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个税自1799年诞生于英国以来，逐渐发展为世界各个国家的主体税种，也是国家财政收入的主要组成部分。1980年9月1日起，《中华人民共和国个人所得税税法》正式颁布，同时，个税起征点定为800元。随着中国人民生活水平和工资的提高，2005年国家将起征点提升至1600元，2007年起征点更是提升至2000元，2011年9月，我国个税起征点再次提升至前所未有的3500元，个税起征点在短短几年间即实现了三级跳。从国家对个税起征点的调整来看，主要遵循以下三个原则：一是以城镇居民收支水平为基础，兼顾地区性差异；二是起征点的确定与城镇居民住房、教育等相结合，最大限度保证对居民的生活无重大影响，至少不是负影响；三是起征点的几次提高也是为了促进居民的消费水平，中国居民不像美国居民等发达国家超前消费，与之相反，中国公民收入多用于储蓄，随着起征点的提高，将会拉动内需，刺激消费。
2个税起征点提高与居民可支配收入的关系
个税起征点的提高自然意味着居民可支配收入的增加，而收入或者说居民的可支配收入是消费的最重要因素，当居民的可支配收入提高时，其消费也会随之增加。那么我们这里先定义一个机会收入，机会收入完全是因为个税起征点调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变化。机会收入是指个税起征点调整后居民的应纳税额和起征点未调整时的应纳税额之间的差额。我国历次的个税起征点调整都是针对工资薪金收入扣除相关合理费用后的调整。同时在2011年个税起征点的调整过程中将9级超额累进税率变为7级超额累进税率，这使得不同收入者纳税所对应的纳税级距也发生了变化。我们以级距点为例进行分析，原先的3500元在调整后不再征收个税，即相应的机会收入为125元，这完全是由于个税起征点调整后产生的居民机会收入。同理可得在8000元、9000元、10000元这三个级距点机会收入会达到峰值的480元，之后逐渐降低，到达38600元时，机会收入变为0，之后机会收入开始为负。居民的收入与机会收入之间大致呈“倒U形”关系，即低收入阶层的机会收入也比较少，达到8000～10000元的中等收入阶层，机会收入达到了峰值，之后在高收入阶层中，逐渐变为0，并开始逐渐变为负数，这个时候，国家对于贫富差距的调整政策显现出来，收入越多，所征收的税也越多。同时，也有学者指出，居民的边际消费倾向与收入水平也大致呈“倒U形”的关系，即中等阶层的边际消费倾向比较高，而处于两边的低收入和高收入阶层边际倾向比较低。这主要是由于高收入阶层消费倾向趋于饱和，机会收入的增加和减少对于他们的影响不大，所以他们的边际倾向变化幅度不大。与此相同，对于低收入家庭，虽然个税起征点的调整使得他们的机会收入增加，但是这些还不足以使他们有较大的消费倾向，也只能产生有限的幅度变化。
3个税起征点的调整影响上海市居民消费
3.1个税免征额调整影响上海市居民消费水平(绝对数量上)
上海市居民2010年家庭人均消费支出如表1所示。从绝对数量上来看，2011年中高收入户的消费支出出现了大幅度上升，增加了3614元，到2012年这种趋势放缓，只比2010年增加2802元，显然，个税起征点的调整对于中高收入户的影响较大，消费支出出现了跨越式上升，其他收入水平的居民消费也有不同程度的上升。这其中，高收入户的增加量不是很大，只有653元，可见这次调整的影响对于高收入户的影响很小，他们的消费情况基本趋于饱和，等到2012年时，他们适应了起征点变化的影响，消费支出又进一步增加。中低收入户、中等收入户和中高收入户在2012年消费支出都有不同程度的回落，起征点调整由此的影响可见一斑。对于低收入户来说，这几年的消费支出一直呈现上升趋势。
3.2个税免征额调整影响上海市居民消费水平(相对数量上)
从相对数量上来看，低收入和高收入户一直是增长的，而对于中等收入户(包括中低收入户、中等收入户和中高收入户)的影响却是一样的。在个税起征点调整的当年，刺激性消费的支出比较大，而次年当居民适应了这种变化，慢慢地消费放缓，虽然相比于2010年的消费量是增加的，但较2011年来说环比增长跌破100%，即消费支出下降，如表4所示。
3.3个税免征额调整影响上海市居民消费结构
消费结构是在一定的社会经济条件下，人们(包括各种不同类型的消费者和社会集团)在消费过程中所消费的各种不同类型的消费资料(包括劳务)的比例关系，有实物和价值两种表现形式。实物形式指人们在消费中，消费了一些什么样的消费资料，以及它们各自的数量。价值形式指货币表示的人们在消费过程中消费的各种不同类型的消费资料的比例关系。上海市统计局根据居民的消费内容来划分居民消费结构，同时对于居民的收入又进行了更细节性的划分，分为三大类、五小类，分别是低收入、中低收入、中等收入、中高收入和高收入；消费支出分为八类，分别是食品支出、衣着支出、家庭设备用品和服务支出、医疗保健支出、交通和通信支出、教育文化娱乐服务支出、居住支出、其他商品和服务支出。众所周知，食品支出占消费支出的比例即为恩格尔系数，低收入和中低收入的恩格尔系数较大，反之，高收入人群的恩格尔系数较小。随着经济的发展和人民生活水平的提高，食品的支出在人们的消费支出中所占比重正逐步缩小，而高收入居民的基础物质消费基本已达到饱和，中低收入居民才是这部分收入的主力军。个税免征额的调整恰好使得居民的可支配收入增加，在消费方面也更具灵活性，实现了其他各消费支出的同步增长，改变了居民以食物支出为主的消费结构。
4结语
1．1城镇居民消费结构因子分析
(1)提取因子以及因子解释原有变量的情况，进行尝试性分析．根据原有变量的相关系数矩阵，采用主成分分析法提取因子并选取特征值大于1的特征根．根据计算结果，第一个因子的特征根值为3．579，解释原有8个变量总方差的44．732%(3．579÷8×100)，累计方差贡献率为44．732%;第二个因子的特征根为2．461，解释原有8个变量总方差30．760%(2．461÷8×100)，累计方差贡献率为75．492%((3．579+2．461)÷8×100)．可以看到，两个因子共解释了原有变量总方差的75．492%．总体上，原有变量的信息丢失较少，因子分析效果较理想．(2)因子的命名解释，在这里采用方差最大化对因子载荷矩阵实施正交旋转以使因子具有命名解释性．指定按第一因子载荷降序的顺序输出旋转后的因子载荷以及旋转后的因子载荷图(表2所示)．从表2可以看出，医疗保健、衣着、教育娱乐文化、居住在第一个因子上有较高的载荷，第一个因子主要解释了这几个变量，根据城市居民的消费习惯可解释为生活型消费(精神享乐商品);交通和通讯、家庭设备用品、杂项商品与服务、食品变量在第二个因子上有较高的载荷，第二个因子主要解释了这几个变量，可解释为生存型消费(物质必须商品)．(3)计算因子得分，这里采用回归法估计因子得分系数，并输出因子得分系数．根据表3可以写出因子得分函数．F1=0．013*食品+0．317*衣着+0．031*家庭设备用品+0．247*医疗保健+0．160*交通和通讯－0．286*教育娱乐文化－0．240*居住+0．044*杂项商品与服务F2=0．209*食品－0．024*衣着+0．286*家庭设备用品－0．211*医疗保健－0．303*交通和通讯－0．023*教育娱乐文化－0．061*居住+0．300*杂项商品与服务
1．2农村居民消费结构因子分析
(1)考察原有变量是否合适进行因子分析，由于在因子分析之前一定要考察变量之间是否存在一定的线性关系，这里也用KMO检验方法进行检验．表4中，巴特利特球度检验统计量的观测值为149．603，相应的概率p接近0．如果显著水平a为0．05，由于概率p小于显著水平a，应拒绝零假设，认为相关系数矩阵与单位阵有显著差异．同时KOM值为0．252，根据Kaiser给出KMO度量标准可知原有变量适合进行因子检验．可以看出农村居民消费数据的数据结构良好，具有可操作性，与城镇居民的消费数据一样都能进行因子分析．(2)提取因子以及因子解释原有变量的情况．与城镇居民消费结构数据一样，根据原有变量的相关系数矩阵，采用主成分分析法提取因子并选取特征值大于1的特征根．根据计算结果，提取因子的情况非常理想．第一个因子的特征根值为4．908，解释原有7个变量总方差为61．352%(4．908÷8×100)，累计方差贡献率为61．352%;第二个因子的特征根为1．241，解释原有8个变量总方差15．506%(1．241÷8×100)，累计方差贡献率为76．858%((4．908+1．241)÷8×100)．总体上，因子分析效果较理想．(3)因子的命名解释，通过对比观察表2，表5，农村居民消费与城镇居民消费是有区别的．在农村居民消费数据中，食品、衣着、家庭设备用品、教育娱乐文化在第一个因子上有较高的载荷，第一个因子主要解释了这几个变量，根据农村地区的消费习惯可解释为生活型消费(精神享乐商品)．医疗保健、交通和通讯、杂项商品与服务、居住在第二个因子上有较高的载荷，第二个因子主要解释了这几个变量，可解释为生存型消费(物质必须商品)．通过指标体系的构建，了解到城镇居民与农村居民在消费偏好上的差异:同是生活型消费或者同是生存型消费，但由于农村与城镇的环境条件不同，消费习惯不同，同类型消费下的指标构成是不尽相同的．(4)计算因子得分，这里采用回归法估计因子得分系数，并输出因子得分系数．根据表6可以写出因子得分函数．
2重庆市城乡居民消费结构对比
2．1城镇居民消费结构演变特征
根据因子得分计算结果绘制出农村居民消费两因子得分散点图，如图1所示(F1因子一;F2因子二)．观察图1，从2000年至2011年重庆城镇居民的生存型消费因子得分高于生活型消费因子得分，但是重庆城镇居民的生活服务型消费因子得分一直在不断提高并逐渐接近生存型消费因子得分．总的来看，生存型消费因子所占比重逐渐下降，生活型消费因子所占比重不断上升，这说明随着重庆市GDP的不断提高，重庆市城镇居民的收入增加，消费观念转变，再加上近几年来医疗、住房制度的改革和教育收费改革的逐步见效，居民生活服务型消费支出出现减少，居民的基本生活服务得到了保障，在物质享受消费充足的城镇，居民将更多的钱以及注意力投入到了自身的生活环境与精神文明的消费中去．从以上分析可看出，重庆城镇居民的消费结构在加速演进，已经不再只追求物质生活质量，而且更加注重精神文化生活的消费，消费结构趋向合理化．
2．2农村居民消费结构演变特征
根据上述SPSS软件的因子得分计算结果绘制出农村居民消费情况的两因子得分散点图，如图2所示(F1因子一;F2因子二)．观察图2，生活型消费因子所占比重从2000年到2004年是递减的，到了2005年开始上升．生存型消费因子所占比重从2000年到2009年从总体上来说是一直递减的，2010年的时候突然上扬，占了较大的消费比重，但到了2011年又继续递减．目前，居民生存型消费支出在减少，用于居家享受型消费支出也出现相应的增加．这说明重庆市的GDP增加了，重庆市居民的收入增加了，医疗、住房制度的改革和教育收费改革正在不断实施，农村居民的生活质量确实在不断提高．但仍然要注意2010年生存型消费出现的反弹迹象．相对于城镇居民的消费情况，农村居民的消费情况还不太稳定，从中反映出重庆市政府政策对农村地区的影响力与农村的生活服务保障情况都不太稳定．这可能是由于城镇居民收入的增加突出、明显，但农村居民不那么明显，农村居民收入增加比重不高，医疗、住房制度改革和教育收费改革等政策在农村地区起效慢，效果不明显;另一方面也应该考虑到，农村的消费观念落后，在经济不断增长的年份里，农村居民始终保持着较高的生活服务型消费，居家享受型消费比重一直不高．说明农村居民一直注重生存的消费，而忽略了享受的消费．从以上分析可看出，重庆农村居民的消费结构在最近几年演进较慢，更加注重物质生活方面的消费，消费结构不太合理，需要进一步的调整．今后政府应该加强宏观经济政策的执行效果，引导农村居民消费结构向更加健康、合理的方向演进．
3促进城乡居民消费结构优化的对策措施
1．农村居民消费支出变动分析。消费结构指各类消费支出在总消费中所占的比例，消费结构能够反应出居民的生活水平，甘肃农村居民从1993年到1999年将支出主要用于食品消费，说明农村居民生活水平处于贫困和温饱状态;从2000年开始消费支出比例小于0.5，生活水平有所提高。医疗、交通通讯、教育、居住是衡量居民生活水平的重要标志，相关数据变动说明甘肃省农村居民消费结构逐渐优化，农村居民生活水平逐步提高。
2.城镇居民消费支出变动分析。恩格尔系数从1993年的0.51总体上保持下降趋势，到2007年的0.36，食品消费支出已不在占据消费支出的一半比例。说明城镇居民的生活水平的提高，城镇居民生活水平到达小康阶段，医疗保健、交通通讯、娱乐文教、居住方面的支出比例都相应有所增加，表明城镇居民的生活质量逐步提高，消费结构不断优化。
3.城乡居民消费结构变动度分析。消费结构变动度，是分析消费结构变化程度的指标，计算公式为：
在1996年～2000年期间，甘肃省农村居民消费结构变动度为9.00％，城镇居民消费结构变动度为6.26％。在2001年～2006年期间甘肃省农村居民消费结构变动度为2.22％，城镇居民消费结构变动度为3.27％。
在1996年～2000年期间，城乡居民消费结构变动非常显著，其中食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次;2001年～2006年期间，城乡居民消费结构经过剧烈变动后，明显趋于缓和变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大；医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
二、甘肃省居民消费对经济增长的贡献率
1.生产总值构成变动分析。最终消费、资本形成总额、货物和服务净出口是经济增长的拉动力，同时是计算支出法生产总值的三要素,其中最终消费一直在我国生产总值中所占比重最大，在经济增长中贡献率最大。1978年甘肃省生产总值为64.73亿元，2007年为2702.40亿元;消费率1978年为66.62％，2007年为59.78％,说明最终消费是拉动经济增长的最重要动力，因此实证分析甘肃省居民消费变动及其对经济影响作用有一定实际意义。
2．最终消费情况分析。最终消费由居民消费和政府消费两部分组成，甘肃省最终消费支出1978年为43.12亿元，2007年为1615.37亿元。根据《甘肃统计年鉴》数据计算居民消费支出一直占据最终消费支出大部分的比例，稳定在70％以上。
3.甘肃省最终消费对经济增长贡献率。消费贡献率(消费拉动率)通常指在经济增长率中消费需求拉动所占的份额,计算甘肃省最终消费贡献率在2002年至2007年间分别为63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最终消费对经济增长的贡献率并不稳定，其原因是经济增长更容易受资本形成总额、货物和服务净出口政策要素影响。
三、甘肃省城乡居民消费函数分析
本文采用持久收入消费函数。具体模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε
其中Ct为现期消费;Yp和Yz表示持久收入和暂时收入。系数α1和α2分别是持久收入和暂时收入的边际消费倾向。根据《甘肃年鉴》统计资料，对模型进行回归拟和，分别得甘肃省城乡居民消费函数(1）、（2）。
农村居民消费函数Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）
（0.002）（8.237）（2.469）
R2=0.873D.W.=1.212F=34.461
城镇居民消费函数Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）
（1.095）（40.793）（3.908）
R2=0.997D.W.=1.91F=1878.984
从方程中可看出，农村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消费；每增加1元暂时收入，有1.74元用于消费。既增加了暂时收入，不仅要将暂时收入全部用于消费，同时还要拿出储蓄来消费。城镇居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消费；每增加1元暂时收入，有0.87元用于消费。
四、简要结论
1．经济增长与城乡居民的收入和消费之间有直接的影响。经济增长越快，收入增加越高，消费也会随着增加。但是，在投资、出口和消费等三要素当中,消费对经济增长的贡献率最高，一般都在70%左右,说明拉动消费仍然是甘肃省经济发展的主要动力。
2.随着经济的增长、收入提高，居民生活水平提高，消费结构出现重要变动倾向。在城乡居民的消费结构变动当中，食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次，特别是自从2001年以来，城乡居民的消费结构剧烈变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大。另外，医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
3.为了巩固消费对经济发展的贡献率，我们建议：一是加快发展城乡经济，保证固定资产的投资速度，使投资增长不要出现大起大落;二是进一步开发农民能够稳定增加收入的就业渠道和途径，如非农产业收入、转移性就业收入、农业产业化收入等；三是对于城市居民来讲，要把创造更多的就业岗位和机会作为重点，用扩大就业保证收入，用收入增加保证消费；四是对于城乡居民的消费结构进行一定的引导，努力改善城乡居民住房、医疗、教育、保障等关键性问题。
参考文献：
[1]彭劲松:重庆市经济增长中消费与投资贡献度分析[J].重庆大学学报（社会科学版），2004，（4）；7～10
受中央“八项”规定和厉行节约、反对铺张浪费等政策因素及其他因素的影响，2013年甘南州消费品市场增速有所放缓，但消费品市场总体态势良好。据甘肃统计信息网公布的“2013年甘南州国民经济运行情况分析”信息，2013年全州完成社会消费品零售总额29．75亿元，同比增长13．4%。其中城镇零售额为24．59亿元，增长14．1%。据调查，甘南州城镇居民消费行为有以下特征。
(一)收入水平和消费水平低于甘肃省平均水平，但消费率相差不大根据2013年《甘肃省发展年鉴》数据，2012年甘南州城镇居民人均可支配收入为13970元，人均消费性支出为10357．49元，消费率为74．13%;同年，甘肃省城镇居民人均可支配收入为17157元，人均消费性支出为12847元，消费率为74．88%。可见，虽然甘南州城镇居民的收入水平和消费水平均低于甘肃省平均水平(城镇居民人均可支配收入比甘肃省平均水平低3187元，人均消费性支出低2490元)，但消费率与甘肃省平均水平相差不大，低于甘肃省平均水平仅0．75个百分点。
(二)储蓄倾向高，消费意愿低尽管甘南州城镇居民收入水平在逐年提高，但居民的消费意愿却普遍较低。问卷调查显示，在当前物价和利率水平下，手有余钱时，被调查的甘南州城镇居民的做法如下:全部存起来的占6．9%;存大部分，其余用于提高生活质量的占43．28%;存小部分，大部分用于提高生活质量的占6．9%;全部用于提高生活质量的占8．5%;基本没有余钱用于提高生活质量的占34．52%。其中，全部存起来和存大部分的共计50．18%。这一方面反映出甘南州“没有余钱”的城镇居民占一定比例，另一方面也反映出当地城镇居民储蓄倾向普遍较高，而消费意愿普遍较低。
(三)消费外流现象严重问卷调查中，对甘南州城镇居民家庭高档生活用品的购买地作了调查，调查结果显示，51．63%的家庭大多在甘南本地购买;12．27%的家庭大多在甘肃省内其他地区购买;31．41%的家庭大多在省城兰州购买;4．69%的家庭大多在省外发达城市购买。在被调查的甘南州城镇居民中，48．37%的家庭其高档生活消费大多是在甘南州以外实现的。可见，甘南州城镇居民消费外流现象十分严重。
(四)消费层次普遍较低居民的消费层次主要反映在消费结构上。按消费满足居民生活消费的层次，消费结构分为生存型消费、发展型消费和享受型消费。生存型消费的主要目的是要解决基本生活问题，比如普通食物和衣物等;享受型消费可以使人们感到舒适和快乐，比如高级食品、高档服饰等物质消费以及旅游、休闲、文化娱乐等精神消费;发展型消费是人们为了寻求利于自身长期的发展而产生的消费需求，比如教育、健康等方面的消费。享受型消费和发展型消费在全部消费性支出中所占比重的多少，可以反映出当地居民的消费层次以及生活质量的高低。医疗保健、交通通信、教育文化娱乐等消费水平是反映消费层次及生活质量高低的主要指标。甘肃全省城镇居民此三项平均消费金额合计为4013．53元，占其全部消费性支出的比例为31．25%;甘南州城镇居民此三项的消费金额合计为2398．14元，占全部消费性支出的比例为23．13%，低于甘肃省平均水平8．12个百分点，其消费层次明显低于甘肃省平均水平。表2是2012年甘南州和甘肃省城镇居民医疗保健、交通通信及教育文化娱乐等发展型和享受型消费支出情况的比较。
二、甘南州城镇居民消费影响因素调查
(一)外部环境因素对居民消费行为的影响1．自然环境对居民消费习惯的影响甘南州地处青藏高原东北边缘，大部分地区海拔在3000米以上，常年平均气温3℃。除舟曲县和迭部县外，全年无绝对无霜期，气候条件相对较差④。这在很大程度上限制了当地城镇居民的生活方式和消费习惯。其中，玛曲、碌曲、夏河及合作市的城镇居民在衣、食、住、行等方面表现出鲜明的青藏高原的地域特征。比如，玛曲县因为“全年无夏季”，人们对夏季服饰及夏季生活用品几乎无需求;在饮食方面，因为气候的缘故，对猪肉、绿茶等性寒的食品需求量极小。气候、地理等自然环境对当地城镇居民消费习惯有较大的影响。24．46%的被调查者认为，影响自身消费习惯的主要因素是自然环境。2．经济环境对居民消费水平的影响经济环境对居民消费水平的影响主要体现在居民收入水平上。由于历史、地理等原因，甘南州经济发展水平相对落后，城镇居民收入水平普遍较低。据2013年《甘肃省发展年鉴》统计，2012年甘肃省城镇人均可支配收入为17157元，而甘南州城镇居民人均可支配收入为13970元，比甘肃省平均水平低3187元。可任意支配的收入是影响消费需求最活泼的因素。但由于收入有限，甘南州大多数城镇居民每月收入主要用于固定的基本生活开支，可任意支配的收入普遍较低。据调查统计数据显示，19．61%的家庭每月必需的各类固定开支占家庭总支出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。总体来看，每月必需的固定开支占家庭总支出50%以上的家庭达到54．91%。调查中，49．36%被调查者认为本地消费水平的主要影响因素是收入水平。3．社会环境对居民消费的影响(1)教育因素对居民消费的影响。由于经济、地理等环境因素，甘南州教育领域很难吸引到高学历人才，造成中小学师资力量薄弱、教学质量差、高考升学率难以提升等问题比较突出。多年来一直有“一个甘南州考不过一个天祝县”的说法。因此，甘南州各县市大量城镇居民不得不想办法送子女外出读书。这种情况在玛曲县表现得尤为突出。因为师资的原因，玛曲普通高中数次停办，至今还无法恢复招生，当地所有学生的普通高中教育只能转移到外地实现。由于大量中小学生外出读书，加之海拔高、气候条件不利于身体健康等原因，甘南州很多城镇居民在临夏、临洮、兰州甚至成都、海南等地购置了养老房。他们的节假日生活也相应转移至子女读书所在地或养老房所在地。相应的，其大量日常生活开支和其他较高层次的消费性支出往往也会转移到外地实现。可见，教育环境也是造成甘南州城镇居民消费外流的主要原因之一。(2)民族文化因素对居民消费结构的影响。民族文化因素对居民消费的影响主要体现在民族文化习俗和两方面。对此，专门对调查对象中占比71．79%的藏族城镇居民做了调查。就民族文化习俗来看，不同县市藏族家庭对本民族生活习俗保留程度不同。其中，夏河、玛曲、碌曲、卓尼等县的保留较多，而合作市的保留相对较少。在保留的民族生活习俗中，语言位居第一，饮食习惯第二，人际交往的礼仪排第三。总体来看，语言、饮食习惯、人际交往的礼仪等方面保留较多，而服饰、家具用具等方面较少保留。其中还有一小部分被调查对象对本民族生活习俗基本没保留。在较好地保留了民族生活习俗的家庭中，主要在婚、丧、嫁、娶以及重大节日期间的民族服饰以及民族宗教事宜等方面的开支数额较大，而其他对本民族文化习俗保留较少的家庭这方面开支较少。对民族生活习俗基本没保留的家庭，其消费行为与消费结构与其他民族的家庭没有明显不同。就来看，大多数藏族家庭对宗教活动都非常重视，而且其消费结构中，与相关的消费支出占较高比例。调查中，对家庭是否重视宗教生活这一问题的调查结果显示，非常重视的家庭占65．55%;一般重视的占25．26%;不太重视的占5．74%;只有3．36%的家庭不重视宗教生活。在对宗教生活方面的支出占家庭全年支出比例的调查结果显示，宗教支出占家庭总支出20%左右的家庭占比最高，为30．79%;宗教支出占家庭总支出40%以上的家庭有22．99%;占家庭总支出30%左右的家庭有22．57%;占家庭总支出10%左右的家庭有23．65%。其中，夏河、玛曲、碌曲等县居民对民族风俗和宗教生活相对较重视，与之相关的消费支出占家庭总支出的比例较高，其他县市相对较低。调查中，认为居民消费主要受与民族风俗习惯影响的人占15．88%。
(二)消费品市场自身因素对城镇居民消费行为的影响1．消费品市场不完善，抑制了居民消费意愿据问卷调查统计数据显示，有23．61%的被调查对象认为当地消费品市场很不完善，满足不了基本生活需求;认为不够完善，但能满足基本需求的占53．21%;只有8．1%的人认为已经很完善了，可以满足各种需求;认为高品质和高层次服务难以满足需求的占18．02%;认为未能体现地方和民族特色的占16．73%。甘南州消费品市场不完善主要表现在六个方面:一是全州消费品市场货品种类少;二是商品和服务质量较低;三是货品价格偏高;四是购物环境差;五是高档商品不足;六是民族特需用品不足，地方特色不鲜明。图2是当地城镇居民对消费品市场的评价及不同评价的人占被调查对象的比例。由于当地市场不完善，加之交通条件改善，有车族增多，当地城镇居民更加愿意到省城兰州或其他消费品市场相对完善的地区消费。调查显示，消费品市场不完善是导致甘南州城镇居民消费外流最主要的原因。2．市场竞争不充分，导致居民消费成本高调查发现，铺面租金和人工等成本等远低于省城兰州的甘南，城镇居民所承受的各类消费品价格却明显高于省城兰州，而且各类时尚品或热销品也鲜有因过时或过季而打折促销等活动。消费者讨价还价能力普遍较弱，买方市场特征不明显。从调查来看，其中有当地市场对外依赖性强及运输成本较高等原因，但主要还是消费品市场竞争不充分导致的。这在较高档的服装、家具用具等商品市场以及较高层次的餐饮、住宿、休闲娱乐等服务市场表现得尤为突出。笔者在甘南州消费品市场实地消费体验时对此深有体会。被调查者中，49．36%的城镇居民认为当地消费成本明显高于其他地区。
三、对甘南藏族自治州消费品市场的几点思考
基于甘南州城镇居民消费行为及其影响因素的调查分析，本文提出几点建议，期望能够通过对相关工作的改进和调整，增强甘南州消费品市场对当地经济的拉动作用。
(一)合理规划并完善消费品市场，减少居民消费外流据调查，甘南州正在规划建设合作市东二路商业街的城市商贸综合体。本文建议，将该商业街建设成设施齐全、功能完善、环境优美的大型综合性商贸服务一条街。比如，引进诸如“西单商场”或“王府井”等上档次的百货商场，提供居民所需高档耐用消费品及高档生活用品等;引进货品种类全、质量有保障的大型连锁综合超级市场，提供居民所需较高品质的食品及日用品等;建功能完善、设施先进、服务到位的大型集贸市场;吸引上档次的服装品牌专卖店及知名快餐店等。完善消费品市场和较高层次的服务，可以大大提升州府合作市居民及其他各县居民就地实现较高层次消费的意愿，从而降低甘南州城镇居民消费外流现象。
(二)突出藏民族特色，打造消费品市场核心竞争力，吸引流入式消费作为藏族聚居区，甘南州具有浓郁的藏民族文化氛围，而且有为数众多的藏族居民保留了藏民族特有的生活习俗。他们很注重宗教生活，对与民族生活习俗密切相关的服饰、家具用具、生活用品等有需求。本文建议利用甘南州地缘优势及藏民族文化优势，将藏民族特色确立为甘南州消费品市场的核心竞争力，着力将甘南州消费品市场打造成具有鲜明藏民族特色的消费品市场，以吸引流入式消费。首先，充分利用藏传佛教格鲁派六大宗主寺之一的拉卜楞寺这一宗教资源优势及夏河县即将投入运营的机场这一契机，进一步加大宣传力度，扩大其“世界藏学府”、“藏传佛教格鲁派最高佛学学府之一”等宗教资源知名度，并完善配套服务。比如修建上档次的具有浓郁民族特色的酒店、餐饮、娱乐等服务场所，提供个性化宗教旅游项目及旅游产品等，进一步增加对世界各地宗教人士和普通游客的吸引力。其次，充分发挥玛曲、碌曲等县的高原生态畜产品及其他高原原生态产品资源优势，实现高原生态牛羊肉、蕨蔴猪、酥油以及人参果、羊肚菌等产品的优质化、品牌化(以牦牛奶为原料的“燎原”奶粉就是一个成功的典范)。在此基础上，修建上档次的甘南优质特产放心专卖店，以满足当地居民及外来游客对高原生态优质产品的需求。再次，进一步优化整合甘南州藏医藏药资源，突出其在藏医藏药领域的重要地位。藏医藏药在甘南州发展基础较好，已有1000多年的历史。甘南州创建了全国第一家藏医药科研机构，创办了全国唯一的省级藏医药刊物《藏医药研究》，形成了较完善的资源基地、藏医医疗、藏医学教育、藏医药研究、藏药生产、营销等多位一体的发展体系，有一批在消化道、肝脏、心脑血管等方面疗效显著的特效方剂及在早期肝癌、肝硬化等疑难病方面的独特治疗方法。甘南州藏医藏药可以通过组建具有较强竞争力的藏医藏药产业集团，进一步提升竞争力，以满足各地患者对其独特自然疗法的需求。总之，特色鲜明、服务到位的消费品市场不仅可以改变甘南州居民消费外流现象，而且随着甘南州旅游市场日益成熟，外地游客逐年增多，甘南州消费品市场完全有可能吸引外地游客大量消费，并将甘南消费品市场由“外流式消费”转变为“流入式消费”。甘南州消费品市场还可以利用当地浓郁的藏文化氛围，在藏民族服饰、藏式家具用具、生活用品等民族特需用品方面有所作为，甚至可以确立一个宏大目标———让它像新疆喀什的大巴扎一样，成为甘南的地域标志之一。
(三)洞察居民消费倾向，引导居民转变消费观念消费倾向是指一定消费者群体在不同时期对商品需求的变动趋向。消费观念是人们对其可支配收入的指导思想和态度以及对商品价值追求的取向，是消费者对消费对象、消费行为方式、消费过程、消费趋势的总体认识评价与价值判断。问卷调查反映出当地居民有较强的改善消费结构的倾向。在调查对待可以任意支配收入的处置态度时，选择“旅游”的占31．08%;选择“购置家庭用具”的占25．23%;选择“教育”的占18．02%;选择“购买高档服饰”的占10．36%;选择“宗教生活”的占3．15%。可见，当消费能力允许时，大多数人会在享受型消费和发展型消费上增加投入，也说明甘南州在享受型消费市场和发展型消费市场方面有较大的发展空间和商业机遇。因此，一方面，要提倡当地居民的消费量入为出，不铺张浪费、注重消费效益;另一方面，也要提倡居民放弃过度储蓄的观念，注重健康消费、绿色消费。同时，要创造条件、利用机会，使他们在消费结构中增加旅游、娱乐、保健等享受型消费，并注重精神消费，提高文化、教育等发展型消费的比例。
(四)关注居民消费动态，培育居民消费热点在对近1年的同事或亲朋好友家最热门的较高层次的消费情况的调查中，有55．11%的人认为是购买家用汽车;有21．78%的人认为是子女教育、培训;有17．33%的人认为是旅游;有5．78%的人认为是保健养生。可见，近1年甘南州城镇居民消费热点倾向于享受型消费及发展型消费。对此，有关部门一方面应当抓住机遇，努力满足其现有需求，并倡导居民进一步增加对教育、旅游和保健养生等方面的需求;另一方面，还应当引导其进一步提升生活质量，提高消费层次，并在营养健康食品、文化娱乐、新型电子产品、高档家具用具、家用电器等方面培育他们的消费兴趣和消费热点，以扩大消费需求。
（一）降低农村居民收支波动性据分析
想要发展通河县农村消费信贷，必须从降低支出和增加收入两方面着手，而降低农村居民的收入波动性则更为重要。一是降低支出波动性方面。要使农民的非预期支出得到降低，就必须完善农村的医疗和养老保障体系，这样就会减少重大疾病及意外事故对农村居民家庭的影响。这不仅可以提高居民的财务稳定性，还在一定范围内控制了农户未来面对的不确定因素，对农村居民消费信贷的发展产生了促进作用。二是降低收入波动性方面。首先，农村具有先天地理条件优势，可以有效的利用自有的耕地资源，在种植和养殖业上实行多方位多层次的发展方向。开展分散种植，既可以使市场的价格风险得到降低，还可以避免农民在丰收的季节收入却下降的尴尬局面；另一方面也分散农业风险，降低自然灾害对农业收入的影响。其次，通河县拥有大量闲置劳动力，可以鼓励这些农村居民进城务工，一方面可以提高农村居民的收入；另一方面，这种劳动力的转移，也为城镇的经济发展提供便利条件。
（二）改变农村居民的贷款成本
农民的贷款成本因其对消费信贷的影响作用不同，可以分为利息成本和非利息成本，我们可以根据其不同的特点，进而采取相应的措施。一是利息成本支出。提高利率水平，不仅可以加强农村金融机构应对贷款风险的能力，还可以降低银行的贷款标准，进而提升农村消费信贷的市场需求。而一些农民的还款能力良好，由于其没有适合的抵押物而没有获得贷款，这样会制约农村消费信贷的发展。而提高利率水平，可以使他们更容易参与到信贷市场，促进农村消费信贷的发展水平。二是非利息成本支出。在降低农村居民贷款的过程中，非利息成本可以充分改善农村居民消费信贷的发展状况，它是影响农村居民获取消费信贷的一个重要因素。首先，为了降低借款双方的信息不对称问题，可以通过引入第三方来解决，比如设立第三方担保公司。开设第三方担保公司的合伙人必须来自同一村镇，同时得到当地政府部门的资格许可，并要缴纳一定数量的资本金，才能保证对外提供担保业务。除此之外，还需保证有效流通及共享的信息，提升违约付出的代价，这样可以使借贷款两方信息不对称的问题得到缓解，保证农村消费信贷健康有序的发展。其次，可以允许民间资本按照规定进入农村的消费信贷市场，试点发展村镇信用合作社。由于村镇信用社立足于本区域农村，对周围的人文地理环境都有较深的了解，这样能够掌握贷款农户的实际经济情况及信用记录，从而降低借贷款双方信息的不对称。这样能够保证识别与警惕不良贷款人，同时降低优质贷款人的非利息成本支出。
（三）改变农村居民的预期收入水平
为了能够更好的促进农村消费信贷的发展，就需要提高农村居民的预期收入水平，而提高农村居民的文化程度，则是最为行之有效的途径。这主要体现在以下两个方面：首先，随着文化水平的提高，农村居民对部分金融方面的知识更为了解，同时也更容易接受。这样就可以通过合理运用一些例如金融、保险等金融工具，来降低风险，减少不必要的损失。
二、结语
公共服务支出和公共服务均等化对经济的影响公共服务在我国经济发展中的作用越来越受重视，加快转变政府职能，建立健全水平适度和可持续发展公共服务体系，是未来经济建设和改革的重心。当前，我国政府财政收入和外汇储备都比较充裕，据国家统计局相关数据，1998年以来我国税收收入弹性系数一直都在1.5以上，增加政府公共服务支出具有必要性。首先，扩大公共服务支出可带动相关产业的投资；其次，扩大内需才是国家经济持续健康发展保障，增加公共服务支出可提高人民的消费水平，提高消费倾向。公共服务均等化是解决社会民生问题的优先选择，伴随着我国的经济发展水平提高，增加了教育文化、医疗卫生、社会保障等相关支出，但由于我国的城乡二元经济约束，城市支出比农村多，在农村和不发达地区不完善，不能满足当地居民需求。因而，只有提高公共服务总体支出，注重公共服务均等化，才能缩小城乡贫富差距。
二、理论模型实证研究
（一）数据来源本文所指的消费率可分为两种，一种是最终消费率，反映一个国家或地区最终消费占当年国内生产总值比；一种是最终消费量增长率，是绝对值的增加比率。本文的数据为《中国统计年鉴》及各省统计年鉴，时间跨度为1998-2012年，基于四川、重庆、和港澳台数据的不可获得性，在各省市统计中剔除。在分析消费率变动影响因素时，重点分析人均国内生产总值（y）、城镇化率（urb）、公共服务支出水平（Pe）。基于上述指标，最终消费率C1、最终消费增长率C2需要从两个方面进行分析。
（二）模型构建与实证1.第一种实证：综合上述相关文献，借鉴了孙林茂（2013）等研究方法，结合本文研究视角和内容，构建如下模型。首先，进行单位根检验，本文选择LLC、IPS、ADF和PP四种检验方法。其中，LLC检验用于同质单位根检验，IPS、Flsher-ADF和Fisher-PP用于异质单位根检验。从单位根检验可知，在1%显著性水平下，变量序列的水平项是非平稳序列，经过一阶差分后，在1%显著性水平下皆为平稳序列，可进行协整检验；其次，运用面板协整检验各个变量间的协整性，由于Kao检验，否定了原假设在1%水平存在协整关系，具有长期相关关系；再次，LR检验区分混合模型和固定模型，在1%水平上拒绝原假设，应选择固定效应模型；进行Hausman检验，结果显示，在1%水平上拒绝原假设，对数据需要进行固定效应。通过eviews回归，固定效应实证结果，如表1。实证结果看，人均可支配收入对最终消费率的影响系数为-11.40137，表明考虑收入要素条件下，每增加人均可支配收入一个百分点，带动最终消费率降低11.40137个百分点，增加居民收入对最终消费率具有降低作用，收入提高会降低居民消费倾向，消费倾向也是影响消费率高低的因素，可能其他要素对消费率具有提升作用，随着人均收入变化，消费率并不只随其而变化；公共服务支出对最终消费率系数为5.301276，表明公共服务支出提高消费率具有重要性。提高城镇化率与消费率存在着反向影响，城镇化与公共服务的交叉项系数为0.080135，表明推进城镇化水平，随着增加公共服务支出，会增加消费率，说明了城镇化需要改进，基于户籍制度等原因，公共服务供给不均衡，会对消费量的增长产生负面的作用和影响。2.第二种验证：根据上述构建的模型，从变量单位根检验可知，变量序列的水平项是非平稳序列，在1%水平下为平稳序列，可进行协整检验，进一步选择eviews中的Kao检验来验证数据的协整性，在1%水平上存在协整关系，通过了Kao协整检验方法，可进行回归分析；LR检验在1%水平上拒绝原假设，表明选择固定效应模型。Hausman检验结果在1%水平上拒绝原假设，还需要固定效应估计分析，进一步实证结果如表2。从实证结果分析，人均GDP对消费量增长率的影响系数为0.396013，表明人均GDP每增加一个百分点，将带动消费量增长率增加0.396013个百分点，增加居民收入积极推动了消费量提高；公共服务支出对消费量增长率的影响系数0.270806，表明公共服务支出在提高消费量增长率的重要性；城镇化与公共服务的交叉项系数为0.004068，表明城镇化水平随着公共服务支出的增加，消费率也会增加，说明我国当前不合理的城镇化增长模式需要未来更好的改进，公共服务供给基于各种原因的不均等，形成了城镇化的增长悖论。
（三）综合分析从上述分析，提高人均可支配收入会提高消费量增长率，对最终消费率产生具有负面的影响是因为收入提高会扩大消费支出，由于边际消费倾向降低，会导致消费增长比例小于收入上涨的比例，会使终消费率出现反向变动；提高城镇化率没有直接拉动最终消费率，基于公共服务水平没有提升城镇化发展，需要加大对公共服务支出投入，起到刺激消费，扩大内需作用。
三、结论与对策
1.1协整检验根据以上分析，本文采用基于VAR的johansen协整检验对LRC、LRI和UR三者进行协整分析。通过综合考虑AIC、SC信息标准及似然比，选择滞后阶数为4，协整检验结果如表2所示，迹检验和最大特征根检验都说明：三者之间存在两个协整关系。由方程（1）可知，时间序列LRC、LRI、UR之间存在长期均衡关系，城镇化水平的发展、农村居民收入的提高对农村居民的消费有正向的刺激作用。
1.2VAR模型的设定经济理论往往不能为经济变量之间的动态关系提供一个严格的定义，使得在解释变量过程中出现一个问题，即内生变量应该出现在方程的哪边。VAR模型基于数据的统计性质，把每个内生变量作为系统中所有内生变量滞后值的函数来构造模型，就避免了结构方程中需要对系统每个内生变量关于所有内生变量滞后值的建模问题，在预测变量之间的动态关系中比传统方法更准确。LRC、UR和LRI同是一阶单整序列，符合建立VAR模型的前提。模型的滞后阶数选择根据AIC和SC取值最小的准则，经过反复试验，滞后阶数选择为5，即建立LRC、LRI、UR的VAR(5)模型。从表3给出的VAR（5）模型的整体检验结果来看，模型的对数似然函数值足够大（165.9479），AIC(-10.72253)和SC值（-8.3420）值足够小而且在一个相当的水平上，表明模型整体效果不错。为了检验得到的VAR(5)模型的稳定性，采用AR根的图表来验证，如图1所示。从图中可以看出，VAR系统中所有根的模的倒数小于1，即位于单位圆内，得出的VAR系统是稳定的。
2脉冲响应与方差分解分析
2.1脉冲响应分析建立了VAR模型，模型系统中的系数非常多，如果考虑整个VAR系统中的互动关系，单个系数往往只反映了一个局部的函数关系，并未能够捕捉全面复杂的动态过程。基于本文建立的VAR模型是稳定的，因此，采用cholesky分解方法得到正交化的脉冲响应函数，建立与VAR相关的脉冲响应分析，借此全面地反映各个变量之间的动态关系。图2、图3分别显示了农村居民消费对农村居民收入和城镇化率的随机误差项一个标准差冲击的响应函数。横轴表示了脉冲响应冲击的作用的滞后期数，滞后期设定为20年；纵轴表示农村居民消费的变化，实线代表响应函数的计算值，虚线为响应函数值正负两倍标准差偏离带。图4、图5分别显示了城镇化率对农村居民消费和农村居民收入的随机误差项一个标准差冲击的响应函数。横轴表示图2、图3；纵轴表示城镇化率的变化。图6表示了农村居民收入对城镇化率的随机误差项一个标准差冲击的响应函数，纵轴是农村居民收入的变化。首先我们分析农村居民消费对农村居民收入和城镇化率的响应情况和作用路径。（1）由图2可以看出，当给本期居民收入一个单位标准差冲击时，前2期对农村居民消费的影响基本为0，之后对农村居民消费的影响逐渐增大，在第三期达到峰值，使得农村居民消费增长0.05%，之后又呈现波动状态，直到第八期下降到0，之后又上升到第15期的0.03%，此后趋向平稳，并出现收敛。说明不论是短期还是长期，对农村居民人均纯收入的冲击，农村居民消费是上升的并最终趋于稳定。（2）当给城镇化率一个正向标准冲击时，如图3所示，农村居民消费前两期的正向效应为0，此后一直增长，到第四期达到峰值，消费增长0.09%。之后出现波动下降，趋于平稳，到17期又有一个峰值，达到0.08个百分点，表明城镇化的推动对农村居民消费有明显的促进作用，短期内迅速增长，长期收敛并呈现明显的正效应。其次，我们来考察城镇化率对农村消费和农村居民收入的一个单位标准差冲击的响应。（1）由图4可知，本期给农村居民消费一个标准差的正冲击时，城镇化率在第一期基本没有反应，第一期之后，对城镇化率的正效应逐渐增大到19期的0.019并趋于稳定，这表明农村居民消费的增加促进城镇化的发展；（2）给农村居民收入一个标准差冲击时，城镇化率小幅上升，直到第五期峰值0.007，之后呈现下降和平稳趋势，也就是说农村居民收入的增长冲击促进了城镇化率的提高，但作用有限。最后，本文分析下农村居民收入对城镇化率冲击的响应结果。如图6可知，当给城镇化率一个正向的标准差冲击时，对当期农村居民收入基本为0，此后开始有正的响应，第2期为0.05，第三期又下降到0.03，之后又上升到第四期的0.05并接着保持平稳。结果表明，城镇化率的提高，对农村居民收入有一个稳定的促进作用。
2.2方差分解通过脉冲响应函数能捕捉一个变量的冲击对另一个变量的动态影响，而方差分解则可以将VAR系统中的一个变量的方差到各个扰动项，以便我们进一步分析特定变量的变化中各种结构冲击的相对重要性。比较这些相对的重要性随时间的变化，就可以估计出对特定变量的影响时滞和影响效应大小。本文分析农村居民消费LRC和城镇化率UR的方差分解结果，通过Eviews7.2在VAR环境下得到的方差分解结果见表4、表5。表4的结果表明，农村居民消费LRC的误差在前两期主要受自身冲击，第二期还在89%左右，随后有下降的趋势；农村居民收入LRI和城镇化率UR对农村居民消费的预测误差解释能力越来越强，其中农村居民收入在第七期达到了17.27%，城镇化率的解释在第五期更是达到了41%左右，二者在第七期的冲击能解释农村居民消费的50%以上。表明了短期下城镇化率和农村居民收入对农村居民消费的影响不显著，而在长期中对农村居民消费的影响不可忽视，同时城镇化率对促进农村居民消费有积极的影响效果，这与脉冲响应分析的结果相同。城镇化率的方差分解结果显示，农村居民收入对城镇化率的预测方差的贡献在一开始就达到了10%，但短期来看，城镇化率的变动主要受自己的冲击，此后有明显的下降幅度，农村居民消费的贡献逐渐增加，从第一期的1.78%到第七期的46%左右，超过了城镇化本身。说明短期城镇化本身的冲击是城镇化率变动的最主要原因，农村居民消费对城镇化率的长期变动具有很深的影响。不论是短期还是长期，农村居民收入对城镇化率的变动有一定的贡献，但有限，这与前面的脉冲的脉冲响应分析的结果一致。
3结论与启示
第二次世界大战结束以后，凯恩斯主义在西方许多国家大行其道。凯恩斯主义流行的结果之一就是政府支出不断攀升和政府规模不断扩大。这促成了学者们对政府支出是否影响和如何影响居民消费问题的关注。20世纪70年代开始，这方面的研究成果越来越多。我国学者则是自21世纪以来才开始关注这个问题。目前国内外学界在政府支出与居民消费的关系问题上主要形成了三派观点：（1）挤出说。这种观点认为，政府支出增加会对居民消费产生挤出效应，或者说，政府支出与居民消费之间是一种替代关系。（2）挤入说。与前一种观点相反，这种观点认为政府支出增加会对居民消费产生挤入效应，或者说，政府支出与居民消费之间是一种互补关系。（3）不相关或不确定说。这种观点认为，政府支出变化与居民消费变化之间没有相关性或具有不确定性。所谓不确定性是指，在某些条件下，居民消费与政府支出是互补的；但是在另一些条件下，居民消费与政府支出则是替代的。
1．国外学者的研究。贝利（M．J．Bailey）在其《国民收入与价格水平》一书中最先研究了政府支出与私人消费的关系，他通过对三部门国民收入决定模型的经验检验证明二者之间存在一种替代关系，即政府支出会部分挤出居民消费支出。［1］巴罗（R．J．Barro，1981）认为，政府支出增加将通过财富效应和替代效应两条渠道挤出私人消费，并且，暂时性的政府支出比持久性的政府支出产生更大的对私人消费的挤出效应。［2］科孟迪（R．C．Kormendi，1983）根据美国的经验数据估计出政府支出替代私人消费的系数约为0．2。［3］阿乔（AlanAschauer，1985）以霍尔（Ro－Hall，1978）的最优化消费模型和由此推导出的欧拉方程为基础，构造了一个带有辅助方程的消费方程，并用美国的经验数据估计出政府支出对私人消费替代程度的区间为［0．23，0．42］。［4］埃姆德（S．Ahmed，1986）用跨期替代模型证明英国的政府支出挤出了居民消费。［5］阿玛诺和威简托（R．Amano＆T．Wirjanto，1997）估计了政府支出与居民消费的跨期替代弹性和期内替代弹性，发现美国政府支出与居民消费存在替代关系，且期内替代弹性为0．9。［6］霍（T．W．Ho，2001）通过对24个OECD国家1981—1997年的面板数据计量分析发现，政府支出与私人消费呈现显著的替代关系，替代系数为0．5387。［7］埃斯惕威和桑切斯－劳皮斯（V．Esteve＆J．Sanchis－Llopis，2005）根据持久收入假说和1960—2003年的西班牙统计数据分析发现，西班牙的政府消费性支出与居民消费之间存在Edgeworth－Pareto意义上的替代关系。［8］但是另一些研究者发现，政府支出与私人消费之间是一种互补关系，政府支出增加不是挤出而是挤入私人消费。卡拉斯（G．Karras，1994）将政府支出函数直接引入了消费者的目标效用函数，应用30个国家1950—1987年的数据对消费的欧拉方程进行了计量分析，结果显示从总体上来说私人消费与政府支出是一种互补关系，即政府支出可以挤入私人消费，并且这种互补关系与政府规模呈反比关系。［9］奈伊和霍（C．C．Nieh＆T．W．Ho，2006）运用面板协整方法和1981—2000年的数据估计了23个OECD国家和地区私人消费与政府支出的期内替代弹性和跨期替代弹性，其结论是，从总体上看，私人消费和政府支出是互补的。布朗和韦尔斯（A．Brown＆G．Wells，2008）将面板协整方法运用于分析澳大利亚6个州的经验数据，其结论是澳大利亚的私人消费与政府支出呈现互补关系。［11］一个有趣的现象是，使用标准的随机动态一般均衡模型（DSGE）的研究者往往得出政府支出①冲击会挤出私人消费的判断，而一些使用向量自回归（VAR）技术的经验研究得出的结论却是，政府支出冲击通常会挤入私人消费。但是，有些学者又认为，政府支出挤入私人消费的结论可能是由于VAR技术本身的原因引起的。还有一些学者发现，政府支出与居民消费之间的关系是不确定的或不相关的。阿玛诺和威简托（R．Amano＆T．Wirjanto，1994）沿着霍尔（Rob－ertE．Hall）模型最优化的思路分析了1953—1993年加拿大政府支出对私人消费的影响，但在对欧拉方程进行计量分析时考虑了时间序列数据的协整和非协整两种情况，结果发现，在协整的假设下私人消费与政府支出是互补的，但是在非协整的假设下私人消费与政府支出则是替代的。［12］阿玛诺和威简托（R．Amano＆T．Wirjanto，1998）依据持久收入假说构建了一个嵌入了替代弹性不变函数的跨期替代弹性的效用函数，其结论是：当跨期替代弹性（对于跨期替代弹性的效用函数来说）大于、小于、等于期内替代弹性（对于替代弹性不变的效用函数来说）时，私人消费与政府支出呈现Edge－worth－Pareto意义上的互补、替代、不相关的关系。他们还进一步使用1953—1994年美国的季度数据估计出这两个替代弹性系数都约等于1．56，这意味着美国的私人消费和政府支出在Edgeworth－Pareto意义上是不相关的。［13］克旺（Y．K．Kwan，2006）将协整方法用来分析东亚9个国家和地区的面板数据发现，在印度尼西亚和新加坡，私人消费和政府支出之间存在互补关系，而其他7个国家或地区的私人消费和政府支出之间存在着替代关系，不过替代程度大小不同。
2．国内学者的研究。我国学者对政府支出与居民消费的关系的研究始于1998年我国第一次大规模实施积极的财政政策、扩大内需以后。国内学者在这个问题上的结论也是莫衷一是。财政部办公厅课题组（2001）认为，关于私人消费和政府支出，有人认为它们具有某种替代关系，这需要具体分析。从财政支出结构看，某些种类的政府支出例如招待费，的确是私人支出的替代品；但其他一些支出诸如交通设施支出，则是私人消费的互补品；其他许多公共支出可能既是私人消费的替代品又是互补品。［15］胡东书（2002）使用2000年以前中国的时间序列数据所做的回归分析表明，政府支出变动与居民消费之间呈正相关关系，二者之间从整体上看是互补关系而不是替代关系，政府支出增加对居民消费的作用是挤入的而不是挤出的。［16］谢建国和陈漓高（2002）通过建立一个居民消费的跨期替代模型，分析了中国的政府支出与居民消费之间的关系，认为在短期内，中国政府可能通过增加政府支出的方式增加总需求，但在长期均衡时政府支出完全挤占了消费支出。［17］黄颐琳（2005）通过构建实际的经济周期（RBC）模型，利用随机动态一般均衡（DSGE）方法对中国经济进行实证检验。结果表明，改革开放后政府支出对居民消费产生了一定的挤出效应。［18］李广众（2005）在消费者最优选择欧拉方程基础上推导出用以分析政府支出与居民消费之间关系的模型，然后对全国、城镇和农村的样本进行估计，结论是：改革开放以来，中国政府支出与居民消费之间表现为互补关系。［19］张治觉和吴定玉（2007）利用可变参数模型对我国1978—2004年的数据进行了动态分析，结果表明，从总体上分析，在大多数年份政府支出对居民消费产生引致效应；从结构上分析，政府投资性支出对农村居民消费和城镇居民消费产生了挤出效应；从1998年开始，政府消费性支出对农村居民消费和城镇居民消费产生了引致效应；政府转移性支出在大多数年份对农村居民消费和城镇居民消费产生了引致效应。申琳和马丹（2007）对1978—2005年我国政府支出影响居民消费的两个渠道（消费倾斜渠道和资源撤销渠道）进行了经验分析，发现我国人均政府支出增加通过消费倾斜渠道促使人均居民消费上升，通过资源撤销渠道使得人均居民消费下降；综合来看，人均政府支出增加通过两种渠道最终导致人均居民消费下降，即政府支出与居民消费存在长期替代关系。楚尔鸣和鲁旭（2008）通过构建政府支出与居民消费跨期替代模型，并利用1990—2005年我国27个省、直辖市和自治区的相关数据进行面板协整检验和完全修正普通最小二乘估计，发现中国地方政府支出与居民消费呈现较弱的互补关系。杨子晖等人（2009）通过面板协整分析发现，中国政府消费支出与私人消费成互补关系。陈创练（2010）所做的面板数据实证分析的结果表明，我国政府消费与居民消费呈互补关系。但是，他又指出，政府消费与居民消费的互补程度可能受政府支出规模的影响。比如，随着政府支出规模的扩大，政府将减少与居民消费呈互补关系的公共物品（如国防支出）的提供，而增加与居民消费呈替代关系的公共服务（如科学教育卫生事业支出和学校午餐等）的供给。［24］胡蓉等人（2011）利用我国城乡居民1978—2009年的人均消费、政府支出和可支配收入等数据，通过建立协整方程和误差修正模型对政府支出如何影响居民消费进行了实证研究。结果发现，政府支出在短期内对居民消费具有挤入效应，而在长期则具有挤出效应。由上我们看到，我国学者主要是从总量上研究政府支出对（城乡）居民消费需求的影响，或把政府支出划分为消费性支出和投资性支出，再分别研究这两类支出对居民消费的影响。只有石柱鲜等人（2005）等少数几篇文章尝试从我国的财政支出结构或财政支出分类上分别考察这些政府支出对城乡居民消费的影响。在这个专题研究上，研究者大多把居民消费函数看做是线性的，把函数关系看做是已知的或确定的。不少研究者得出的结论与直觉或事实明显相悖，例如，有的文章认为，政府消费性支出增加会促进居民消费；还有的文章认为，政府支出与居民消费正相关；也有的文章认为，政府支出增加对居民消费没有影响；还有一些研究者把政府（财政）支出等同于政府消费。已有的研究成果提示我们，对中国财政支出与居民消费需求的关系有进一步深入研究的必要，可行的研究路径可能是要改变模型方法选择。
二、中国政府支出结构对居民消费影响的初步分析
笔者认为，从总量上研究中国政府支出对居民消费的影响可能过于综合，过于笼统，无法反映政府支出对居民消费的真实效应。因为我国政府支出既包括政府消费支出，也包括政府投资支出，还包括转移支出和民生支出，这些不同性质的支出对居民消费的影响应该是不同的，并且某些支出可能对城乡居民的消费需求影响也是不同的。因此，本文试图从政府支出的不同分类上来考察它们分别对城乡居民消费产生了什么样的影响。2007年我国国家统计局对财政支出项目分类进行了重大调整，由原来的5类27个项目调整为22个项目，不再按功能性质分类。1978年到2006年，我国政府财政支出按其功能性质划分为5大类：经济建设费支出、社会文教费支出、国防费支出、行政管理费支出和其他支出。图2显示的是1978—2006年我国政府的5大类支出分别在政府财政支出总额中所占比例的变化。可以看出，从1978年到2006年，经济建设费支出占比呈现明显的下降趋势；社会文教费支出占比呈现先上升后平稳的趋势；国防费占比自20世纪80年代中期以后呈现缓慢下降的趋势；行政管理费支出占比和其他支出占比都呈现明显的上升趋势。政府支出结构的变化从一个侧面映射了改革开放以来我国经济体制和经济结构的变化：随着我国经济体制由高度集中的计划经济体制向社会主义市场经济体制转型，政府和市场在资源配置中的作用呈现出此消彼长的变化趋势，经济建设的任务越来越多地由企业和个人承担，国家对经济建设的直接干预不断减少，这就导致了经济建设费支出占比大幅度下降。随着科教兴国战略的实施和社会保障制度建设，社会文教费支出占比不断提高。行政管理费支出占比上升较快反映了我国政府规模扩张较快，公部门控制和消费的资源过多。这5大类财政支出对城乡居民消费的影响应当是不同的。经济建设费支出。这类支出是国家用于生产性投资和基础设施建设方面的财政支出，它们主要形成物资资本和公共物品，如铁路、公路、机场、水利、电力、环境保护等。这类支出在短期可能会排挤居民消费，但是在长期可能会促进居民消费。经济建设费支出的资金主要来源于国家对企业和个人征收的税收，并且这类支出代表政府配置资源的规模，因此它在短期内可能会排挤居民消费。
在长期，这类支出可能会促进居民消费。例如，交通便捷会促进居民出行和旅游消费，电力供给有了保障会促进居民购买和消费家用电器。从市场经济中政府与市场的关系来看，政府通过经济建设费支出来配置资源的规模必须适度，不宜过大，否则会挤占市场和居民消费。社会文教事业费支出。这是国家用于科学研究、文化、教育、卫生、出版、广电、抚恤和社会福利救济等方面的事业费支出。这类支出主要是形成人力资本和民生工程，它有助于提高社会及其成员的科学文化素养和受教育水平，有助于提高社会福利水平。这类支出应当会促进居民消费。显而易见，政府投资九年制义务教育，提供教育、文化、体育、医疗卫生设施，必然会促进居民在教育、文化、体育和医疗卫生等方面的消费。国防费。这是国家用于国防建设的各种经费支出。国防是一个国家最大和最重要的公共物品，是防止企业和个人遭受外来侵略和掠夺的保障。因此，国防费支出虽然可能会挤占居民收入和消费，但是一个强大和稳固的国防会大大降低国民生存、发展、生产、消费的风险和不确定性。行政管理费。这是一种社会消费性支出，主要用于国家各级权力机关、行政管理机关和外事机构行使其职能所需要的开支，包括人员经费支出和公用性经费支出。在我国行政管理费支出中，直接用于行政人员开支的费用约占50％上下。近几年受诟病较多的“三公”经费就是行政管理费中的一大部分。在行政管理费支出中，一部分是政府为企业和居民提供公共服务的，这是经济和社会发展所必需的。但是在我国的行政管理费支出中，相当一部分是政府行政人员的纯粹性消费，这部分支出与公共服务供给的数量和质量没有什么相关性。一个公务员使用公款消费得越多越好，不意味着他提供的公共服务水平和质量就越高，反而有可能会降低公共服务水平和质量。其他支出。这包括政府财政年初预留的预备费，其他政府性基金支出，地震捐赠支出，彩票发行销售机构业务费安排的支出，等等。这类支出很可能对居民消费的影响是中性的或影响不大。
三、基于可加模型的经验研究
笔者在文献综述部分提到过，在政府支出与居民消费的关系问题上，我国一些研究者得出的结论与直觉或事实明显不符，其中的一个重要原因是这些研究者把居民消费函数看做是线性的，把函数关系看做是已知的或确定的。本文尝试改变这种经验研究方法，使用可加模型来进行研究。1．可加模型简介。可加模型（additivemodels）是非参数统计分析中很重要的模型之一，它是线性模型的推广。与线性模型相比，可加模型具有以下特点：（1）假设自变量和因变量之间的函数关系未知；函数关系根据数据本身而得到。相比线性模型这更符合变量之间的实际关系要求。（2）对于因变量的分布没有限制，估计的结果具有稳健性。与线性模型要求因变量服从某个分布相比，可加模型更为合理。因为因变量是否服从某种分布实际上很难验证。虽然计量经济学给我们提供了很多检验服从分布的方法，但是严格来说，它们往往是检验其不服从某种分布，很难检验出服从某种分布。因为它们的原假设是服从某种分布。不拒绝原假设不等于接受原假设，这是两个概念。分析政府支出结构对城乡居民消费需求的影响，可加模型具有先天优势。政府支出结构对居民消费的影响不是一个静态过程，应该是一个动态过程；也可以说随着政府支出的变化，它们对居民消费的边际效应也是变化的，而不是一成不变的。另外，计量经济学分析中通常假定模型中变量之间的关系是线性关系，但是这些线性关系是在很强的假设下得到的，而实际经济活动中的变量之间关系呈线性关系的极少，绝大多数都是非线性的。因为影响变量的因素很多，在实际研究中，由于研究者受到主观和客观原因的制约，或为了研究的简化和方便，不可能考虑到所有这些因素，所以很强的假设易于构建模型和得出结论，但是很难符合实际和刻画变量之间的实际关系。2．可加模型应用。（1）数据来源与选取。
由于国家统计局在2007年对政府财政支出统计口径进行了重大调整，使得2007年前后的数据不可比，所以本文选取的是1978—2006年的政府支出数据，这些数据均来自1979—2007年《中国统计年鉴》。1978—2006年按照功能和性质我国政府财政支出划分为五大类：经济建设费支出、社会文教费支出、国防费支出、行政管理费支出和其他支出。下面我们将分析1978—2006年政府支出结构对城乡居民消费的影响①。为了消除数量级的影响，将数据进行自然对数变换。另外，为了方便，我们作如下记号：x1为经济建设费，x2为社会文教费，x3为国防费，x4为行政管理费，y1为农村居民消费，y2为城镇居民消费。（2）政府支出结构对农村居民消费需求影响分析。根据（1．1），政府支出结构与农村消费需求的可加模型为。从图3可以看出：（1）政府支出中的经济建设费支出对农村居民消费需求在一定范围内是有促进作用的，但当经济建设费支出超过该范围便会出现阻碍作用。（2）社会文教费支出对农村居民消费产生了“挤入效应”，促进了农村居民消费的增加。下图②显示，随着社会文教费支出的增加，农村居民消费支出也在增加。（3）国防费支出和行政管理费支出对农村居民消费产生了挤出效应，即这两类支出挤占了一部分农村居民的消费支出。下图③和图④显示这两类支出增加导致了农村居民消费支出减少。从图4可以看出：（1）财政支出中的经济建设费支出对城镇居民的消费需求在一定范围内是有促进作用的，但当经济建设费支出超过该范围便会出现阻碍作用。（2）社会文教费支出对城镇居民消费产生了“挤入效应”，促进了城镇居民消费的增加。下图②显示，随着社会文教费支出的增加，城镇居民消费支出也在增加。（3）国防费支出在一定范围内对城镇居民消费支出具有促进作用，但超出这一范围其影响变小。（4）行政管理费支出降低了城镇居民的消费支出。下图④显示这类支出增加导致了城镇居民消费支出的减少。（4）比较政府支出结构对农村、城镇居民消费需求的影响。综合起来看，政府财政支出中的经济建设费支出、社会文教费支出和行政管理费支出对农村居民和城镇居民消费需求的影响几乎是一样的。但国防费支出的影响不同。国防费支出对农村居民的消费有一定的阻碍作用，而对城镇居民在一定范围内有促进作用。我们认为，这个结果符合实际，许多军用设施和军民两用设施位于城镇，农村则很少，这在一定程度上有利于促进城镇居民消费需求的增加。当然，这个差异也可能是由于城乡居民对国防保障带来的安全性的认知程度不同，这种认知程度不同可能导致城乡居民消费函数中的不确定性的大小不同。（5）模型效果评价。为了评价模型，我们引入MSE（均方误差）、MAE（平均绝对误差）和MAPE（平均绝对百分误差）指标。从表1可以看出这三个误差指标都比较小。在应用可加模型时，如果MAPE＜10，模型预测的精确度就较高，而我们现在得到的MAPE小于0．5，可见我们使用的可加模型的效果非常好。［32］模型的拟合结果如图5和图6所示。从两个拟合图看，模型的效果也很好。
四、结论与政策含义
[关键词]消费；需求；经济增长
一、问题的提出
本文通过对河北1995-2008年的消费需求与经济增长数据的定量研究,试图剖析在当前经济增长方式转变的过程中,消费需求对于促进河北经济可持续增长所起的作用,为进一步提出促进河北消费需求增长的现实的、可操作的对策和建议奠定基础。
二、变量的选取
1.消费需求衡量指标的选取。消费需求作为一个宏观经济分析的范畴,是指一定时期内常住单位形成的对最终消费品的有支付能力的购买力总量。本课题研究消费需求的衡量指标是支出法国内生产总值中的最终消费。是常住单位为满足物质、文化和精神生活的需要,购买的货物和服务的支出。根据消费主体不同,最终消费分为居民消费和政府消费,居民消费又可细分为城镇居民消费和农村居民消费。
2.经济增长衡量指标的选取。经济增长是由产出能力的增加带来的总产出的持续增加,如果考虑到人口和价格因素,经济增长就是人均实际产出的增加。基于定量分析的需要,同时考虑到目前世界各国都采用国内生产总值的增长率来衡量一个国家(或地区)的经济增长速度,从研究问题的一致性出发,本课题所涉及的经济增长是指总产出的增长,并用国内生产总值的增长率来表示经济增长率。
三、消费需求在经济增长中的比重分析
消费率又称最终消费率,是最终消费需求在支出法国内生产总值中的比重,作为一项重要的宏观经济指标,它不仅能反映一国(或地区)国内生产总值的最终使用格局,还可以直观地反映消费增长在经济增长中的作用。经过分析我们发现:
1.最终消费率在低位徘徊,波动中呈下降趋势。从图1可以看出1995年以来,河北的消费率始终在50%以下徘徊,年均消费率为43.4%。由于消费需求的增长速度落后于地区生产总值的增长速度,按照当年价格计算,1996-2008年地区生产总值年平均增速为14.3%,最终消费的年均增速为13.2%,两者增速相差1.1个百分点。其中,2008年地区生产总值的增速为18.1%,而最终消费增速为14.3%,比地区生产总值增长慢3.8个百分点。由于消费需求增长慢于地区生产总值的增长,导致消费率在2008年降至1995年以来的最低点,仅为41.8%,比1995年下降了5.5个百分点。
2.消费需求各组成部分比重变化不平衡,农村居民的消费率下降是消费率下降的原因。从图2可以看出:政府消费率呈平稳的上升趋势,由1996年的9.0%上升到2008年的13.5%,2005年开始已超过农村居民消费率;居民消费率在波动中呈下降趋势,下降幅度比较大,从1996年的37.9%下降为2008年的28.3%,下降了近10个百分点,降为1995年以来的最低点。可见,居民消费率不断下降是造成最终消费率下降的主要原因。
在居民消费构成中,城镇居民消费率基本表现出平稳的上升趋势,2005年起已超过农村居民消费率成为消费需求的第一主力,2008年已达到1995年以来的最高点19.2%,比1995年上升了近7个百分点;而农村居民消费率则呈现出反方向变化趋势,从1996年开始一直呈下降的趋势,到2008年降为1995年以来的最低点9.1%,下降了14.4个百分点,可见,农村居民的消费率下降是居民消费下降的主要原因。
四、消费需求对经济增长的贡献率分析
为进一步量化消费需求对经济增长的动力作用,我们计算了各需求对GDP增长的贡献率(各需求的增加额/GDP增加额×100%)和各需求对GDP增长拉动的百分点(GDP增长的百分点×各需求对GDP增长的贡献率)两个指标,并绘制了折线图(见图3-6)。经过分析发现:
1.投资对经济增长的平均贡献是第一位的,消费需求是拉动经济增长的第二动力。1996年以来,在河北经济平均12.7%的增速中,最终消费支出、资本形成总额以及地区间货物和服务净流出对经济增长的贡献率分别为40.3%、54%和5.7%,分别拉动经济增长5.1、6.9和0.7个百分点。可见,投资目前已是三大需求中拉动经济增长的第一主动力,消费需求仅次于投资需求。图4显示:除1999-2002年这四年消费的贡献率大于投资和2003年、2005年消费和投资共同拉动经济增长以外,其余年份主要是投资需求在支撑着经济的增长。图5显示:1995年以来,河北的国内生产总值呈现出高速持续的增长,而在国内生产总值增长速度较快的年份中,投资的拉动作用显著,可见,投资对经济的拉动具有立竿见影的效果,短时间内对经济增长的影响显著,成为政府提高经济增长率的首选因素。
2.消费需求对经济增长的拉动作用更为持久和相对稳定,是经济增长的稳定器。图4显示:相对于投资需求,河北的消费需求对经济增长的拉动作用不足,但是与资本形成拉动经济增长(3-10.1)及货物和服务的净流出拉动经济增长(-1.5-4.96)相比,消费需求增长对经济的拉动(3.1-7.1)波动较小,是拉动经济增长最为稳定的因素。由于消费需求具有刚性,决定了在地区生产总值的年新增额中,消费需求波动幅度远远小于投资等其他因素,对经济增长影响惯性最大。在经济增长扩张期,消费需求增加不如投资明显;同样,在经济收缩期,消费需求的下降幅度也最小,因而,消费需求成为河北经济稳定发展的重要保证。
3.消费需求中居民消费尤其是农村居民消费拉动经济增长的动力不足。从消费需求的构成来看,1996-2008年,政府消费对经济增长平均贡献率为14.7%,低于同期居民消费对经济增长平均贡献率25.69%。图5显示:居民消费对经济增长拉动的总体水平要高于政府消费,政府消费对经济增长拉动保持平稳,平均水平为1.86个百分点,居民消费对经济增长的拉动的平均水平为3.27个百分点。
从居民消费内部构成来看,农村居民消费对经济增长的贡献在波动中呈下降的趋势,相对差异较大,从1996年的19.8%,下降至2008年的2.38%,下降了17.4个百分点,平均贡献率仅为5.06%;而城镇居民消费对经济增长的贡献率在波动中呈上升的趋势,从1996年的2.5%,上升到2008年的20.77%,平均贡献率为20%。图6显示:农村居民消费对经济拉动的平均水平(0.64个百分点),不仅远远低于城镇居民消费对经济增长拉动的平均水平(2.62个百分点),也低于政府消费对经济增长的拉动水平。
五、消费需求和经济增长的灰关联分析
灰色关联分析(GRA)是建立在灰色系统理论基础上的一种分析方法,对于小样本,该方法要优于经典的数学分析方法。其目的是寻求系统中各要素的主要关系,并确定要素间的相互影响程度和对系统行为的贡献程度。
本文选取河北省1995-2008年按当年价计算的国内生产总值作为参考序列,最终消费、政府消费、居民消费、农村居民消费和城镇居民消费构成序列作为比较序列。用均值法对原始数据序列进行无量纲化处理即同一数列的所有数据均处以该数列的平均值,得到一个新的数列,这个新的数列就是各个时刻的数值相对于该数列平均值的倍数的数列;然后,根据参考序列和各个比较序列计算差序列,从差序列表得知最小差值Δ(min)=0.0011719,最大差值Δ(max)=0.820203;由灰色关联系数的公式,令计算出各个因素在不同时期的灰色关联系数;最后,根据关联度公式:,计算各个变量与国内生产总值的关联度,分析结果显示:
河北最终消费与经济增长的关联度很高为0.942,且各年的关联系数大部分都在90%以上,而且变动幅度比较小,说明消费需求是经济增长的动力,是河北经济稳定增长的重要基础。
在最终消费构成中,居民消费与经济增长的关联度(0.846)比政府消费(0.801)稍大,但是二者相差不大,说明居民消费和政府消费都是促进经济增长的主要因素。
居民消费构成中,城镇居民消费与经济增长的关联度(0.761)远远高于农村居民消费(0.597),这也表明虽然在总人口中,农村居民所占比重远远高于城镇居民,但城镇居民消费对经济增长的影响要大于农村居民消费。分阶段来看,居民消费的关联度从九五时期的0.692一直上升到十一五时期的0.787;城镇居民消费与经济增长的关联度从0.752上升一直上升到0.862,说明居民消费尤其是城镇居民消费对经济增长的作用有上升的趋势。
六、结论
上述定量分析方法得出了相同的结论:说明消费需求是河北经济稳定增长的重要基础。1995-2008年间河北经济增长主要是由最终消费和资本形成拉动,而投资对经济增长的拉动作用高于消费;在最终消费构成中,政府消费和居民消费尤其是城镇居民消费快速增长是促进河北经济增长的主要因素;农村居民消费增速慢与地区生产总值的增速,导致农村居民消费率下降,是河北消费率下降的主要原因。
当人均GNP超过1000美元之后,经济增长动力开始出现转折性变化,消费率开始步入上升阶段,投资率则逐步降低(刘成林,2007)。从河北的现实情况来看,投资率仍维持在较高水平。理论分析表明,投资对经济增长的贡献以消费为基础。因为投资需求具有“名为当期需求,实为下期供给”的双重性。在社会在生产过程中,投资需求只不过是中间需求,只有消费需求才是最终需求,消费需求规模的扩大和消费结构的升级才是经济增长的根本动力。从短期来看,投资需求的扩张虽能一时拉动经济的增长,但从中长期来看,投资本身不可能成为经济增长的持久动力,如果投资结构不能适应消费需求结构的变化,投资的增长超过了消费需求的增长,这种投资形成的供给实际上是无效供给,会加剧下一阶段的供给过剩和需求不足。只有建立在消费基础上投资,通过消费与投资的良性循环和持续增长的态势来共同拉动经济增长,才能有效的扩大内需,使整个经济运行进入良性循环轨道。因此,要加快河北经济的持续稳定发展,更大地释放消费需求对经济增长的拉动作用,首先要找出制约居民消费尤其是农村居民消费的影响因素,逐一加以解决,为经济增长扫除障碍。
参考文献:
[1]刘成林:消费需求变动与河北经济增长的动力结构[J].河北学刊,2007(1)
