收入或者說居民的可支配收入是消費的最重要因素，當居民的可支配收入提高時，其消費也會隨之增加。那么我們這里先定義一個機會收入，機會收入完全是因為個稅起征點調整后居民的可支配收入，并不包括因其他原因而引起的居民可支配收入的變化。機會收入是指個稅起征點調整后居民的應納稅額和起征點未調整時的應納稅額之間的差額。我國歷次的個稅起征點調整都是針對工資薪金收入扣除相關合理費用后的調整。同時在2011年個稅起征點的調整過程中將9級超額累進稅率變為7級超額累進稅率，這使得不同收入者納稅所對應的納稅級距也發生了變化。我們以級距點為例進行分析，原先的3500元在調整后不再征收個稅，即相應的機會收入為125元，這完全是由于個稅起征點調整后產生的居民機會收入。同理可得在8000元、9000元、10000元這三個級距點機會收入會達到峰值的480元，之后逐漸降低，到達38600元時，機會收入變為0，之后機會收入開始為負。居民的收入與機會收入之間大致呈“倒U形”關系，即低收入階層的機會收入也比較少，達到8000～10000元的中等收入階層，機會收入達到了峰值，之后在高收入階層中，逐漸變為0，并開始逐漸變為負數，這個時候，國家對于貧富差距的調整政策顯現出來，收入越多，所征收的稅也越多。同時，也有學者指出，居民的邊際消費傾向與收入水平也大致呈“倒U形”的關系，即中等階層的邊際消費傾向比較高，而處于兩邊的低收入和高收入階層邊際傾向比較低。這主要是由于高收入階層消費傾向趨于飽和，機會收入的增加和減少對于他們的影響不大，所以他們的邊際傾向變化幅度不大。與此相同，對于低收入家庭，雖然個稅起征點的調整使得他們的機會收入增加，但是這些還不足以使他們有較大的消費傾向，也只能產生有限的幅度變化。
3個稅起征點的調整影響上海市居民消費
3.1個稅免征額調整影響上海市居民消費水平(絕對數量上)
上海市居民2010年家庭人均消費支出如表1所示。從絕對數量上來看，2011年中高收入戶的消費支出出現了大幅度上升，增加了3614元，到2012年這種趨勢放緩，只比2010年增加2802元，顯然，個稅起征點的調整對于中高收入戶的影響較大，消費支出出現了跨越式上升，其他收入水平的居民消費也有不同程度的上升。這其中，高收入戶的增加量不是很大，只有653元，可見這次調整的影響對于高收入戶的影響很小，他們的消費情況基本趨于飽和，等到2012年時，他們適應了起征點變化的影響，消費支出又進一步增加。中低收入戶、中等收入戶和中高收入戶在2012年消費支出都有不同程度的回落，起征點調整由此的影響可見一斑。對于低收入戶來說，這幾年的消費支出一直呈現上升趨勢。
3.2個稅免征額調整影響上海市居民消費水平(相對數量上)
從相對數量上來看，低收入和高收入戶一直是增長的，而對于中等收入戶(包括中低收入戶、中等收入戶和中高收入戶)的影響卻是一樣的。在個稅起征點調整的當年，刺激性消費的支出比較大，而次年當居民適應了這種變化，慢慢地消費放緩，雖然相比于2010年的消費量是增加的，但較2011年來說環比增長跌破100%，即消費支出下降，如表4所示。
3.3個稅免征額調整影響上海市居民消費結構
消費結構是在一定的社會經濟條件下，人們(包括各種不同類型的消費者和社會集團)在消費過程中所消費的各種不同類型的消費資料(包括勞務)的比例關系，有實物和價值兩種表現形式。實物形式指人們在消費中，消費了一些什么樣的消費資料，以及它們各自的數量。價值形式指貨幣表示的人們在消費過程中消費的各種不同類型的消費資料的比例關系。上海市統計局根據居民的消費內容來劃分居民消費結構，同時對于居民的收入又進行了更細節性的劃分，分為三大類、五小類，分別是低收入、中低收入、中等收入、中高收入和高收入；消費支出分為八類，分別是食品支出、衣著支出、家庭設備用品和服務支出、醫療保健支出、交通和通信支出、教育文化娛樂服務支出、居住支出、其他商品和服務支出。眾所周知，食品支出占消費支出的比例即為恩格爾系數，低收入和中低收入的恩格爾系數較大，反之，高收入人群的恩格爾系數較小。隨著經濟的發展和人民生活水平的提高，食品的支出在人們的消費支出中所占比重正逐步縮小，而高收入居民的基礎物質消費基本已達到飽和，中低收入居民才是這部分收入的主力軍。個稅免征額的調整恰好使得居民的可支配收入增加，在消費方面也更具靈活性，實現了其他各消費支出的同步增長，改變了居民以食物支出為主的消費結構。
4結語
1．1城鎮居民消費結構因子分析
(1)提取因子以及因子解釋原有變量的情況，進行嘗試性分析．根據原有變量的相關系數矩陣，采用主成分分析法提取因子并選取特征值大于1的特征根．根據計算結果，第一個因子的特征根值為3．579，解釋原有8個變量總方差的44．732%(3．579÷8×100)，累計方差貢獻率為44．732%;第二個因子的特征根為2．461，解釋原有8個變量總方差30．760%(2．461÷8×100)，累計方差貢獻率為75．492%((3．579+2．461)÷8×100)．可以看到，兩個因子共解釋了原有變量總方差的75．492%．總體上，原有變量的信息丟失較少，因子分析效果較理想．(2)因子的命名解釋，在這里采用方差最大化對因子載荷矩陣實施正交旋轉以使因子具有命名解釋性．指定按第一因子載荷降序的順序輸出旋轉后的因子載荷以及旋轉后的因子載荷圖(表2所示)．從表2可以看出，醫療保健、衣著、教育娛樂文化、居住在第一個因子上有較高的載荷，第一個因子主要解釋了這幾個變量，根據城市居民的消費習慣可解釋為生活型消費(精神享樂商品);交通和通訊、家庭設備用品、雜項商品與服務、食品變量在第二個因子上有較高的載荷，第二個因子主要解釋了這幾個變量，可解釋為生存型消費(物質必須商品)．(3)計算因子得分，這里采用回歸法估計因子得分系數，并輸出因子得分系數．根據表3可以寫出因子得分函數．F1=0．013*食品+0．317*衣著+0．031*家庭設備用品+0．247*醫療保健+0．160*交通和通訊－0．286*教育娛樂文化－0．240*居住+0．044*雜項商品與服務F2=0．209*食品－0．024*衣著+0．286*家庭設備用品－0．211*醫療保健－0．303*交通和通訊－0．023*教育娛樂文化－0．061*居住+0．300*雜項商品與服務
1．2農村居民消費結構因子分析
(1)考察原有變量是否合適進行因子分析，由于在因子分析之前一定要考察變量之間是否存在一定的線性關系，這里也用KMO檢驗方法進行檢驗．表4中，巴特利特球度檢驗統計量的觀測值為149．603，相應的概率p接近0．如果顯著水平a為0．05，由于概率p小于顯著水平a，應拒絕零假設，認為相關系數矩陣與單位陣有顯著差異．同時KOM值為0．252，根據Kaiser給出KMO度量標準可知原有變量適合進行因子檢驗．可以看出農村居民消費數據的數據結構良好，具有可操作性，與城鎮居民的消費數據一樣都能進行因子分析．(2)提取因子以及因子解釋原有變量的情況．與城鎮居民消費結構數據一樣，根據原有變量的相關系數矩陣，采用主成分分析法提取因子并選取特征值大于1的特征根．根據計算結果，提取因子的情況非常理想．第一個因子的特征根值為4．908，解釋原有7個變量總方差為61．352%(4．908÷8×100)，累計方差貢獻率為61．352%;第二個因子的特征根為1．241，解釋原有8個變量總方差15．506%(1．241÷8×100)，累計方差貢獻率為76．858%((4．908+1．241)÷8×100)．總體上，因子分析效果較理想．(3)因子的命名解釋，通過對比觀察表2，表5，農村居民消費與城鎮居民消費是有區別的．在農村居民消費數據中，食品、衣著、家庭設備用品、教育娛樂文化在第一個因子上有較高的載荷，第一個因子主要解釋了這幾個變量，根據農村地區的消費習慣可解釋為生活型消費(精神享樂商品)．醫療保健、交通和通訊、雜項商品與服務、居住在第二個因子上有較高的載荷，第二個因子主要解釋了這幾個變量，可解釋為生存型消費(物質必須商品)．通過指標體系的構建，了解到城鎮居民與農村居民在消費偏好上的差異:同是生活型消費或者同是生存型消費，但由于農村與城鎮的環境條件不同，消費習慣不同，同類型消費下的指標構成是不盡相同的．(4)計算因子得分，這里采用回歸法估計因子得分系數，并輸出因子得分系數．根據表6可以寫出因子得分函數．
2重慶市城鄉居民消費結構對比
2．1城鎮居民消費結構演變特征
根據因子得分計算結果繪制出農村居民消費兩因子得分散點圖，如圖1所示(F1因子一;F2因子二)．觀察圖1，從2000年至2011年重慶城鎮居民的生存型消費因子得分高于生活型消費因子得分，但是重慶城鎮居民的生活服務型消費因子得分一直在不斷提高并逐漸接近生存型消費因子得分．總的來看，生存型消費因子所占比重逐漸下降，生活型消費因子所占比重不斷上升，這說明隨著重慶市GDP的不斷提高，重慶市城鎮居民的收入增加，消費觀念轉變，再加上近幾年來醫療、住房制度的改革和教育收費改革的逐步見效，居民生活服務型消費支出出現減少，居民的基本生活服務得到了保障，在物質享受消費充足的城鎮，居民將更多的錢以及注意力投入到了自身的生活環境與精神文明的消費中去．從以上分析可看出，重慶城鎮居民的消費結構在加速演進，已經不再只追求物質生活質量，而且更加注重精神文化生活的消費，消費結構趨向合理化．
2．2農村居民消費結構演變特征
根據上述SPSS軟件的因子得分計算結果繪制出農村居民消費情況的兩因子得分散點圖，如圖2所示(F1因子一;F2因子二)．觀察圖2，生活型消費因子所占比重從2000年到2004年是遞減的，到了2005年開始上升．生存型消費因子所占比重從2000年到2009年從總體上來說是一直遞減的，2010年的時候突然上揚，占了較大的消費比重，但到了2011年又繼續遞減．目前，居民生存型消費支出在減少，用于居家享受型消費支出也出現相應的增加．這說明重慶市的GDP增加了，重慶市居民的收入增加了，醫療、住房制度的改革和教育收費改革正在不斷實施，農村居民的生活質量確實在不斷提高．但仍然要注意2010年生存型消費出現的反彈跡象．相對于城鎮居民的消費情況，農村居民的消費情況還不太穩定，從中反映出重慶市政府政策對農村地區的影響力與農村的生活服務保障情況都不太穩定．這可能是由于城鎮居民收入的增加突出、明顯，但農村居民不那么明顯，農村居民收入增加比重不高，醫療、住房制度改革和教育收費改革等政策在農村地區起效慢，效果不明顯;另一方面也應該考慮到，農村的消費觀念落后，在經濟不斷增長的年份里，農村居民始終保持著較高的生活服務型消費，居家享受型消費比重一直不高．說明農村居民一直注重生存的消費，而忽略了享受的消費．從以上分析可看出，重慶農村居民的消費結構在最近幾年演進較慢，更加注重物質生活方面的消費，消費結構不太合理，需要進一步的調整．今后政府應該加強宏觀經濟政策的執行效果，引導農村居民消費結構向更加健康、合理的方向演進．
3促進城鄉居民消費結構優化的對策措施
1．農村居民消費支出變動分析。消費結構指各類消費支出在總消費中所占的比例，消費結構能夠反應出居民的生活水平，甘肅農村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費，說明農村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態;從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標志，相關數據變動說明甘肅省農村居民消費結構逐漸優化，農村居民生活水平逐步提高。
2.城鎮居民消費支出變動分析。恩格爾系數從1993年的0.51總體上保持下降趨勢，到2007年的0.36，食品消費支出已不在占據消費支出的一半比例。說明城鎮居民的生活水平的提高，城鎮居民生活水平到達小康階段，醫療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應有所增加，表明城鎮居民的生活質量逐步提高，消費結構不斷優化。
3.城鄉居民消費結構變動度分析。消費結構變動度，是分析消費結構變化程度的指標，計算公式為：
在1996年～2000年期間，甘肅省農村居民消費結構變動度為9.00％，城鎮居民消費結構變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農村居民消費結構變動度為2.22％，城鎮居民消費結構變動度為3.27％。
在1996年～2000年期間，城鄉居民消費結構變動非常顯著，其中食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉居民消費結構經過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大；醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。
二、甘肅省居民消費對經濟增長的貢獻率
1.生產總值構成變動分析。最終消費、資本形成總額、貨物和服務凈出口是經濟增長的拉動力，同時是計算支出法生產總值的三要素,其中最終消費一直在我國生產總值中所占比重最大，在經濟增長中貢獻率最大。1978年甘肅省生產總值為64.73億元，2007年為2702.40億元;消費率1978年為66.62％，2007年為59.78％,說明最終消費是拉動經濟增長的最重要動力，因此實證分析甘肅省居民消費變動及其對經濟影響作用有一定實際意義。
2．最終消費情況分析。最終消費由居民消費和政府消費兩部分組成，甘肅省最終消費支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據《甘肅統計年鑒》數據計算居民消費支出一直占據最終消費支出大部分的比例，穩定在70％以上。
3.甘肅省最終消費對經濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經濟增長率中消費需求拉動所占的份額,計算甘肅省最終消費貢獻率在2002年至2007年間分別為63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最終消費對經濟增長的貢獻率并不穩定，其原因是經濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務凈出口政策要素影響。
三、甘肅省城鄉居民消費函數分析
本文采用持久收入消費函數。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε
其中Ct為現期消費;Yp和Yz表示持久收入和暫時收入。系數α1和α2分別是持久收入和暫時收入的邊際消費傾向。根據《甘肅年鑒》統計資料，對模型進行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉居民消費函數(1）、（2）。
農村居民消費函數Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）
（0.002）（8.237）（2.469）
R2=0.873D.W.=1.212F=34.461
城鎮居民消費函數Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）
（1.095）（40.793）（3.908）
R2=0.997D.W.=1.91F=1878.984
從方程中可看出，農村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消費；每增加1元暫時收入，有1.74元用于消費。既增加了暫時收入，不僅要將暫時收入全部用于消費，同時還要拿出儲蓄來消費。城鎮居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費；每增加1元暫時收入，有0.87元用于消費。
四、簡要結論
1．經濟增長與城鄉居民的收入和消費之間有直接的影響。經濟增長越快，收入增加越高，消費也會隨著增加。但是，在投資、出口和消費等三要素當中,消費對經濟增長的貢獻率最高，一般都在70%左右,說明拉動消費仍然是甘肅省經濟發展的主要動力。
2.隨著經濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結構出現重要變動傾向。在城鄉居民的消費結構變動當中，食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來，城鄉居民的消費結構劇烈變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大。另外，醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。
3.為了鞏固消費對經濟發展的貢獻率，我們建議：一是加快發展城鄉經濟，保證固定資產的投資速度，使投資增長不要出現大起大落;二是進一步開發農民能夠穩定增加收入的就業渠道和途徑，如非農產業收入、轉移性就業收入、農業產業化收入等；三是對于城市居民來講，要把創造更多的就業崗位和機會作為重點，用擴大就業保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉居民的消費結構進行一定的引導，努力改善城鄉居民住房、醫療、教育、保障等關鍵性問題。
參考文獻：
[1]彭勁松:重慶市經濟增長中消費與投資貢獻度分析[J].重慶大學學報（社會科學版），2004，（4）；7～10
受中央“八項”規定和厲行節約、反對鋪張浪費等政策因素及其他因素的影響，2013年甘南州消費品市場增速有所放緩，但消費品市場總體態勢良好。據甘肅統計信息網公布的“2013年甘南州國民經濟運行情況分析”信息，2013年全州完成社會消費品零售總額29．75億元，同比增長13．4%。其中城鎮零售額為24．59億元，增長14．1%。據調查，甘南州城鎮居民消費行為有以下特征。
(一)收入水平和消費水平低于甘肅省平均水平，但消費率相差不大根據2013年《甘肅省發展年鑒》數據，2012年甘南州城鎮居民人均可支配收入為13970元，人均消費性支出為10357．49元，消費率為74．13%;同年，甘肅省城鎮居民人均可支配收入為17157元，人均消費性支出為12847元，消費率為74．88%。可見，雖然甘南州城鎮居民的收入水平和消費水平均低于甘肅省平均水平(城鎮居民人均可支配收入比甘肅省平均水平低3187元，人均消費性支出低2490元)，但消費率與甘肅省平均水平相差不大，低于甘肅省平均水平僅0．75個百分點。
(二)儲蓄傾向高，消費意愿低盡管甘南州城鎮居民收入水平在逐年提高，但居民的消費意愿卻普遍較低。問卷調查顯示，在當前物價和利率水平下，手有余錢時，被調查的甘南州城鎮居民的做法如下:全部存起來的占6．9%;存大部分，其余用于提高生活質量的占43．28%;存小部分，大部分用于提高生活質量的占6．9%;全部用于提高生活質量的占8．5%;基本沒有余錢用于提高生活質量的占34．52%。其中，全部存起來和存大部分的共計50．18%。這一方面反映出甘南州“沒有余錢”的城鎮居民占一定比例，另一方面也反映出當地城鎮居民儲蓄傾向普遍較高，而消費意愿普遍較低。
(三)消費外流現象嚴重問卷調查中，對甘南州城鎮居民家庭高檔生活用品的購買地作了調查，調查結果顯示，51．63%的家庭大多在甘南本地購買;12．27%的家庭大多在甘肅省內其他地區購買;31．41%的家庭大多在省城蘭州購買;4．69%的家庭大多在省外發達城市購買。在被調查的甘南州城鎮居民中，48．37%的家庭其高檔生活消費大多是在甘南州以外實現的。可見，甘南州城鎮居民消費外流現象十分嚴重。
(四)消費層次普遍較低居民的消費層次主要反映在消費結構上。按消費滿足居民生活消費的層次，消費結構分為生存型消費、發展型消費和享受型消費。生存型消費的主要目的是要解決基本生活問題，比如普通食物和衣物等;享受型消費可以使人們感到舒適和快樂，比如高級食品、高檔服飾等物質消費以及旅游、休閑、文化娛樂等精神消費;發展型消費是人們為了尋求利于自身長期的發展而產生的消費需求，比如教育、健康等方面的消費。享受型消費和發展型消費在全部消費性支出中所占比重的多少，可以反映出當地居民的消費層次以及生活質量的高低。醫療保健、交通通信、教育文化娛樂等消費水平是反映消費層次及生活質量高低的主要指標。甘肅全省城鎮居民此三項平均消費金額合計為4013．53元，占其全部消費性支出的比例為31．25%;甘南州城鎮居民此三項的消費金額合計為2398．14元，占全部消費性支出的比例為23．13%，低于甘肅省平均水平8．12個百分點，其消費層次明顯低于甘肅省平均水平。表2是2012年甘南州和甘肅省城鎮居民醫療保健、交通通信及教育文化娛樂等發展型和享受型消費支出情況的比較。
二、甘南州城鎮居民消費影響因素調查
(一)外部環境因素對居民消費行為的影響1．自然環境對居民消費習慣的影響甘南州地處青藏高原東北邊緣，大部分地區海拔在3000米以上，常年平均氣溫3℃。除舟曲縣和迭部縣外，全年無絕對無霜期，氣候條件相對較差④。這在很大程度上限制了當地城鎮居民的生活方式和消費習慣。其中，瑪曲、碌曲、夏河及合作市的城鎮居民在衣、食、住、行等方面表現出鮮明的青藏高原的地域特征。比如，瑪曲縣因為“全年無夏季”，人們對夏季服飾及夏季生活用品幾乎無需求;在飲食方面，因為氣候的緣故，對豬肉、綠茶等性寒的食品需求量極小。氣候、地理等自然環境對當地城鎮居民消費習慣有較大的影響。24．46%的被調查者認為，影響自身消費習慣的主要因素是自然環境。2．經濟環境對居民消費水平的影響經濟環境對居民消費水平的影響主要體現在居民收入水平上。由于歷史、地理等原因，甘南州經濟發展水平相對落后，城鎮居民收入水平普遍較低。據2013年《甘肅省發展年鑒》統計，2012年甘肅省城鎮人均可支配收入為17157元，而甘南州城鎮居民人均可支配收入為13970元，比甘肅省平均水平低3187元。可任意支配的收入是影響消費需求最活潑的因素。但由于收入有限，甘南州大多數城鎮居民每月收入主要用于固定的基本生活開支，可任意支配的收入普遍較低。據調查統計數據顯示，19．61%的家庭每月必需的各類固定開支占家庭總支出70%以上;21．08%的家庭占60%左右;14．22%的家庭占50%左右;22．55%的家庭占40%左右;15．69%的家庭占30%左右;6．85%的家庭占20%以下。總體來看，每月必需的固定開支占家庭總支出50%以上的家庭達到54．91%。調查中，49．36%被調查者認為本地消費水平的主要影響因素是收入水平。3．社會環境對居民消費的影響(1)教育因素對居民消費的影響。由于經濟、地理等環境因素，甘南州教育領域很難吸引到高學歷人才，造成中小學師資力量薄弱、教學質量差、高考升學率難以提升等問題比較突出。多年來一直有“一個甘南州考不過一個天祝縣”的說法。因此，甘南州各縣市大量城鎮居民不得不想辦法送子女外出讀書。這種情況在瑪曲縣表現得尤為突出。因為師資的原因，瑪曲普通高中數次停辦，至今還無法恢復招生，當地所有學生的普通高中教育只能轉移到外地實現。由于大量中小學生外出讀書，加之海拔高、氣候條件不利于身體健康等原因，甘南州很多城鎮居民在臨夏、臨洮、蘭州甚至成都、海南等地購置了養老房。他們的節假日生活也相應轉移至子女讀書所在地或養老房所在地。相應的，其大量日常生活開支和其他較高層次的消費性支出往往也會轉移到外地實現。可見，教育環境也是造成甘南州城鎮居民消費外流的主要原因之一。(2)民族文化因素對居民消費結構的影響。民族文化因素對居民消費的影響主要體現在民族文化習俗和兩方面。對此，專門對調查對象中占比71．79%的藏族城鎮居民做了調查。就民族文化習俗來看，不同縣市藏族家庭對本民族生活習俗保留程度不同。其中，夏河、瑪曲、碌曲、卓尼等縣的保留較多，而合作市的保留相對較少。在保留的民族生活習俗中，語言位居第一，飲食習慣第二，人際交往的禮儀排第三。總體來看，語言、飲食習慣、人際交往的禮儀等方面保留較多，而服飾、家具用具等方面較少保留。其中還有一小部分被調查對象對本民族生活習俗基本沒保留。在較好地保留了民族生活習俗的家庭中，主要在婚、喪、嫁、娶以及重大節日期間的民族服飾以及民族宗教事宜等方面的開支數額較大，而其他對本民族文化習俗保留較少的家庭這方面開支較少。對民族生活習俗基本沒保留的家庭，其消費行為與消費結構與其他民族的家庭沒有明顯不同。就來看，大多數藏族家庭對宗教活動都非常重視，而且其消費結構中，與相關的消費支出占較高比例。調查中，對家庭是否重視宗教生活這一問題的調查結果顯示，非常重視的家庭占65．55%;一般重視的占25．26%;不太重視的占5．74%;只有3．36%的家庭不重視宗教生活。在對宗教生活方面的支出占家庭全年支出比例的調查結果顯示，宗教支出占家庭總支出20%左右的家庭占比最高，為30．79%;宗教支出占家庭總支出40%以上的家庭有22．99%;占家庭總支出30%左右的家庭有22．57%;占家庭總支出10%左右的家庭有23．65%。其中，夏河、瑪曲、碌曲等縣居民對民族風俗和宗教生活相對較重視，與之相關的消費支出占家庭總支出的比例較高，其他縣市相對較低。調查中，認為居民消費主要受與民族風俗習慣影響的人占15．88%。
(二)消費品市場自身因素對城鎮居民消費行為的影響1．消費品市場不完善，抑制了居民消費意愿據問卷調查統計數據顯示，有23．61%的被調查對象認為當地消費品市場很不完善，滿足不了基本生活需求;認為不夠完善，但能滿足基本需求的占53．21%;只有8．1%的人認為已經很完善了，可以滿足各種需求;認為高品質和高層次服務難以滿足需求的占18．02%;認為未能體現地方和民族特色的占16．73%。甘南州消費品市場不完善主要表現在六個方面:一是全州消費品市場貨品種類少;二是商品和服務質量較低;三是貨品價格偏高;四是購物環境差;五是高檔商品不足;六是民族特需用品不足，地方特色不鮮明。圖2是當地城鎮居民對消費品市場的評價及不同評價的人占被調查對象的比例。由于當地市場不完善，加之交通條件改善，有車族增多，當地城鎮居民更加愿意到省城蘭州或其他消費品市場相對完善的地區消費。調查顯示，消費品市場不完善是導致甘南州城鎮居民消費外流最主要的原因。2．市場競爭不充分，導致居民消費成本高調查發現，鋪面租金和人工等成本等遠低于省城蘭州的甘南，城鎮居民所承受的各類消費品價格卻明顯高于省城蘭州，而且各類時尚品或熱銷品也鮮有因過時或過季而打折促銷等活動。消費者討價還價能力普遍較弱，買方市場特征不明顯。從調查來看，其中有當地市場對外依賴性強及運輸成本較高等原因，但主要還是消費品市場競爭不充分導致的。這在較高檔的服裝、家具用具等商品市場以及較高層次的餐飲、住宿、休閑娛樂等服務市場表現得尤為突出。筆者在甘南州消費品市場實地消費體驗時對此深有體會。被調查者中，49．36%的城鎮居民認為當地消費成本明顯高于其他地區。
三、對甘南藏族自治州消費品市場的幾點思考
基于甘南州城鎮居民消費行為及其影響因素的調查分析，本文提出幾點建議，期望能夠通過對相關工作的改進和調整，增強甘南州消費品市場對當地經濟的拉動作用。
(一)合理規劃并完善消費品市場，減少居民消費外流據調查，甘南州正在規劃建設合作市東二路商業街的城市商貿綜合體。本文建議，將該商業街建設成設施齊全、功能完善、環境優美的大型綜合性商貿服務一條街。比如，引進諸如“西單商場”或“王府井”等上檔次的百貨商場，提供居民所需高檔耐用消費品及高檔生活用品等;引進貨品種類全、質量有保障的大型連鎖綜合超級市場，提供居民所需較高品質的食品及日用品等;建功能完善、設施先進、服務到位的大型集貿市場;吸引上檔次的服裝品牌專賣店及知名快餐店等。完善消費品市場和較高層次的服務，可以大大提升州府合作市居民及其他各縣居民就地實現較高層次消費的意愿，從而降低甘南州城鎮居民消費外流現象。
(二)突出藏民族特色，打造消費品市場核心競爭力，吸引流入式消費作為藏族聚居區，甘南州具有濃郁的藏民族文化氛圍，而且有為數眾多的藏族居民保留了藏民族特有的生活習俗。他們很注重宗教生活，對與民族生活習俗密切相關的服飾、家具用具、生活用品等有需求。本文建議利用甘南州地緣優勢及藏民族文化優勢，將藏民族特色確立為甘南州消費品市場的核心競爭力，著力將甘南州消費品市場打造成具有鮮明藏民族特色的消費品市場，以吸引流入式消費。首先，充分利用藏傳佛教格魯派六大宗主寺之一的拉卜楞寺這一宗教資源優勢及夏河縣即將投入運營的機場這一契機，進一步加大宣傳力度，擴大其“世界藏學府”、“藏傳佛教格魯派最高佛學學府之一”等宗教資源知名度，并完善配套服務。比如修建上檔次的具有濃郁民族特色的酒店、餐飲、娛樂等服務場所，提供個性化宗教旅游項目及旅游產品等，進一步增加對世界各地宗教人士和普通游客的吸引力。其次，充分發揮瑪曲、碌曲等縣的高原生態畜產品及其他高原原生態產品資源優勢，實現高原生態牛羊肉、蕨蔴豬、酥油以及人參果、羊肚菌等產品的優質化、品牌化(以牦牛奶為原料的“燎原”奶粉就是一個成功的典范)。在此基礎上，修建上檔次的甘南優質特產放心專賣店，以滿足當地居民及外來游客對高原生態優質產品的需求。再次，進一步優化整合甘南州藏醫藏藥資源，突出其在藏醫藏藥領域的重要地位。藏醫藏藥在甘南州發展基礎較好，已有1000多年的歷史。甘南州創建了全國第一家藏醫藥科研機構，創辦了全國唯一的省級藏醫藥刊物《藏醫藥研究》，形成了較完善的資源基地、藏醫醫療、藏醫學教育、藏醫藥研究、藏藥生產、營銷等多位一體的發展體系，有一批在消化道、肝臟、心腦血管等方面療效顯著的特效方劑及在早期肝癌、肝硬化等疑難病方面的獨特治療方法。甘南州藏醫藏藥可以通過組建具有較強競爭力的藏醫藏藥產業集團，進一步提升競爭力，以滿足各地患者對其獨特自然療法的需求。總之，特色鮮明、服務到位的消費品市場不僅可以改變甘南州居民消費外流現象，而且隨著甘南州旅游市場日益成熟，外地游客逐年增多，甘南州消費品市場完全有可能吸引外地游客大量消費，并將甘南消費品市場由“外流式消費”轉變為“流入式消費”。甘南州消費品市場還可以利用當地濃郁的藏文化氛圍，在藏民族服飾、藏式家具用具、生活用品等民族特需用品方面有所作為，甚至可以確立一個宏大目標———讓它像新疆喀什的大巴扎一樣，成為甘南的地域標志之一。
(三)洞察居民消費傾向，引導居民轉變消費觀念消費傾向是指一定消費者群體在不同時期對商品需求的變動趨向。消費觀念是人們對其可支配收入的指導思想和態度以及對商品價值追求的取向，是消費者對消費對象、消費行為方式、消費過程、消費趨勢的總體認識評價與價值判斷。問卷調查反映出當地居民有較強的改善消費結構的傾向。在調查對待可以任意支配收入的處置態度時，選擇“旅游”的占31．08%;選擇“購置家庭用具”的占25．23%;選擇“教育”的占18．02%;選擇“購買高檔服飾”的占10．36%;選擇“宗教生活”的占3．15%。可見，當消費能力允許時，大多數人會在享受型消費和發展型消費上增加投入，也說明甘南州在享受型消費市場和發展型消費市場方面有較大的發展空間和商業機遇。因此，一方面，要提倡當地居民的消費量入為出，不鋪張浪費、注重消費效益;另一方面，也要提倡居民放棄過度儲蓄的觀念，注重健康消費、綠色消費。同時，要創造條件、利用機會，使他們在消費結構中增加旅游、娛樂、保健等享受型消費，并注重精神消費，提高文化、教育等發展型消費的比例。
(四)關注居民消費動態，培育居民消費熱點在對近1年的同事或親朋好友家最熱門的較高層次的消費情況的調查中，有55．11%的人認為是購買家用汽車;有21．78%的人認為是子女教育、培訓;有17．33%的人認為是旅游;有5．78%的人認為是保健養生。可見，近1年甘南州城鎮居民消費熱點傾向于享受型消費及發展型消費。對此，有關部門一方面應當抓住機遇，努力滿足其現有需求，并倡導居民進一步增加對教育、旅游和保健養生等方面的需求;另一方面，還應當引導其進一步提升生活質量，提高消費層次，并在營養健康食品、文化娛樂、新型電子產品、高檔家具用具、家用電器等方面培育他們的消費興趣和消費熱點，以擴大消費需求。
（一）降低農村居民收支波動性據分析
想要發展通河縣農村消費信貸，必須從降低支出和增加收入兩方面著手，而降低農村居民的收入波動性則更為重要。一是降低支出波動性方面。要使農民的非預期支出得到降低，就必須完善農村的醫療和養老保障體系，這樣就會減少重大疾病及意外事故對農村居民家庭的影響。這不僅可以提高居民的財務穩定性，還在一定范圍內控制了農戶未來面對的不確定因素，對農村居民消費信貸的發展產生了促進作用。二是降低收入波動性方面。首先，農村具有先天地理條件優勢，可以有效的利用自有的耕地資源，在種植和養殖業上實行多方位多層次的發展方向。開展分散種植，既可以使市場的價格風險得到降低，還可以避免農民在豐收的季節收入卻下降的尷尬局面；另一方面也分散農業風險，降低自然災害對農業收入的影響。其次，通河縣擁有大量閑置勞動力，可以鼓勵這些農村居民進城務工，一方面可以提高農村居民的收入；另一方面，這種勞動力的轉移，也為城鎮的經濟發展提供便利條件。
（二）改變農村居民的貸款成本
農民的貸款成本因其對消費信貸的影響作用不同，可以分為利息成本和非利息成本，我們可以根據其不同的特點，進而采取相應的措施。一是利息成本支出。提高利率水平，不僅可以加強農村金融機構應對貸款風險的能力，還可以降低銀行的貸款標準，進而提升農村消費信貸的市場需求。而一些農民的還款能力良好，由于其沒有適合的抵押物而沒有獲得貸款，這樣會制約農村消費信貸的發展。而提高利率水平，可以使他們更容易參與到信貸市場，促進農村消費信貸的發展水平。二是非利息成本支出。在降低農村居民貸款的過程中，非利息成本可以充分改善農村居民消費信貸的發展狀況，它是影響農村居民獲取消費信貸的一個重要因素。首先，為了降低借款雙方的信息不對稱問題，可以通過引入第三方來解決，比如設立第三方擔保公司。開設第三方擔保公司的合伙人必須來自同一村鎮，同時得到當地政府部門的資格許可，并要繳納一定數量的資本金，才能保證對外提供擔保業務。除此之外，還需保證有效流通及共享的信息，提升違約付出的代價，這樣可以使借貸款兩方信息不對稱的問題得到緩解，保證農村消費信貸健康有序的發展。其次，可以允許民間資本按照規定進入農村的消費信貸市場，試點發展村鎮信用合作社。由于村鎮信用社立足于本區域農村，對周圍的人文地理環境都有較深的了解，這樣能夠掌握貸款農戶的實際經濟情況及信用記錄，從而降低借貸款雙方信息的不對稱。這樣能夠保證識別與警惕不良貸款人，同時降低優質貸款人的非利息成本支出。
（三）改變農村居民的預期收入水平
為了能夠更好的促進農村消費信貸的發展，就需要提高農村居民的預期收入水平，而提高農村居民的文化程度，則是最為行之有效的途徑。這主要體現在以下兩個方面：首先，隨著文化水平的提高，農村居民對部分金融方面的知識更為了解，同時也更容易接受。這樣就可以通過合理運用一些例如金融、保險等金融工具，來降低風險，減少不必要的損失。
二、結語
公共服務支出和公共服務均等化對經濟的影響公共服務在我國經濟發展中的作用越來越受重視，加快轉變政府職能，建立健全水平適度和可持續發展公共服務體系，是未來經濟建設和改革的重心。當前，我國政府財政收入和外匯儲備都比較充裕，據國家統計局相關數據，1998年以來我國稅收收入彈性系數一直都在1.5以上，增加政府公共服務支出具有必要性。首先，擴大公共服務支出可帶動相關產業的投資；其次，擴大內需才是國家經濟持續健康發展保障，增加公共服務支出可提高人民的消費水平，提高消費傾向。公共服務均等化是解決社會民生問題的優先選擇，伴隨著我國的經濟發展水平提高，增加了教育文化、醫療衛生、社會保障等相關支出，但由于我國的城鄉二元經濟約束，城市支出比農村多，在農村和不發達地區不完善，不能滿足當地居民需求。因而，只有提高公共服務總體支出，注重公共服務均等化，才能縮小城鄉貧富差距。
二、理論模型實證研究
（一）數據來源本文所指的消費率可分為兩種，一種是最終消費率，反映一個國家或地區最終消費占當年國內生產總值比；一種是最終消費量增長率，是絕對值的增加比率。本文的數據為《中國統計年鑒》及各省統計年鑒，時間跨度為1998-2012年，基于四川、重慶、和港澳臺數據的不可獲得性，在各省市統計中剔除。在分析消費率變動影響因素時，重點分析人均國內生產總值（y）、城鎮化率（urb）、公共服務支出水平（Pe）。基于上述指標，最終消費率C1、最終消費增長率C2需要從兩個方面進行分析。
（二）模型構建與實證1.第一種實證：綜合上述相關文獻，借鑒了孫林茂（2013）等研究方法，結合本文研究視角和內容，構建如下模型。首先，進行單位根檢驗，本文選擇LLC、IPS、ADF和PP四種檢驗方法。其中，LLC檢驗用于同質單位根檢驗，IPS、Flsher-ADF和Fisher-PP用于異質單位根檢驗。從單位根檢驗可知，在1%顯著性水平下，變量序列的水平項是非平穩序列，經過一階差分后，在1%顯著性水平下皆為平穩序列，可進行協整檢驗；其次，運用面板協整檢驗各個變量間的協整性，由于Kao檢驗，否定了原假設在1%水平存在協整關系，具有長期相關關系；再次，LR檢驗區分混合模型和固定模型，在1%水平上拒絕原假設，應選擇固定效應模型；進行Hausman檢驗，結果顯示，在1%水平上拒絕原假設，對數據需要進行固定效應。通過eviews回歸，固定效應實證結果，如表1。實證結果看，人均可支配收入對最終消費率的影響系數為-11.40137，表明考慮收入要素條件下，每增加人均可支配收入一個百分點，帶動最終消費率降低11.40137個百分點，增加居民收入對最終消費率具有降低作用，收入提高會降低居民消費傾向，消費傾向也是影響消費率高低的因素，可能其他要素對消費率具有提升作用，隨著人均收入變化，消費率并不只隨其而變化；公共服務支出對最終消費率系數為5.301276，表明公共服務支出提高消費率具有重要性。提高城鎮化率與消費率存在著反向影響，城鎮化與公共服務的交叉項系數為0.080135，表明推進城鎮化水平，隨著增加公共服務支出，會增加消費率，說明了城鎮化需要改進，基于戶籍制度等原因，公共服務供給不均衡，會對消費量的增長產生負面的作用和影響。2.第二種驗證：根據上述構建的模型，從變量單位根檢驗可知，變量序列的水平項是非平穩序列，在1%水平下為平穩序列，可進行協整檢驗，進一步選擇eviews中的Kao檢驗來驗證數據的協整性，在1%水平上存在協整關系，通過了Kao協整檢驗方法，可進行回歸分析；LR檢驗在1%水平上拒絕原假設，表明選擇固定效應模型。Hausman檢驗結果在1%水平上拒絕原假設，還需要固定效應估計分析，進一步實證結果如表2。從實證結果分析，人均GDP對消費量增長率的影響系數為0.396013，表明人均GDP每增加一個百分點，將帶動消費量增長率增加0.396013個百分點，增加居民收入積極推動了消費量提高；公共服務支出對消費量增長率的影響系數0.270806，表明公共服務支出在提高消費量增長率的重要性；城鎮化與公共服務的交叉項系數為0.004068，表明城鎮化水平隨著公共服務支出的增加，消費率也會增加，說明我國當前不合理的城鎮化增長模式需要未來更好的改進，公共服務供給基于各種原因的不均等，形成了城鎮化的增長悖論。
（三）綜合分析從上述分析，提高人均可支配收入會提高消費量增長率，對最終消費率產生具有負面的影響是因為收入提高會擴大消費支出，由于邊際消費傾向降低，會導致消費增長比例小于收入上漲的比例，會使終消費率出現反向變動；提高城鎮化率沒有直接拉動最終消費率，基于公共服務水平沒有提升城鎮化發展，需要加大對公共服務支出投入，起到刺激消費，擴大內需作用。
三、結論與對策
1.1協整檢驗根據以上分析，本文采用基于VAR的johansen協整檢驗對LRC、LRI和UR三者進行協整分析。通過綜合考慮AIC、SC信息標準及似然比，選擇滯后階數為4，協整檢驗結果如表2所示，跡檢驗和最大特征根檢驗都說明：三者之間存在兩個協整關系。由方程（1）可知，時間序列LRC、LRI、UR之間存在長期均衡關系，城鎮化水平的發展、農村居民收入的提高對農村居民的消費有正向的刺激作用。
1.2VAR模型的設定經濟理論往往不能為經濟變量之間的動態關系提供一個嚴格的定義，使得在解釋變量過程中出現一個問題，即內生變量應該出現在方程的哪邊。VAR模型基于數據的統計性質，把每個內生變量作為系統中所有內生變量滯后值的函數來構造模型，就避免了結構方程中需要對系統每個內生變量關于所有內生變量滯后值的建模問題，在預測變量之間的動態關系中比傳統方法更準確。LRC、UR和LRI同是一階單整序列，符合建立VAR模型的前提。模型的滯后階數選擇根據AIC和SC取值最小的準則，經過反復試驗，滯后階數選擇為5，即建立LRC、LRI、UR的VAR(5)模型。從表3給出的VAR（5）模型的整體檢驗結果來看，模型的對數似然函數值足夠大（165.9479），AIC(-10.72253)和SC值（-8.3420）值足夠小而且在一個相當的水平上，表明模型整體效果不錯。為了檢驗得到的VAR(5)模型的穩定性，采用AR根的圖表來驗證，如圖1所示。從圖中可以看出，VAR系統中所有根的模的倒數小于1，即位于單位圓內，得出的VAR系統是穩定的。
2脈沖響應與方差分解分析
2.1脈沖響應分析建立了VAR模型，模型系統中的系數非常多，如果考慮整個VAR系統中的互動關系，單個系數往往只反映了一個局部的函數關系，并未能夠捕捉全面復雜的動態過程。基于本文建立的VAR模型是穩定的，因此，采用cholesky分解方法得到正交化的脈沖響應函數，建立與VAR相關的脈沖響應分析，借此全面地反映各個變量之間的動態關系。圖2、圖3分別顯示了農村居民消費對農村居民收入和城鎮化率的隨機誤差項一個標準差沖擊的響應函數。橫軸表示了脈沖響應沖擊的作用的滯后期數，滯后期設定為20年；縱軸表示農村居民消費的變化，實線代表響應函數的計算值，虛線為響應函數值正負兩倍標準差偏離帶。圖4、圖5分別顯示了城鎮化率對農村居民消費和農村居民收入的隨機誤差項一個標準差沖擊的響應函數。橫軸表示圖2、圖3；縱軸表示城鎮化率的變化。圖6表示了農村居民收入對城鎮化率的隨機誤差項一個標準差沖擊的響應函數，縱軸是農村居民收入的變化。首先我們分析農村居民消費對農村居民收入和城鎮化率的響應情況和作用路徑。（1）由圖2可以看出，當給本期居民收入一個單位標準差沖擊時，前2期對農村居民消費的影響基本為0，之后對農村居民消費的影響逐漸增大，在第三期達到峰值，使得農村居民消費增長0.05%，之后又呈現波動狀態，直到第八期下降到0，之后又上升到第15期的0.03%，此后趨向平穩，并出現收斂。說明不論是短期還是長期，對農村居民人均純收入的沖擊，農村居民消費是上升的并最終趨于穩定。（2）當給城鎮化率一個正向標準沖擊時，如圖3所示，農村居民消費前兩期的正向效應為0，此后一直增長，到第四期達到峰值，消費增長0.09%。之后出現波動下降，趨于平穩，到17期又有一個峰值，達到0.08個百分點，表明城鎮化的推動對農村居民消費有明顯的促進作用，短期內迅速增長，長期收斂并呈現明顯的正效應。其次，我們來考察城鎮化率對農村消費和農村居民收入的一個單位標準差沖擊的響應。（1）由圖4可知，本期給農村居民消費一個標準差的正沖擊時，城鎮化率在第一期基本沒有反應，第一期之后，對城鎮化率的正效應逐漸增大到19期的0.019并趨于穩定，這表明農村居民消費的增加促進城鎮化的發展；（2）給農村居民收入一個標準差沖擊時，城鎮化率小幅上升，直到第五期峰值0.007，之后呈現下降和平穩趨勢，也就是說農村居民收入的增長沖擊促進了城鎮化率的提高，但作用有限。最后，本文分析下農村居民收入對城鎮化率沖擊的響應結果。如圖6可知，當給城鎮化率一個正向的標準差沖擊時，對當期農村居民收入基本為0，此后開始有正的響應，第2期為0.05，第三期又下降到0.03，之后又上升到第四期的0.05并接著保持平穩。結果表明，城鎮化率的提高，對農村居民收入有一個穩定的促進作用。
2.2方差分解通過脈沖響應函數能捕捉一個變量的沖擊對另一個變量的動態影響，而方差分解則可以將VAR系統中的一個變量的方差到各個擾動項，以便我們進一步分析特定變量的變化中各種結構沖擊的相對重要性。比較這些相對的重要性隨時間的變化，就可以估計出對特定變量的影響時滯和影響效應大小。本文分析農村居民消費LRC和城鎮化率UR的方差分解結果，通過Eviews7.2在VAR環境下得到的方差分解結果見表4、表5。表4的結果表明，農村居民消費LRC的誤差在前兩期主要受自身沖擊，第二期還在89%左右，隨后有下降的趨勢；農村居民收入LRI和城鎮化率UR對農村居民消費的預測誤差解釋能力越來越強，其中農村居民收入在第七期達到了17.27%，城鎮化率的解釋在第五期更是達到了41%左右，二者在第七期的沖擊能解釋農村居民消費的50%以上。表明了短期下城鎮化率和農村居民收入對農村居民消費的影響不顯著，而在長期中對農村居民消費的影響不可忽視，同時城鎮化率對促進農村居民消費有積極的影響效果，這與脈沖響應分析的結果相同。城鎮化率的方差分解結果顯示，農村居民收入對城鎮化率的預測方差的貢獻在一開始就達到了10%，但短期來看，城鎮化率的變動主要受自己的沖擊，此后有明顯的下降幅度，農村居民消費的貢獻逐漸增加，從第一期的1.78%到第七期的46%左右，超過了城鎮化本身。說明短期城鎮化本身的沖擊是城鎮化率變動的最主要原因，農村居民消費對城鎮化率的長期變動具有很深的影響。不論是短期還是長期，農村居民收入對城鎮化率的變動有一定的貢獻，但有限，這與前面的脈沖的脈沖響應分析的結果一致。
3結論與啟示
第二次世界大戰結束以后，凱恩斯主義在西方許多國家大行其道。凱恩斯主義流行的結果之一就是政府支出不斷攀升和政府規模不斷擴大。這促成了學者們對政府支出是否影響和如何影響居民消費問題的關注。20世紀70年代開始，這方面的研究成果越來越多。我國學者則是自21世紀以來才開始關注這個問題。目前國內外學界在政府支出與居民消費的關系問題上主要形成了三派觀點：（1）擠出說。這種觀點認為，政府支出增加會對居民消費產生擠出效應，或者說，政府支出與居民消費之間是一種替代關系。（2）擠入說。與前一種觀點相反，這種觀點認為政府支出增加會對居民消費產生擠入效應，或者說，政府支出與居民消費之間是一種互補關系。（3）不相關或不確定說。這種觀點認為，政府支出變化與居民消費變化之間沒有相關性或具有不確定性。所謂不確定性是指，在某些條件下，居民消費與政府支出是互補的；但是在另一些條件下，居民消費與政府支出則是替代的。
1．國外學者的研究。貝利（M．J．Bailey）在其《國民收入與價格水平》一書中最先研究了政府支出與私人消費的關系，他通過對三部門國民收入決定模型的經驗檢驗證明二者之間存在一種替代關系，即政府支出會部分擠出居民消費支出。［1］巴羅（R．J．Barro，1981）認為，政府支出增加將通過財富效應和替代效應兩條渠道擠出私人消費，并且，暫時性的政府支出比持久性的政府支出產生更大的對私人消費的擠出效應。［2］科孟迪（R．C．Kormendi，1983）根據美國的經驗數據估計出政府支出替代私人消費的系數約為0．2。［3］阿喬（AlanAschauer，1985）以霍爾（Ro－Hall，1978）的最優化消費模型和由此推導出的歐拉方程為基礎，構造了一個帶有輔助方程的消費方程，并用美國的經驗數據估計出政府支出對私人消費替代程度的區間為［0．23，0．42］。［4］埃姆德（S．Ahmed，1986）用跨期替代模型證明英國的政府支出擠出了居民消費。［5］阿瑪諾和威簡托（R．Amano＆T．Wirjanto，1997）估計了政府支出與居民消費的跨期替代彈性和期內替代彈性，發現美國政府支出與居民消費存在替代關系，且期內替代彈性為0．9。［6］霍（T．W．Ho，2001）通過對24個OECD國家1981—1997年的面板數據計量分析發現，政府支出與私人消費呈現顯著的替代關系，替代系數為0．5387。［7］埃斯惕威和桑切斯－勞皮斯（V．Esteve＆J．Sanchis－Llopis，2005）根據持久收入假說和1960—2003年的西班牙統計數據分析發現，西班牙的政府消費性支出與居民消費之間存在Edgeworth－Pareto意義上的替代關系。［8］但是另一些研究者發現，政府支出與私人消費之間是一種互補關系，政府支出增加不是擠出而是擠入私人消費。卡拉斯（G．Karras，1994）將政府支出函數直接引入了消費者的目標效用函數，應用30個國家1950—1987年的數據對消費的歐拉方程進行了計量分析，結果顯示從總體上來說私人消費與政府支出是一種互補關系，即政府支出可以擠入私人消費，并且這種互補關系與政府規模呈反比關系。［9］奈伊和霍（C．C．Nieh＆T．W．Ho，2006）運用面板協整方法和1981—2000年的數據估計了23個OECD國家和地區私人消費與政府支出的期內替代彈性和跨期替代彈性，其結論是，從總體上看，私人消費和政府支出是互補的。布朗和韋爾斯（A．Brown＆G．Wells，2008）將面板協整方法運用于分析澳大利亞6個州的經驗數據，其結論是澳大利亞的私人消費與政府支出呈現互補關系。［11］一個有趣的現象是，使用標準的隨機動態一般均衡模型（DSGE）的研究者往往得出政府支出①沖擊會擠出私人消費的判斷，而一些使用向量自回歸（VAR）技術的經驗研究得出的結論卻是，政府支出沖擊通常會擠入私人消費。但是，有些學者又認為，政府支出擠入私人消費的結論可能是由于VAR技術本身的原因引起的。還有一些學者發現，政府支出與居民消費之間的關系是不確定的或不相關的。阿瑪諾和威簡托（R．Amano＆T．Wirjanto，1994）沿著霍爾（Rob－ertE．Hall）模型最優化的思路分析了1953—1993年加拿大政府支出對私人消費的影響，但在對歐拉方程進行計量分析時考慮了時間序列數據的協整和非協整兩種情況，結果發現，在協整的假設下私人消費與政府支出是互補的，但是在非協整的假設下私人消費與政府支出則是替代的。［12］阿瑪諾和威簡托（R．Amano＆T．Wirjanto，1998）依據持久收入假說構建了一個嵌入了替代彈性不變函數的跨期替代彈性的效用函數，其結論是：當跨期替代彈性（對于跨期替代彈性的效用函數來說）大于、小于、等于期內替代彈性（對于替代彈性不變的效用函數來說）時，私人消費與政府支出呈現Edge－worth－Pareto意義上的互補、替代、不相關的關系。他們還進一步使用1953—1994年美國的季度數據估計出這兩個替代彈性系數都約等于1．56，這意味著美國的私人消費和政府支出在Edgeworth－Pareto意義上是不相關的。［13］克旺（Y．K．Kwan，2006）將協整方法用來分析東亞9個國家和地區的面板數據發現，在印度尼西亞和新加坡，私人消費和政府支出之間存在互補關系，而其他7個國家或地區的私人消費和政府支出之間存在著替代關系，不過替代程度大小不同。
2．國內學者的研究。我國學者對政府支出與居民消費的關系的研究始于1998年我國第一次大規模實施積極的財政政策、擴大內需以后。國內學者在這個問題上的結論也是莫衷一是。財政部辦公廳課題組（2001）認為，關于私人消費和政府支出，有人認為它們具有某種替代關系，這需要具體分析。從財政支出結構看，某些種類的政府支出例如招待費，的確是私人支出的替代品；但其他一些支出諸如交通設施支出，則是私人消費的互補品；其他許多公共支出可能既是私人消費的替代品又是互補品。［15］胡東書（2002）使用2000年以前中國的時間序列數據所做的回歸分析表明，政府支出變動與居民消費之間呈正相關關系，二者之間從整體上看是互補關系而不是替代關系，政府支出增加對居民消費的作用是擠入的而不是擠出的。［16］謝建國和陳漓高（2002）通過建立一個居民消費的跨期替代模型，分析了中國的政府支出與居民消費之間的關系，認為在短期內，中國政府可能通過增加政府支出的方式增加總需求，但在長期均衡時政府支出完全擠占了消費支出。［17］黃頤琳（2005）通過構建實際的經濟周期（RBC）模型，利用隨機動態一般均衡（DSGE）方法對中國經濟進行實證檢驗。結果表明，改革開放后政府支出對居民消費產生了一定的擠出效應。［18］李廣眾（2005）在消費者最優選擇歐拉方程基礎上推導出用以分析政府支出與居民消費之間關系的模型，然后對全國、城鎮和農村的樣本進行估計，結論是：改革開放以來，中國政府支出與居民消費之間表現為互補關系。［19］張治覺和吳定玉（2007）利用可變參數模型對我國1978—2004年的數據進行了動態分析，結果表明，從總體上分析，在大多數年份政府支出對居民消費產生引致效應；從結構上分析，政府投資性支出對農村居民消費和城鎮居民消費產生了擠出效應；從1998年開始，政府消費性支出對農村居民消費和城鎮居民消費產生了引致效應；政府轉移性支出在大多數年份對農村居民消費和城鎮居民消費產生了引致效應。申琳和馬丹（2007）對1978—2005年我國政府支出影響居民消費的兩個渠道（消費傾斜渠道和資源撤銷渠道）進行了經驗分析，發現我國人均政府支出增加通過消費傾斜渠道促使人均居民消費上升，通過資源撤銷渠道使得人均居民消費下降；綜合來看，人均政府支出增加通過兩種渠道最終導致人均居民消費下降，即政府支出與居民消費存在長期替代關系。楚爾鳴和魯旭（2008）通過構建政府支出與居民消費跨期替代模型，并利用1990—2005年我國27個省、直轄市和自治區的相關數據進行面板協整檢驗和完全修正普通最小二乘估計，發現中國地方政府支出與居民消費呈現較弱的互補關系。楊子暉等人（2009）通過面板協整分析發現，中國政府消費支出與私人消費成互補關系。陳創練（2010）所做的面板數據實證分析的結果表明，我國政府消費與居民消費呈互補關系。但是，他又指出，政府消費與居民消費的互補程度可能受政府支出規模的影響。比如，隨著政府支出規模的擴大，政府將減少與居民消費呈互補關系的公共物品（如國防支出）的提供，而增加與居民消費呈替代關系的公共服務（如科學教育衛生事業支出和學校午餐等）的供給。［24］胡蓉等人（2011）利用我國城鄉居民1978—2009年的人均消費、政府支出和可支配收入等數據，通過建立協整方程和誤差修正模型對政府支出如何影響居民消費進行了實證研究。結果發現，政府支出在短期內對居民消費具有擠入效應，而在長期則具有擠出效應。由上我們看到，我國學者主要是從總量上研究政府支出對（城鄉）居民消費需求的影響，或把政府支出劃分為消費性支出和投資性支出，再分別研究這兩類支出對居民消費的影響。只有石柱鮮等人（2005）等少數幾篇文章嘗試從我國的財政支出結構或財政支出分類上分別考察這些政府支出對城鄉居民消費的影響。在這個專題研究上，研究者大多把居民消費函數看做是線性的，把函數關系看做是已知的或確定的。不少研究者得出的結論與直覺或事實明顯相悖，例如，有的文章認為，政府消費性支出增加會促進居民消費；還有的文章認為，政府支出與居民消費正相關；也有的文章認為，政府支出增加對居民消費沒有影響；還有一些研究者把政府（財政）支出等同于政府消費。已有的研究成果提示我們，對中國財政支出與居民消費需求的關系有進一步深入研究的必要，可行的研究路徑可能是要改變模型方法選擇。
二、中國政府支出結構對居民消費影響的初步分析
筆者認為，從總量上研究中國政府支出對居民消費的影響可能過于綜合，過于籠統，無法反映政府支出對居民消費的真實效應。因為我國政府支出既包括政府消費支出，也包括政府投資支出，還包括轉移支出和民生支出，這些不同性質的支出對居民消費的影響應該是不同的，并且某些支出可能對城鄉居民的消費需求影響也是不同的。因此，本文試圖從政府支出的不同分類上來考察它們分別對城鄉居民消費產生了什么樣的影響。2007年我國國家統計局對財政支出項目分類進行了重大調整，由原來的5類27個項目調整為22個項目，不再按功能性質分類。1978年到2006年，我國政府財政支出按其功能性質劃分為5大類：經濟建設費支出、社會文教費支出、國防費支出、行政管理費支出和其他支出。圖2顯示的是1978—2006年我國政府的5大類支出分別在政府財政支出總額中所占比例的變化。可以看出，從1978年到2006年，經濟建設費支出占比呈現明顯的下降趨勢；社會文教費支出占比呈現先上升后平穩的趨勢；國防費占比自20世紀80年代中期以后呈現緩慢下降的趨勢；行政管理費支出占比和其他支出占比都呈現明顯的上升趨勢。政府支出結構的變化從一個側面映射了改革開放以來我國經濟體制和經濟結構的變化：隨著我國經濟體制由高度集中的計劃經濟體制向社會主義市場經濟體制轉型，政府和市場在資源配置中的作用呈現出此消彼長的變化趨勢，經濟建設的任務越來越多地由企業和個人承擔，國家對經濟建設的直接干預不斷減少，這就導致了經濟建設費支出占比大幅度下降。隨著科教興國戰略的實施和社會保障制度建設，社會文教費支出占比不斷提高。行政管理費支出占比上升較快反映了我國政府規模擴張較快，公部門控制和消費的資源過多。這5大類財政支出對城鄉居民消費的影響應當是不同的。經濟建設費支出。這類支出是國家用于生產性投資和基礎設施建設方面的財政支出，它們主要形成物資資本和公共物品，如鐵路、公路、機場、水利、電力、環境保護等。這類支出在短期可能會排擠居民消費，但是在長期可能會促進居民消費。經濟建設費支出的資金主要來源于國家對企業和個人征收的稅收，并且這類支出代表政府配置資源的規模，因此它在短期內可能會排擠居民消費。
在長期，這類支出可能會促進居民消費。例如，交通便捷會促進居民出行和旅游消費，電力供給有了保障會促進居民購買和消費家用電器。從市場經濟中政府與市場的關系來看，政府通過經濟建設費支出來配置資源的規模必須適度，不宜過大，否則會擠占市場和居民消費。社會文教事業費支出。這是國家用于科學研究、文化、教育、衛生、出版、廣電、撫恤和社會福利救濟等方面的事業費支出。這類支出主要是形成人力資本和民生工程，它有助于提高社會及其成員的科學文化素養和受教育水平，有助于提高社會福利水平。這類支出應當會促進居民消費。顯而易見，政府投資九年制義務教育，提供教育、文化、體育、醫療衛生設施，必然會促進居民在教育、文化、體育和醫療衛生等方面的消費。國防費。這是國家用于國防建設的各種經費支出。國防是一個國家最大和最重要的公共物品，是防止企業和個人遭受外來侵略和掠奪的保障。因此，國防費支出雖然可能會擠占居民收入和消費，但是一個強大和穩固的國防會大大降低國民生存、發展、生產、消費的風險和不確定性。行政管理費。這是一種社會消費性支出，主要用于國家各級權力機關、行政管理機關和外事機構行使其職能所需要的開支，包括人員經費支出和公用性經費支出。在我國行政管理費支出中，直接用于行政人員開支的費用約占50％上下。近幾年受詬病較多的“三公”經費就是行政管理費中的一大部分。在行政管理費支出中，一部分是政府為企業和居民提供公共服務的，這是經濟和社會發展所必需的。但是在我國的行政管理費支出中，相當一部分是政府行政人員的純粹性消費，這部分支出與公共服務供給的數量和質量沒有什么相關性。一個公務員使用公款消費得越多越好，不意味著他提供的公共服務水平和質量就越高，反而有可能會降低公共服務水平和質量。其他支出。這包括政府財政年初預留的預備費，其他政府性基金支出，地震捐贈支出，彩票發行銷售機構業務費安排的支出，等等。這類支出很可能對居民消費的影響是中性的或影響不大。
三、基于可加模型的經驗研究
筆者在文獻綜述部分提到過，在政府支出與居民消費的關系問題上，我國一些研究者得出的結論與直覺或事實明顯不符，其中的一個重要原因是這些研究者把居民消費函數看做是線性的，把函數關系看做是已知的或確定的。本文嘗試改變這種經驗研究方法，使用可加模型來進行研究。1．可加模型簡介。可加模型（additivemodels）是非參數統計分析中很重要的模型之一，它是線性模型的推廣。與線性模型相比，可加模型具有以下特點：（1）假設自變量和因變量之間的函數關系未知；函數關系根據數據本身而得到。相比線性模型這更符合變量之間的實際關系要求。（2）對于因變量的分布沒有限制，估計的結果具有穩健性。與線性模型要求因變量服從某個分布相比，可加模型更為合理。因為因變量是否服從某種分布實際上很難驗證。雖然計量經濟學給我們提供了很多檢驗服從分布的方法，但是嚴格來說，它們往往是檢驗其不服從某種分布，很難檢驗出服從某種分布。因為它們的原假設是服從某種分布。不拒絕原假設不等于接受原假設，這是兩個概念。分析政府支出結構對城鄉居民消費需求的影響，可加模型具有先天優勢。政府支出結構對居民消費的影響不是一個靜態過程，應該是一個動態過程；也可以說隨著政府支出的變化，它們對居民消費的邊際效應也是變化的，而不是一成不變的。另外，計量經濟學分析中通常假定模型中變量之間的關系是線性關系，但是這些線性關系是在很強的假設下得到的，而實際經濟活動中的變量之間關系呈線性關系的極少，絕大多數都是非線性的。因為影響變量的因素很多，在實際研究中，由于研究者受到主觀和客觀原因的制約，或為了研究的簡化和方便，不可能考慮到所有這些因素，所以很強的假設易于構建模型和得出結論，但是很難符合實際和刻畫變量之間的實際關系。2．可加模型應用。（1）數據來源與選取。
由于國家統計局在2007年對政府財政支出統計口徑進行了重大調整，使得2007年前后的數據不可比，所以本文選取的是1978—2006年的政府支出數據，這些數據均來自1979—2007年《中國統計年鑒》。1978—2006年按照功能和性質我國政府財政支出劃分為五大類：經濟建設費支出、社會文教費支出、國防費支出、行政管理費支出和其他支出。下面我們將分析1978—2006年政府支出結構對城鄉居民消費的影響①。為了消除數量級的影響，將數據進行自然對數變換。另外，為了方便，我們作如下記號：x1為經濟建設費，x2為社會文教費，x3為國防費，x4為行政管理費，y1為農村居民消費，y2為城鎮居民消費。（2）政府支出結構對農村居民消費需求影響分析。根據（1．1），政府支出結構與農村消費需求的可加模型為。從圖3可以看出：（1）政府支出中的經濟建設費支出對農村居民消費需求在一定范圍內是有促進作用的，但當經濟建設費支出超過該范圍便會出現阻礙作用。（2）社會文教費支出對農村居民消費產生了“擠入效應”，促進了農村居民消費的增加。下圖②顯示，隨著社會文教費支出的增加，農村居民消費支出也在增加。（3）國防費支出和行政管理費支出對農村居民消費產生了擠出效應，即這兩類支出擠占了一部分農村居民的消費支出。下圖③和圖④顯示這兩類支出增加導致了農村居民消費支出減少。從圖4可以看出：（1）財政支出中的經濟建設費支出對城鎮居民的消費需求在一定范圍內是有促進作用的，但當經濟建設費支出超過該范圍便會出現阻礙作用。（2）社會文教費支出對城鎮居民消費產生了“擠入效應”，促進了城鎮居民消費的增加。下圖②顯示，隨著社會文教費支出的增加，城鎮居民消費支出也在增加。（3）國防費支出在一定范圍內對城鎮居民消費支出具有促進作用，但超出這一范圍其影響變小。（4）行政管理費支出降低了城鎮居民的消費支出。下圖④顯示這類支出增加導致了城鎮居民消費支出的減少。（4）比較政府支出結構對農村、城鎮居民消費需求的影響。綜合起來看，政府財政支出中的經濟建設費支出、社會文教費支出和行政管理費支出對農村居民和城鎮居民消費需求的影響幾乎是一樣的。但國防費支出的影響不同。國防費支出對農村居民的消費有一定的阻礙作用，而對城鎮居民在一定范圍內有促進作用。我們認為，這個結果符合實際，許多軍用設施和軍民兩用設施位于城鎮，農村則很少，這在一定程度上有利于促進城鎮居民消費需求的增加。當然，這個差異也可能是由于城鄉居民對國防保障帶來的安全性的認知程度不同，這種認知程度不同可能導致城鄉居民消費函數中的不確定性的大小不同。（5）模型效果評價。為了評價模型，我們引入MSE（均方誤差）、MAE（平均絕對誤差）和MAPE（平均絕對百分誤差）指標。從表1可以看出這三個誤差指標都比較小。在應用可加模型時，如果MAPE＜10，模型預測的精確度就較高，而我們現在得到的MAPE小于0．5，可見我們使用的可加模型的效果非常好。［32］模型的擬合結果如圖5和圖6所示。從兩個擬合圖看，模型的效果也很好。
四、結論與政策含義
[關鍵詞]消費；需求；經濟增長
一、問題的提出
本文通過對河北1995-2008年的消費需求與經濟增長數據的定量研究,試圖剖析在當前經濟增長方式轉變的過程中,消費需求對于促進河北經濟可持續增長所起的作用,為進一步提出促進河北消費需求增長的現實的、可操作的對策和建議奠定基礎。
二、變量的選取
1.消費需求衡量指標的選取。消費需求作為一個宏觀經濟分析的范疇,是指一定時期內常住單位形成的對最終消費品的有支付能力的購買力總量。本課題研究消費需求的衡量指標是支出法國內生產總值中的最終消費。是常住單位為滿足物質、文化和精神生活的需要,購買的貨物和服務的支出。根據消費主體不同,最終消費分為居民消費和政府消費,居民消費又可細分為城鎮居民消費和農村居民消費。
2.經濟增長衡量指標的選取。經濟增長是由產出能力的增加帶來的總產出的持續增加,如果考慮到人口和價格因素,經濟增長就是人均實際產出的增加。基于定量分析的需要,同時考慮到目前世界各國都采用國內生產總值的增長率來衡量一個國家(或地區)的經濟增長速度,從研究問題的一致性出發,本課題所涉及的經濟增長是指總產出的增長,并用國內生產總值的增長率來表示經濟增長率。
三、消費需求在經濟增長中的比重分析
消費率又稱最終消費率,是最終消費需求在支出法國內生產總值中的比重,作為一項重要的宏觀經濟指標,它不僅能反映一國(或地區)國內生產總值的最終使用格局,還可以直觀地反映消費增長在經濟增長中的作用。經過分析我們發現:
1.最終消費率在低位徘徊,波動中呈下降趨勢。從圖1可以看出1995年以來,河北的消費率始終在50%以下徘徊,年均消費率為43.4%。由于消費需求的增長速度落后于地區生產總值的增長速度,按照當年價格計算,1996-2008年地區生產總值年平均增速為14.3%,最終消費的年均增速為13.2%,兩者增速相差1.1個百分點。其中,2008年地區生產總值的增速為18.1%,而最終消費增速為14.3%,比地區生產總值增長慢3.8個百分點。由于消費需求增長慢于地區生產總值的增長,導致消費率在2008年降至1995年以來的最低點,僅為41.8%,比1995年下降了5.5個百分點。
2.消費需求各組成部分比重變化不平衡,農村居民的消費率下降是消費率下降的原因。從圖2可以看出:政府消費率呈平穩的上升趨勢,由1996年的9.0%上升到2008年的13.5%,2005年開始已超過農村居民消費率;居民消費率在波動中呈下降趨勢,下降幅度比較大,從1996年的37.9%下降為2008年的28.3%,下降了近10個百分點,降為1995年以來的最低點。可見,居民消費率不斷下降是造成最終消費率下降的主要原因。
在居民消費構成中,城鎮居民消費率基本表現出平穩的上升趨勢,2005年起已超過農村居民消費率成為消費需求的第一主力,2008年已達到1995年以來的最高點19.2%,比1995年上升了近7個百分點;而農村居民消費率則呈現出反方向變化趨勢,從1996年開始一直呈下降的趨勢,到2008年降為1995年以來的最低點9.1%,下降了14.4個百分點,可見,農村居民的消費率下降是居民消費下降的主要原因。
四、消費需求對經濟增長的貢獻率分析
為進一步量化消費需求對經濟增長的動力作用,我們計算了各需求對GDP增長的貢獻率(各需求的增加額/GDP增加額×100%)和各需求對GDP增長拉動的百分點(GDP增長的百分點×各需求對GDP增長的貢獻率)兩個指標,并繪制了折線圖(見圖3-6)。經過分析發現:
1.投資對經濟增長的平均貢獻是第一位的,消費需求是拉動經濟增長的第二動力。1996年以來,在河北經濟平均12.7%的增速中,最終消費支出、資本形成總額以及地區間貨物和服務凈流出對經濟增長的貢獻率分別為40.3%、54%和5.7%,分別拉動經濟增長5.1、6.9和0.7個百分點。可見,投資目前已是三大需求中拉動經濟增長的第一主動力,消費需求僅次于投資需求。圖4顯示:除1999-2002年這四年消費的貢獻率大于投資和2003年、2005年消費和投資共同拉動經濟增長以外,其余年份主要是投資需求在支撐著經濟的增長。圖5顯示:1995年以來,河北的國內生產總值呈現出高速持續的增長,而在國內生產總值增長速度較快的年份中,投資的拉動作用顯著,可見,投資對經濟的拉動具有立竿見影的效果,短時間內對經濟增長的影響顯著,成為政府提高經濟增長率的首選因素。
2.消費需求對經濟增長的拉動作用更為持久和相對穩定,是經濟增長的穩定器。圖4顯示:相對于投資需求,河北的消費需求對經濟增長的拉動作用不足,但是與資本形成拉動經濟增長(3-10.1)及貨物和服務的凈流出拉動經濟增長(-1.5-4.96)相比,消費需求增長對經濟的拉動(3.1-7.1)波動較小,是拉動經濟增長最為穩定的因素。由于消費需求具有剛性,決定了在地區生產總值的年新增額中,消費需求波動幅度遠遠小于投資等其他因素,對經濟增長影響慣性最大。在經濟增長擴張期,消費需求增加不如投資明顯;同樣,在經濟收縮期,消費需求的下降幅度也最小,因而,消費需求成為河北經濟穩定發展的重要保證。
3.消費需求中居民消費尤其是農村居民消費拉動經濟增長的動力不足。從消費需求的構成來看,1996-2008年,政府消費對經濟增長平均貢獻率為14.7%,低于同期居民消費對經濟增長平均貢獻率25.69%。圖5顯示:居民消費對經濟增長拉動的總體水平要高于政府消費,政府消費對經濟增長拉動保持平穩,平均水平為1.86個百分點,居民消費對經濟增長的拉動的平均水平為3.27個百分點。
從居民消費內部構成來看,農村居民消費對經濟增長的貢獻在波動中呈下降的趨勢,相對差異較大,從1996年的19.8%,下降至2008年的2.38%,下降了17.4個百分點,平均貢獻率僅為5.06%;而城鎮居民消費對經濟增長的貢獻率在波動中呈上升的趨勢,從1996年的2.5%,上升到2008年的20.77%,平均貢獻率為20%。圖6顯示:農村居民消費對經濟拉動的平均水平(0.64個百分點),不僅遠遠低于城鎮居民消費對經濟增長拉動的平均水平(2.62個百分點),也低于政府消費對經濟增長的拉動水平。
五、消費需求和經濟增長的灰關聯分析
灰色關聯分析(GRA)是建立在灰色系統理論基礎上的一種分析方法,對于小樣本,該方法要優于經典的數學分析方法。其目的是尋求系統中各要素的主要關系,并確定要素間的相互影響程度和對系統行為的貢獻程度。
本文選取河北省1995-2008年按當年價計算的國內生產總值作為參考序列,最終消費、政府消費、居民消費、農村居民消費和城鎮居民消費構成序列作為比較序列。用均值法對原始數據序列進行無量綱化處理即同一數列的所有數據均處以該數列的平均值,得到一個新的數列,這個新的數列就是各個時刻的數值相對于該數列平均值的倍數的數列;然后,根據參考序列和各個比較序列計算差序列,從差序列表得知最小差值Δ(min)=0.0011719,最大差值Δ(max)=0.820203;由灰色關聯系數的公式,令計算出各個因素在不同時期的灰色關聯系數;最后,根據關聯度公式:,計算各個變量與國內生產總值的關聯度,分析結果顯示:
河北最終消費與經濟增長的關聯度很高為0.942,且各年的關聯系數大部分都在90%以上,而且變動幅度比較小,說明消費需求是經濟增長的動力,是河北經濟穩定增長的重要基礎。
在最終消費構成中,居民消費與經濟增長的關聯度(0.846)比政府消費(0.801)稍大,但是二者相差不大,說明居民消費和政府消費都是促進經濟增長的主要因素。
居民消費構成中,城鎮居民消費與經濟增長的關聯度(0.761)遠遠高于農村居民消費(0.597),這也表明雖然在總人口中,農村居民所占比重遠遠高于城鎮居民,但城鎮居民消費對經濟增長的影響要大于農村居民消費。分階段來看,居民消費的關聯度從九五時期的0.692一直上升到十一五時期的0.787;城鎮居民消費與經濟增長的關聯度從0.752上升一直上升到0.862,說明居民消費尤其是城鎮居民消費對經濟增長的作用有上升的趨勢。
六、結論
上述定量分析方法得出了相同的結論:說明消費需求是河北經濟穩定增長的重要基礎。1995-2008年間河北經濟增長主要是由最終消費和資本形成拉動,而投資對經濟增長的拉動作用高于消費;在最終消費構成中,政府消費和居民消費尤其是城鎮居民消費快速增長是促進河北經濟增長的主要因素;農村居民消費增速慢與地區生產總值的增速,導致農村居民消費率下降,是河北消費率下降的主要原因。
當人均GNP超過1000美元之后,經濟增長動力開始出現轉折性變化,消費率開始步入上升階段,投資率則逐步降低(劉成林,2007)。從河北的現實情況來看,投資率仍維持在較高水平。理論分析表明,投資對經濟增長的貢獻以消費為基礎。因為投資需求具有“名為當期需求,實為下期供給”的雙重性。在社會在生產過程中,投資需求只不過是中間需求,只有消費需求才是最終需求,消費需求規模的擴大和消費結構的升級才是經濟增長的根本動力。從短期來看,投資需求的擴張雖能一時拉動經濟的增長,但從中長期來看,投資本身不可能成為經濟增長的持久動力,如果投資結構不能適應消費需求結構的變化,投資的增長超過了消費需求的增長,這種投資形成的供給實際上是無效供給,會加劇下一階段的供給過剩和需求不足。只有建立在消費基礎上投資,通過消費與投資的良性循環和持續增長的態勢來共同拉動經濟增長,才能有效的擴大內需,使整個經濟運行進入良性循環軌道。因此,要加快河北經濟的持續穩定發展,更大地釋放消費需求對經濟增長的拉動作用,首先要找出制約居民消費尤其是農村居民消費的影響因素,逐一加以解決,為經濟增長掃除障礙。
參考文獻:
[1]劉成林:消費需求變動與河北經濟增長的動力結構[J].河北學刊,2007(1)
