引論：我們為您整理了13篇居民消費影響因素論文范文，供您借鑒以豐富您的創作。它們是您寫作時的寶貴資源，期望它們能夠激發您的創作靈感，讓您的文章更具深度。
篇1
一、河南省農村居民消費的現狀分析
(一)2008年河南省農村居民消費現狀
2008年，農村居民人均純收入4454元／年，農村居民人均年生活消費支出3044元／年，與2007年河南省農村居民人均純收入3851.60元／年，農村居民人均年生活消費支出2676.41元／年相比，消費支出提高了367.59元。其中用于食品消費的支出為858.97元，占人均總消費支出的比重為45.41％，比上年下降了3.16％；衣著、居住和家用設備方面，均比2007年有所增長，在人均總消費支出中所占的比重也都有小幅的增長；大幅度增長的是在醫療保健和交通通訊方面的消費支出，其中醫療保健比上年增長了64.48元，在總消費中的比重也上升了2.72％，交通通訊支出比2004年增加了56.49元，比重也上升了2.11％，另外，文教娛樂方面的支出卻比上年減少了44.6元，在人均總消費支出中的比重也下降了，這與近幾年文教娛樂消費比重增加的總體情況不太相符。
(二)河南省農村居民消費變動情況
總體來說，2001年至2005年河南省農村居民人均消費支出是呈上漲趨勢的，且除了2005年的文教娛樂方面以外，消費支出的各方面每年基本上都均有增長，相應地，消費結構出現了一定程度的變化，最為明顯的是食品支出所占的比重逐年下降。
2006年全年全省農村居民人均純收入3261.03元，農村居民家庭恩格爾系數為40.9％。2007年全年農村居民人均純收入3851.60元。農村居民家庭恩格爾系數為38.0％。2008年全年農村居民人均純收入4454元，農村居民家庭恩格爾系數為38.3％。
(三)農民消費的階段性和消費趨勢
在計劃經濟時代，我國的經濟增長主要是靠高積累低消費來推動的，也就是生產推動經濟的增長，使中國在一窮二白的基礎上建立了初步的工業現代化。
改革開放以后，我國由計劃經濟體制轉變為市場經濟體制，農業和農村經濟發展也步入了農產品供給從長期短缺轉向總量平衡、豐年有余，農村居民生活水平由貧困到溫飽，進而向小康平穩過渡的發展階段。從動態角度看，農民消費呈現以下階段式趨勢與特征：
1、第階段是在1978年至1989年的這段時間內，農民消費支出年均增長7.22％，這主要是農村經濟迅猛發展、農民收入大大提高的結果。同時，農民有了收益分配的自，合理地安排了消費與積累的比例關系。
2、第二階段是1990年至今，農民消費的增長與整個國民經濟的發展相適應，農民的人均消費水平沒有超出國民收入增長的允許范圍。但農民消費的增長低于積累的增長，而且收入層次高的農民積累率高，邊際消費率趨于下降，邊際積累率趨于提高。在這個階段，農民的消費行為已不再僅僅滿足于衣、食，住等簡單的溫飽型消費，而是越來越多的投資干教育、旅游、資訊、文化娛樂等高層次消費。
三、河南省農村居民消費存在問題的并決
河南農村居民的消費結構發生了可喜的變化，但是整個農村居民的消費仍然存在著一些問題：諸如消費的增長遠遠滯后于收入的增長、物價極不穩定、貨幣政策失效等。
(一)原因分析
1、農民收入較低，消費支撐不足
河南農民收入增幅緩慢，且城鄉間，地區間差距拉大，制約了農村整體消費水平的提高。從2000—2007年河南農民的人均純收入由1985.82元上升到3851.6元，年均增幅為9.9％，同期城鎮居民人均可支配收入年均增幅為13.4％。而且城鄉差距不縮反而擴大，2000年城鄉人均收入是2.4:1，到2007年擴大到2.98:1。各市農民人均收入差距也比較大，2006年全省農民高收入戶人均純收入為6525.9元，是低收入戶人均純收入的4.7倍。各市中農民人均純收入最高的是鄭州5559元，最低的是周口2641元，鄭州是周口的2.1倍。
其次，河南農民收入來源比較單一，主要收入為農業收入。從2006年的農民人均總收入來看，農業收入(指家庭經營中的第一產業收入)為2764.1元，占總收入的61.98％。非農產業收入(包括工資性收入，家庭經營中的第二、三產業收入，財產性收入和轉移性收入)為1695.3元，占總收入的38.02％。可見農業收入仍為河南農民收入的主要來源，必須拓寬農民收入渠道，鼓勵農民走出去，大力發展非農經濟，才能提高農民消費能力。
2、農民負擔重，收入預期不穩定
自2005年取消“農業稅”以后，農民的稅費支出急劇下降，負擔減輕。但近幾年受石油等能源，原材料價格上漲，工資、運輸等成本費用增加的共同影響，以化肥為主的農資價格持續大幅度上漲，在很大程度上抵消了中央一系列惠農政策給予農民的補貼，減少了農民的收入。而且在農村很多地方，亂集資、亂收費、亂攤派、亂罰款的現象依然存在。不斷增加的農民負擔加劇了農民預期收入的不穩定，從而降低了農民消費傾向。
3、消費環境差，制約農民消費需求的有效增長
河南全省農村的基礎設施仍不能滿足農村經濟發展的需要，也嚴重制約了農村消費的增長。雖然政府加大了對農村電網、通訊、水利等設施的改造力度，但由于成本原因，一些鄉鎮仍存在未執行和城市電價等同、有線電視信號仍未全面覆蓋、農村居民用水不安全等問題，從而使一些商品在農村處于買得起用不起或買得起不能用的窘境。其次，農村市場網絡仍未建立，商業網點少，售后服務差，農民購買商品不方便。第三，市場管理落后。由于農村市場分散，監管力度弱，農村市場普遍充斥著假貨和劣質品，坑農害農的現象時有發生。
4、社會保障體系不健全
，影響農民消費心理預期
由于河南農村鄉鎮多，分布廣，農村人口多，目前來看社保體系難以覆蓋全部農村，而且社保體系本身也不健全，這就制約了農民的即期消費。農民即使有點錢，也要留著防老、防病不敢消費。雖然醫療有新農合作保障，大病能報銷一部分，但前期住院費和沒有報銷的部分仍是個大窟窿，導致部分地區仍存在因病致貧，因病返貧的現象。這些都制約了農民現實消費能力的提升，使許多潛在需求不能轉化為即期消費。
除此之外，農民消費習慣保守落后，消費不科學，金融意識不強，廠家銷售方式單一，產品結構不符合農民的實際需求，農民素質不高等因素也制約了農民的消費。
(二)、提升河南農民消費能力的對策和方法
1、確保農民持續增收，提高農民購買力
提高農民消費能力的關鍵還在于農民收入的提高。首先，要大力發展特色農業，建立特色農業產業鏈，挖掘農業內部增收潛力。關鍵是如何打造具有優勢的特色農業產業鏈，圍繞特色農產品形成種、養、售于一體的產業化鏈條，提高特色農產品的附加值，大幅增加農民收入。
其次，加快農村富余勞動力轉移。充分發揮河南勞動力資源優勢，大力發展勞務經濟，推進農村勞動力合理有序轉移就業，拓寬農民的收入渠道。
2、加強農村基礎設施建設，解決消費瓶頸問題
加大公共財政對農村基礎設施建設的投入力度，通過完善農村居民生活設施提高農村居民消費水平和生活質量。一是政府應把有限的財政資金更多地用于農村基礎設施建設，改善農業和鄉鎮企業的生產條件，并且可以通過使用農民工增加農民收簢，可將農民更多的潛在購買力轉化為現實購買入。其次，采取有效措施，規范對現有基礎設施的使用和管理。要依法定價、合理收費，解決農民消費難的瓶頸問題。
3、健全農村保障體系，改善農民消費預期
農民負擔重，有后顧之憂，自然會減少即期消費，增加儲蓄。要降低農民的儲蓄傾向，鼓勵消費，就必須完善農村保障體系。當前還是要積極探索適合河南農村居民的保障方式和實現途徑，從基本的生活保障開始，逐步擴大社保覆蓋面，以此來穩定農民的消費預期，提高現實消費。
篇2
居民消費水平；經濟發展水平；城鎮化程度；量化關系
一、引言與文獻綜述
城鎮化是我國經濟發展的主要動力，新型城鎮化對我國的發展方式提出了更為嚴格的要求。城鎮化歸根到底是人的城鎮化，人的城鎮化必然與人民的生活質量存在密切關系，否則推薦城鎮化進程就失去意義。長期以來，很多學者研究了居民消費水平與其影響因素之間的關系。徐鳳等運用協整理論,對改革開放以來中國經濟增長與國內居民消費之間的關系進行研究，并指出兩者之間存在著長期穩定的關系，消費對經濟增長具有長期、穩定的促進作用[1]。付波航等基于中國29個省份1989—2010年的面板數據，對城鎮化、人口年齡結構這些人口消費環境或制度變量與居民消費之間的關系進行了實證研究[2]。劉厚蓮指出，人口城鎮化率與居民消費率呈現正相關關系，城鄉實際收入差距與居民消費需求呈現倒U型關系[3]。田青等利用1999—2006年30個省、自治區、直轄市的相關數據分析消費習慣、收入、購房支出、醫療、教育支出、收入波動及利率等因素對消費的影響，實證結果表明，消費習慣、收入是影響消費的主要因素，而收入波動及利率對居民消費的影響不顯著[4]。以我國1978—2004年的年度數據為基礎，建立反映城/鎮化水平和消費增長動態關系的向量自回歸(VAR)模型，在模型的基礎上，運用脈沖響應函數和方差分解分析了城鎮化發展對城鎮居民和農村居民消費增長的動態影響，并指出城鎮化發展對居民消費增長有促進作用，特別是城鎮化發展對農村居民消費增長的累積效應大于對城鎮居民消費的累積效應，并且正向拉動效應的持續時問更長也更穩定[5]。儲德銀等通過建立協整方程和誤差修正模型，從城鄉比較視角分析我國居民消費需求的影響因素，并研究得出收入水平對城鄉居民消費的影響程度最大，而收入分配和政府支出對城鄉居民消費影響的絕對程度基本相同[6]。潘明清等從勞動力流動視角分析城鎮化影響居民消費的內在機制，使用1996—2011年的省級面板數據，采用動態GMM估計方法，重點檢驗了勞動力流動、城鎮化進程以及它們的交互作用對居民消費的影響并證明了城鎮化的積聚效應大于外部成本效應，城鎮化促進了居民消費增長[7]。祁毓等在理論機理分析的基礎上，分別構建2002—2008年和1997—2008年全國30個省份的面板數據,實證研究了不同來源的收入對城鄉居民消費的影響。
二、相關變量敘述城鄉居民消費的影響[8]。
（一）居民消費水平居民消費水平是指居民在勞務或者物質產品的消費過程中，對滿足發展、享受和生存需要達到的程度，可以用勞務和物質產品的質量和數量反映出來也可以通過消費過程中消耗的貨幣量反映出來。本文所采用的就是地區居民消費的貨幣金額數來反應這個地區的居民消費水平。
（二）城鎮化程度城鎮化程度在不同學科中的定義不同，比如，人口學是指城鎮人口占總人口的比重，地理學上是指城市景觀的比重。本文依據多數學者的研究方法，用一個地區城鎮人口占這個地區總人口的比重來表示該地區的城鎮化程度。
（三）經濟發展水平經濟發展水平是指一個國家經濟發展的規模、速度和所達到的水準。反映一個國家經濟發展水平的常用指標有國民生產總值、國民收入、人均國民收入、經濟發展速度、經濟增長速度。本文采用一個地區的人均生產總值來反映該地區的經濟發展水平。
（四）變量數據來源本論文中所采用的數據均來自國家統計局網站，有些是直接采用網站的統計數據，有些是根據需要對網站的數據進行了簡化計算，因此，可以保證數據的真實性和權威性。
三、建立模型與分析
（一）變量的平穩性檢驗在對面板數據進行分析時，首先要對數據進行平穩性檢驗看其是否存在單位根，如果存在單位根則數據不平穩，不能直接進行分析，必須對其差分項進行平穩性檢驗直至平穩為止。為了論述方便。下文中居民消費水平、城鎮化程度和經濟發展水平分別用JMXF、CZH和JJFZ表示。平穩性檢驗的方法主要有ADF-Fisher卡方檢驗、PP-Fisher卡方檢驗、Im,PesaranandShinW-stat和Levin，Lin&Chu-t檢驗[6]，本文依據數據的特征選擇ADF-Fisher卡方檢驗與Im,Pe-saranandShinW-stat作為檢驗方法。檢驗結果如表1。由表1可知，JMXF、CZH和JJFZ都為二階單整序列，可以進行協整分析。協整檢驗方法主要有Kao檢驗、Pedroni檢驗和Johansen協整檢驗基礎上的面板數據協整檢驗。本文如表2所示，在5%顯著性水平下拒絕了原假設，說明JMXF、CZH和JJFZ三者之間存在協整關系。
（二）模型估計本文依據一般構建面板數據的模型形式，構建模型如下：由表3可知，JMXFit=-3625.236+12207.27×CZHit+0.261261×JJFZit。JJFZ與CZH都和JMXF之間存在著正相關的關系，由此可以推出，城鎮化程度與人均生產總值都對提升人結論民的消費水平、對于提高人民的生活水平有著促進作用。通過以上的研究可以看出，雖然我國經歷了多年的城鎮化進程，城鎮化程度也達到了一定水平，但是在新型城鎮化的大背景下，人均消費水平依然與城鎮化水平密切相關，人民生活水平的提高仍然依賴于城鎮化的不斷推進。
參考文獻：
[1]徐鳳，金克琴.中國居民消費與經濟增長關系的實證研究[J].北京工商大學學報，2009，24（2）：109-113.
[2]付波航，方齊云，宋德勇.城鎮化、人日年齡結構與居民消費———基于省際動態面板的實證研究[J].中國人口·資源與環境，2013，23（11）：108-114.
[3]劉厚蓮.人口城鎮化、城鄉收入差距與居民消費需求-基于省際面板數據的實證分析[J].人口與資源，2013，（6）：63-70.
[4]田青.我國城鎮居民消費影響因素的區域差異分析[J].管理世界，2008，（7）：27-33.
[5]胡日東，蘇桔芳.中國城鎮化發展與居民消費增長關系的動態分析[J].上海經濟研究，2007，（5）：58-65.
[6]儲德銀，經庭如.我國城鄉居民消費影響因素的比較分析[J].中國軟科學，2010，（4）：99-105.
篇3
一、引言
改革開放以來，中國的經濟轉型戰略取得了巨大成功，但內需不足的結構性失衡問題一直未得到根本解決，尤其是廣大農村居民消費率明顯偏低，已成為中國經濟長期健康運行的隱憂。伴隨著世界經濟進入后危機時代，以及中國改革向縱深推進，問題變得更為復雜。因此，深入研究農村居民生活消費的主要影響因素及其作用機制，是一個具有重要現實意義和豐富政策蘊含的命題。
擴大內需的最大潛力在農村。本文對傳統的居民消費模型進行修正，研究了影響我國農村居民消費的因素，把國家財政對農業的支出、農村居民消費價格指數等變量引入模型。結果顯示，農村居民的人均純收入、財政用于農業的支出水平對居民消費具有顯著影響。在此基礎上，本文探討了擴大農村居民消費需求的財稅對策。
二、文獻綜述
（一）外文文獻綜述
關于居民消費需求的研究文獻較多，如凱恩斯絕對收入假說、杜森貝利提出了相對收入假說、以莫迪利亞尼為代表的生命周期假說和以弗里德曼為代表的持久收入假說。霍爾第一個正式把理性預期假說和LCH／PIH結合起來，得出了不確定性下消費者效用最大化的隨機游走模型。但Campbell和Deaton也提出了消費的“過度平滑性”，用以說明隨機游走假說與實證結果之間的矛盾。隨后發展起來的預防性儲蓄假說和流動性約束假說，采用了更符合現實的不確定性假定來研究消費最優化行為。
在研究財政支出對消費的影響方面，Fatas和Mihov、Blanchard&Peroti采用結構向量自回歸方法對政府財政支出與居民消費關系做了考察，結果表明財政擴張會導致產出和居民消費的顯著增加。
在研究預防性儲蓄對消費的影響方面，哈波德認為社會保險可降低居民預防性儲蓄，首先，因為在居民面臨大額醫療支出或收入下降的情況下，在困難時期保障的存在降低了家庭所面臨的不確定性，由此可以降低居民的預防性儲蓄。菲爾德斯坦提出養老社會保障對居民儲蓄的替代效應和引致退休效應。他運用擴展的生命周期假說模型，考察了美國居民消費養老社會保障之間的關系。
（二）中文文獻綜述
我國對于消費需求的研究起步較晚，對于影響居民消費因素的研究主要集中在以下幾個方面：一是關于居民收入對其消費的影響。在諸多研究當中，眾多學者都認為收入水平一直是影響居民消費的主要因素，二者之間存在長期穩定地均衡。陳天祥、李貴榮（2001）分析了我國農村居民消費不足的原因，認為影響農村居民消費的因素可歸結為三類：較低的農村居民純收入水平；勤儉節約的消費觀念；宏觀經濟發展，其中收入水平對農村居民消費取決定性的影響。黃少安和孫濤（2005）從家庭倫理、道德習慣等非正規制度的角度分析研究了中國等國家和地區居民消費和儲蓄的特點，并沿用和擴展代際交疊模型，用最優化條件分析了我國居民在儲蓄和消費行為等方面的特征和存在的問題。
二是社會保障支出對居民消費影響的研究綜述。吳敬璉（1998）指出，在社會生活越來越不確定的情況下經濟學論文，要想擴大消費首先要讓消費者對未來的預期越來越好。劉鈞（2000）認為社會保障問題制約著消費啟動的作用力度，完善的社會保障運行機制可以提高居民的邊際消費傾向，可以替代居民用于養老和防止意外事故而進行的儲蓄。王云、辜萍（2001）通過分析社會保障制度對城鄉居民收入分配、消費觀念等消費行為的影響，認為社會保障制度與城鄉居民消費行為存在非常密切的關系，社會保障制度的健全與完善有利于擴大城鄉居民消費，推動經濟增長。
三是財政支農對居民消費影響的研究綜述
國內學術界對財政支出對農村居民消費的影響也進行了一些研究。許允彬、趙衛亞（2007）使用半參數模型考察了農村產出對農村居民消費的影響。財政農業支出、農村產出與農村居民消費等農村經濟變量之間是密切相關、相互影響的，財政農業支出的政策效應也會隨時間動態地變化。張陽、楊宏嶄（2010）利用協整和誤差修正模型對山東省財政支農支和農村消費之間的關系進行實證研究，發現山東省的財政支農支出與農村消費之間存在Granger因果關系、長期穩定的協整關系、同向變動關系和相互促進作用。
四是預防性儲蓄方面。不少學者認為未來的不確定性越大，預期未來的消費增長就越大，預防性儲蓄就越多。劉麗敏（2004）認為思考中國農村居民儲蓄行為及影響因素必須要結合中國經濟體制變遷。還有不少學者研究了城鄉居民消費的流動性約束問題，認為流動性約束太強和消費者短視行為是造成我國目前消費疲軟的根本原因。
還有眾多學者分析研究了就業、人口年齡結構等因素對居民消費的影響。如施祖輝（1997）通過對就業率與居民消費增長之間關系的實證分析，研究了就業對消費的影響。[1]
三、山東農村居民人均消費情況分析
自改革開放以來，伴隨著收入水平的提高，如下圖所示，山東農村居民人均消費也呈現出大幅增長的趨勢，從1978年的農村人均消費僅為93.69元，增長到2008年的4077.05元，并且在1995年及其以后年份出現一個人均消費快速上升的趨勢，并且在2006年之后又進入了另一個快速上升的階段。
圖1 1978-2008年山東農民人均消費線條圖
以上只是對歷年數據中山東農村居民人均消費的規模大致分析情況，關于山東農村居民人均消費背后增長的原因還有待于進一步分析。以下將引入一些列影響農村居民人均消費的變量對其進行定量實證分析論文格式。
三、數據與模型設定
本文所使用的數據為1978—2008年的年度數據，原始數據來源于山東省統計年鑒（2008）及山東統計信息網，根據相關理論及數據的可得性，本文選取山東省農村人均消費支出（ct）為被解釋變量，農民人均純收入（yt）、財政支農支出（gt）、農村消費價格指數（pt）作為影響農村居民消費的解釋變量。
其中，財政用于農業的支出主要包括：支農支出、農業基本建設支出、農業科技三項費用、農村救濟費、新型農村合作醫療等等。農村消費價格指數采用的是以1977年為基期，1977年的農村消費價格指數為100。
同時為了消除時間序列中存在的異方差現象，對變量進行對數變換，變換后不影響原序列的相關性。分別用Lnct、Lnyt、Lngt和lnpt表示取自然對數后的農村人均消費水平、農民人均純收入、財政支農支出、農村消費品價格指數。
四、多線段回歸模型
通過觀察分析山東省農村人均消費水平及其線條圖可知，數據在1995年、2006年有兩個顯著的突變點，可以建立關于人均消費水平與時間變量的多線段回歸模型進行研究，以下將對其進行分析。
建立模型：
其中，T為時間變動量，當時間為1978年時，T=1；當時間為2008年時，T=31。D1、D2為虛擬變量，在1995年以前（不包括1995年），D1取0，D2取0；在1995-2005年，D1取1，D2取0；2006年之后，D1、D2都取1。
運用Eviews 6.0對上述模型進行回歸分析，得到以下回歸方程：
Ct=-110.366+62.913T+103.903(T-18)D1+474.085(T-29)D2
t=(-1.332) （9.041） (6.322) (4.703)
=0.977 F=381.556DW=1.490
從回歸結果可以得出如下分析：t檢驗值(除常數項外)、F檢驗值、呈現出高度的顯著性，并且不存在明顯的自相關問題。可見，可以從1995年、2006年進行分段。
按1995、2006年進行分段，可得到以下分段回歸線性函數：
五、實證回歸分析
（一）ADF檢驗
在運用經濟變量建立模型時，通常要求時間序列是平穩的。否則，通過普通最小二乘法得到的回歸分析結果可能是毫無意義的偽回歸，而經濟時間序列常常是非平穩的。
運用Eviews6.0對時間序列lnct和lnyt、lngt、lnpt進行ADF檢驗，以判斷時間序列的平穩性。若ADF值大于臨界值，則意味著變量時間序列含有一個單位根，即變量時間序列是不平穩的；否則，若ADF值小于臨界值，則認為變量的時間序列是平穩的。
ADF檢驗結果見表1
表1 ADF檢驗值表（lnct、lnyt、lngt、lnpt）
變量
檢驗類型
ADF檢驗值
5%臨界值
結論
lnct
(C,T,2)
-3.013053
-3.574244
非平穩
Dlnct
(C,0,2)
-3.776756
-2.971853
平穩
lnyt
(C,T,2)
-2.881591
-3.574244
非平穩
Dlnyt
(C,0,2)
-3.519626
-2.971853
平穩
lngt
(C,T,2)
-2.089553
-3.568379
非平穩
Dlngt
(C,0,2)
-3.481609
-2.967767
平穩
lnpt
(C,T,2)
-2.586008
-3.568379
非平穩
Dlnpt
(C,0,2)
篇4
文章編號：1004-4914（2013）03-220-02
一、引言
山西地處西部內陸，盡管經濟發展存在著很大制約，但是在50年的社會主義現代化建設中，特別是黨的以來，隨著改革開放地不斷深入，使山西經濟獲得了長足發展，經濟實力逐漸增強，人民生活水平不斷提高，隨著居民可支配收入的增加，居民的消費支出也隨著增加。但是在發展經濟的過程中，制約經濟增長的因素逐漸顯現。消費、投資和凈出口，是拉動經濟增長的三大馬車。它們之間的比例是否合理，直接影響著宏觀經濟效益和經濟的可持續發展。目前制約山西省經濟發展的關鍵因素是投資與消費比例失衡。尤其是2008年金融危機以來，雖然山西省屬于內陸省份，但是在一定程度上也受到了國際經濟蕭條的影響，從而使得投資和消費失衡的矛盾越來越明顯。因此，通過消費來拉動經濟增長的做法就愈顯重要。因此，研究居民消費支出的影響因素以及變化趨勢對于國民經濟的長足發展是十分重要的。由于影響居民消費支出的因素有很多，比如消費習慣、消費環境、政策等等。通過參考相關文獻并結合山西省的實際情況，本文把人均可支配收入、消費意愿（消費性支出占居民可支配收入的百分比）、城鎮居民消費價格指數CPI和年利率定為影響城鎮居民消費支出的影響因素，其中，可支配收入是影響居民消費支出最直接、最具決定性的因素。
二、原始數據
本文選取的影響山西城鎮居民消費支出的因素有：人均可支配收入、消費意愿、CPI和年利率。相關數據均來源于山西省統計年鑒，如表1所示。
三、模型建立與修正
（一）平穩性分析
所謂時間序列的平穩性，是指時間序列的統計規律不會隨著時間的推移而發生變化。數據的平穩性對于模型的估計具有重要的意義，如果有兩列時間序列數據表現出一致的變化趨勢即非平穩的，即使它們沒有任何有意義的關系，但是進行回歸時也可表現出較高的可決系數。由于在實際中遇到的時間序列數據很可能是非平穩的，而平穩性在計量經濟建模中又具有重要作用，因此有必要對觀測值的時間序列數據進行平穩性檢驗。
首先對人均消費性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、消費意愿（X2）、CPI（X3）和年利率（X4）分別進行ADF單位根檢驗，通過分別觀察各個序列隨時間的走勢來確定是否需要選擇截距和趨勢，各序列的單位根檢驗結果如表2所示。
由表2可知，在原序列中，消費支出、可支配收入和CPI都是非平穩序列，消費意愿和年利率的原序列是平穩的，接下來對各個序列分別取一階差分和二階差分，并分別進行單位根檢驗，檢驗結果如表3所示。
由表3的檢驗數據可知，消費支出和人均可支配收入一階差分仍然不平穩，經過二階差分后，序列成為平穩的序列；消費意愿、CPI和年利率經過一階差分后雖然序列已經平穩，但是所有變量需同階平穩，故對其進行二階差分后再檢驗其平穩性，檢驗結論為二階差分平穩。即人均消費性支出、人均可支配收入、消費意愿、CPI和年利率均為二階單整序列。
（二）協整檢驗
在進行時間系列分析時，傳統上要求所用的時間系列必須是平穩的，即沒有隨機趨勢或確定趨勢，否則會產生“偽回歸”問題。但是，由于本文所選擇的時間序列是非平穩的，對其進行二階差分后變成了平穩序列，但這樣會讓我們失去總量的長期信息，而這些信息對分析問題來說又是必要的，所以用協整來解決此問題。本文所采用的協整性檢驗的方法是基于回歸殘差的協整檢驗，這種檢驗也稱單一方程的協整檢驗。
先對方程序列進行回歸，生成殘差后，對殘差序列進行單位根檢驗。由于輸出結果概率P=0.0847，故在=0.05水平下，殘差存在單位根，即不平穩。再次觀察回歸方程輸出結果報表，由于變量X2（消費意愿）標準誤差較大，而且運用Eviews輸出各個變量的相關系數表，分析表中數據，可知，消費意愿X2與消費支出Y的相關系數為-0.946，即二者呈負相關，但是結合現實生活實際情況，當消費意愿越大時，消費支出應該也隨之增大，故試圖將變量消費意愿X2刪除。
對剩余的變量Y、X1、X3、X4進行回歸生成殘差后，對殘差序列進行單位根檢驗。輸出結果如下圖所示：
由以上輸出結果可知，P=0.0048，ADF檢驗值為-3.157，大于臨界值，故此時殘差序列是平穩的。因此，人均消費性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）存在協整關系。
（三）模型建立與完善
1.模型建立。設人均消費性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）的多元線性回歸為：
Y=C+β0X1+β1X3+β2X4+μi
運用最小二乘法對各系數進行估計，本文運用Eviews的回歸功能，對各序列進行線性回歸，回歸后的輸出報告如下：
回歸后的輸出結果為：
由上述報告結果可知，X3、X4沒有通過t檢驗，很有可能存在多重共線、序列相關和異方差等問題，模型還有待于完善。
2.模型修正。
（1）多重共線性檢驗。所謂多重共線性是指線性回歸模型中的解釋變量之間由于存在精確相關關系或高度相關關系而使模型估計失真或難以估計準確，從而使得運用最小二乘法得出的估計量為無效值。
運用Eviews輸出各變量的相關系數矩陣，如表4所示。
由上表可知，各個解釋變量間的相關系數均小于0.8，故不存在多重共線性。
（2）序列相關檢驗。序列相關性是指隨機干擾之間不再是完全相互獨立的，而是存在某種相關性，又稱自相關，即總體回歸模型的隨機誤差項之間存在相關關系。在回歸模型的古典假定中是假設隨機誤差項是無自相關的，即在不同觀測點之間是不相關的。如果該假定不能滿足，就稱與存在自相關，即不同觀測點上的誤差項彼此相關。
若多元線性回歸模型存在自相關，就違背了線性回歸方程的古典假設，如果此時用最小二乘法進行參數估計，將會產生嚴重后果，故需檢驗模型的自相關。在回歸方程窗口查看殘差的Q統計圖，如下圖所示：
由上圖可知，殘差序列均位于虛線之內，故模型不存在序列相關。
（3）異方差。由于模型不存在多重共線和序列相關，試檢驗是否存在異方差。異方差性是為了保證回歸參數估計量具有良好的統計性質，經典線性回歸模型的一個重要假定是：總體回歸函數中的隨機誤差項滿足同方差性，即它們都有相同的方差。如果這一假定不滿足，則稱線性回歸模型存在異方差性。運用Eviews的BPG異方差檢驗功能來完成，由輸出結果可知，X3和X4的t值在0.05的水平下未通過檢驗，因此，方程存在異方差。
異方差的修正：用增加權重的方法來消除異方差。試選取權重w1為殘差的絕對值，再次進行回歸，此時仍沒有通過相關檢驗，換取權重w2為殘差的平方，再次進行回歸，此時通過了相關檢驗，解釋變量的t值均達到了理想水平，P值在0.05的水平下也通過了檢驗，異方差現象消除，模型得到了修正。
四、模型最終完善結果
由Eviews模型輸出結果，可得出均消費性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）的多元線性回歸模型：
Y=0.609X1+1212.5X3-2657.9X4+924.3
由模型輸出結果可知，該模型的可決系數R2=0.999，F值為6570，模型擬合度較高，年利率（X4）前面的系數為負值，這與經濟意義是一致的，當年利率上升時，居民儲蓄的意愿會比沒上升時強烈，從而消費支出所占的比重會有所下降。可用來進行城鎮居民消費性支出的預測。
參考文獻：
1.鄧鵬翔.基于多社會經濟因素的地鐵出行需求研究[D].中南大學碩士學位論文，2011
2.劉春玉.網絡視角的集群企業二元式創新研究——以煙臺汽車產業集群為例[D].山東大學碩士學位論文，2008
3.張曉峒.計量經濟學基礎[M].天津：南開大學出版社，2007
4.劉亮.中國資本外逃問題研究——對1982-2005年數據的實證檢驗[D].山東大學碩士學位論文，2008
篇5
一、引言
通貨膨脹的影響因素研究一直是宏觀經濟理論的重要研究方向，值得注意的是，現有的通貨膨脹影響因素的文獻大都集中在貨幣供給、投資、CPI及PPI等因素，但對于更為本質的財政稅收增加、特別是對間接稅轉嫁因素的研究卻鮮有涉及，這使得通貨膨脹傳導機制的研究一直不夠深入。事實上,過于偏重貨幣理論的分析，容易忽視財政政策中稅收和政府支出對通貨膨脹的影響。并且關于財政政策對通貨膨脹的影響還集中在財政赤字和貨幣供給量關系的方面。Barro (1976)提出,如果債券存量增長率超過產出增長率,持續赤字就會導致通貨膨脹[1]。Sarg-ent,Wallace(1981)也認為持續的債券融資赤字將最終被貨幣化[2]。中國的學者對此也進行了相關研究，許雄奇、張宗益(2004)采用中國1978—2002年的數據對財政赤字、貨幣政策與通貨膨脹進行了實證檢驗,認為中國的通貨膨脹不僅是一個貨幣現象,也是一個財政現象，在我國可以通過財政政策來影響通貨膨脹水平[3]。
新疆試行資源稅從價征收是政府支持區域建設的重要舉措，有利于增加地方財政收入與支出。資源稅屬于間接稅，是可以轉嫁的稅種，實際上由賣方和買方共同負擔稅收，而負擔稅收的多少取決于商品的需求彈性和供給彈性，需求彈性越大CPI，供給彈性越小，稅負越傾向于由供給方負擔；需求彈性越小，供給彈性越大，稅負越傾向于由需求方負擔。因此石油、天然氣類的資源型產品的需求彈性小和供給彈性是我們要討論的一個重點。
二、新疆財政收入通貨膨脹效應的經驗分析
我們以1978—2009年新疆居民消費價格總指數為因變量（1978年為100）,以財政收入的規模為自變量進行回歸分析。此外,投資率、對外開放性水平、居民可支配收入增長率也都是影響通貨膨脹的因素，可以作為截距項論文提綱怎么寫。數據主要是根據相應歷年新疆統計年鑒的數據整理、計算而得。用SPSS17.0進行曲線估計，三次方程的擬合效果最好。
圖：新疆財政收入和居民消費價格指數三次曲線擬合
我們構建時間序列模型：yi =β1 x +β2 x2 +β3 x3 +εi
式中yi為第i年的居民消費價格總指數，X表示財政收入（億元）；ε為截距項。具體來講,當β3 ≠0 時, 模型刻畫了財政收入與居民消費價格總指數之間呈現N 型或倒N 型曲線關系；當β2 ≠0 且β3 = 0 時, 財政收入與居民消費價格總指數之間呈現U 型或倒U型曲線關系；而當β1 ≠0、β2 = 0 且β3 = 0 時，模型反映出財政收入與居民消費價格總指數單調變化特征。我們用SPSS17.0進行回歸分析，得到方程：
y=7.182x -0.037 x2 +5.719*10-5x3 +78.549
（R2=0.939，F=143.365，sig=0.000）
模型中系數都異于零，且擬合程度很高呈現比較明顯的N型趨勢，即居民消費價格指數隨著財政收入的增加先是迅速上升，然后保持一定的水平或略微下降，而后又快速上升，表明在不同時期，財政收入對居民消費價格指數影響程度不同。從曲線特征上來看，自1978年至1997年，曲線迅速上升；1998年至2003年，曲線比較平緩；2004年后曲線又有快速上升的勢頭。經驗表明，財政收入和居民消費價格指數存在比較明顯的N 型曲線關系，改革開放后的20年，CPI隨著財政收入的上升而快速上漲，曲線較為陡峭，斜率較大，本文認為這和市場經濟下價格機制發揮正常作用CPI，價格扭曲現象得到糾正有一定的關系，不排除期間出現通貨膨脹。1998年以來，中國內需不足特別是消費不足問題凸顯出來，盡管財政收入保持一定的增收速度，但是 CPI上升平緩甚至略有下降。2004年后經濟走向過熱發展的階段，CPI指數有快速上升的趨勢。
三、從價稅對財政收入增長影響及CPI預測
對資源稅進行從價征收會帶來財政收入的大幅增長，但是稅負可能由此轉移到下游部門最終由消費者承受，引發CPI指數上升。資源類產品特別是不可再生的上游類產品，是屬于需求彈性小、供給彈性大的商品。因此，對石油、天然氣、煤炭計征的大部分資源稅都會轉移到下游產業中并最終由消費者負擔，通過PPI影響到CPI，最終引發通貨膨脹。這是因為商品需求彈性表示需求量對價格的變動的敏感程度，需求彈性低的產品，價格的變動對需求量變動的影響小，稅負更容易轉嫁。同時，作為工業上游產品，石油、天然氣的供給彈性較大，生產商是壟斷供給，為保證超額利潤，稅負可以轉嫁到下游產業。因此資源稅從價征收的結果是下游產品的大幅漲價、消費者剩余減少和地方財政收入的增加。并且，地方政府財政收入的增加必然帶來財政支出的擴張，進一步會推動物價上漲。而據現行資源稅率，新疆地區從量計征的原油資源稅為30元/噸，天然氣資源稅額為每千立方米9元。若國內原油價格以每噸4000元計算，按5%的稅率征收，原油資源稅每噸稅額將達200元。目前CPI，國產陸上天然氣出廠基準價格已提高，新疆各油田所產天然氣供應工業用燃氣的基準價為每千立方米1200元左右，供應化肥生產和非工業城市燃氣基準價為每千立方米790元。改革后，新疆天然氣資源稅相應稅額將提高至每千立方米60元、39.5元。新疆有克拉瑪依、塔里木、吐哈三大油田，以2009年生產原油2518萬噸計算，資源稅由“從量計征”改為“從價計征”后，僅石油每年可為當地政府增收42.8億元。由于天然氣計價因購買對象不同而有所差異，本文暫不做深入研究論文提綱怎么寫。在這里僅僅分析42.8億的財政增收對居民消費價格的影響。按上述三次方程來預測，假設原油生產量維持2009年水平，自實行從價稅的今后一年里（自2010年6月1日開始實行），年財政收入增加x=42.8億，居民消費價格指數y=304.5，CPI指數環比上升50%，2009年為579.3，2011年將達到883.8，漲幅十分巨大，通貨膨脹預期十分強烈，這只是計算了對石油征收從價稅引發的居民消費價格指數的上漲，如果考慮天然氣對財政增收的影響，按照模型估算的CPI指數還將大幅增加。由于新疆生產的石油和天然氣價格上漲，不排除生產商減少新疆當地生產量而加大新疆以外地區的產量，通脹預期減弱的同時容易引發失業問題。
四、結論及政策建議
綜上分析，我們得出以下結論：
一是新疆地方財政收入和CPI指數之間符合三次函數的特征。目前，伴隨著財政收入的上漲，CPI指數有加速上行的趨勢。
二是資源稅從價征收會加大地方財政收入，即政府的經濟租增加CPI，但同時會推動居民消費價格指數大幅上升，通脹預期更加濃烈。
由于石油、天然氣的壟斷供給，屬需求缺乏彈性，供給富有彈性產品。生產廠商掌握著定價權。在節約資源利用的同時推高價格在所難免，改變需求彈性和供給彈性是緩解通脹的途徑之一。改變需求彈性可以從產業結構調整的角度出發，減少對不可再生資源的依賴性，使用替代產品，發展新能源及戰略性新型產業，從這個角度上分析，戰略性新型產業采用新技術、新材料，對傳統能源起到一定的替代作用，改變供給彈性可以從破除壟斷生產的角度出發，長期以來石油、天然氣的開發、煉制和批發銷售環節以法定的專營權形式固定下來。寡頭壟斷經營下油氣產業缺乏競爭機制，必須打破壟斷機制，放開準入領域并放寬準入條件才能使產品供給彈性下降，價格轉入市場定價模式。
The AdvaloremDuty, the Financial Revenue and Xinjiang Inflation Anticipated Analyze
FuMing
(Xinjiang University ofFinance & Economics 830012)
Abstract: The advalorem duty hasimplemented in Xinjiang.This reform measure may increase the local financeincome largely, which is advantageous in enlarging the expenditure, promotesthe rapid development of economy. But we must be vigilant the influence of advaloremduty that may pass the tax burden to the downstream industry and the residentconsumable price. This article began from the angle of relations between financialrevenue's increase and the CPI, analyzing the conduction mechanism for advaloremduty to PPI and the CPI,with the empirical analysis for relations between the advaloremduty and CPI.The article has proven under the present system, theimplementation of advalorem duty will promote the Xinjiang price leveluniversal which exist strong inflation expectations.
Keywords: Advalorem duty,The CPI,Inflation
現在新疆財經大學經濟學院任教 主要研究領域：產業經濟學、區域經濟學
庫爾勒市、克拉瑪依市國民經濟和社會發展第十二個五年規劃編寫組成員
[1] Barro, R·J·Reply to Feldstein and Buchanan [J]·Journal of PoliticalEconomy, 1976, (82 ): 1095 -1117·
[2] Sargent, T·J·and N·Wallace·Some Unpleasant Monetarist Arithmetic[J]·FederalReserve Bank of Minneapolis Quarterly Review, 1981, (5): 1-17·
篇6
一、研究背景和文獻綜述
十一五初期，我國經濟出現了較大的通貨膨脹壓力，在實施了七年的積極財政政策之后，轉入穩健的財政政策階段。但2008年下半年，全球性經濟危機波及我國，使經濟出現下滑，為穩定經濟增長，中央政府相機抉擇，實施積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策。全球性經濟危機爆發之后，各主要經濟體為擺脫經濟危機，紛紛采取注入流動性的辦法來恢復經濟以及緩解債務危機。因此我國整個十一五期間都面臨控制通脹的艱巨任務。而2011年通貨膨脹形勢依然嚴峻，美國堅持量化寬松政策、歐洲經濟恢復形勢不夠明朗、中東地區局勢不穩，這些帶來的國際流動性過剩、大宗商品價格上漲，都將推動物價總水平進一步上漲。因此預防和治理通貨膨脹工作將面臨更大的挑戰，而預期作用于居民的消費行為，進而成為物價總水平的影響因素之一。所以研究預期對居民消費的影響具有較大的現實政策意義。
一般經濟學理論認為，通貨膨脹預期會影響人們的消費，它使人們在一段時期內對其支出行為作出調整。Hende on和Quandt(1971)從微觀層面分析了居民消費和儲蓄的權衡取舍關系。認為通貨膨脹預期的增加會使人們的近期消費增加，這是由于通脹預期一般會降低人們的真實利率預期，所以人們在儲蓄與消費之間就會選擇消費。同時DeLong和Summers(1986)也基于凱恩斯主義模型得出了同樣結論，對于價格上漲的預期可以通過真實利率和對財富的再分配影響居民的消費行為。而另一份基于密歇根大學調查研究中心報告和Juster Thomas、PaulWachtel(1972b)的研究則持相反的觀點，認為較高且不確定的通脹預期會增加人們對未來的不確定性，從而導致人們降低他們的真實收入預期，所以使其當期支出減少。Thomas Juster和Paul Waehtei(1972b)運用人戶調查數據，針對通脹預期對消費者支出進行了研究。結果顯示通脹預期確實會影響人們消費的跨期分配，進一步地，較高的通脹預期，會導致非耐用品和勞務消費支出的增加以及耐用品消費支出的減少。Susan Butch和Dine Wemeke(1975)也持同樣觀點，即較高的通脹預期會導致較高的個人儲蓄以及耐用品支出的減少。目前研究我國通脹預期與居民消費行為的論文并不多，與此相關的有李成、馬文濤、王彬(2009)對1995-2008年的數據進行了動態隨機一般均衡模型分析，認為通脹預期偏差沖擊、能夠解釋20％左右的消費波動。
二、模型和數據
由于我國目前處于城鄉二元的經濟結構，城鎮和農村無論是從收入水平、消費水平、市場發達程度、信息獲取能力和傳遞速度有較大差異，所以本論文將建立模型對城鎮和農村消費行為分別進行分析。
其中城鎮(或農村)人均消費支出反映了城鄉居民的消費行為，而人均可支配收入是消費的基礎。真實利率是當期消費的機會成本之一，早期研究也證明了在通脹預期提高的時候，人們會在消費與儲蓄之間進行權衡取舍，所以同時加入真實利率變量。未來通貨膨脹預期指數和未來收入預期指數則是反映未來通脹預期和居民經濟信心的指標。
模型選取十一五期間(2006-2010年)的季度數據，其中被解釋變量為城鎮(或農村)居民季度人均消費性支出，為觀察通脹預期等因素對居民消費行為的影響，運用CPI平減的方法對被解釋變量進行了剔除價格因素。其中，由于公布的月度居民消費價格指數是以上年同月為基數的統計結果，為觀察整個十一五期間的價格變動趨勢，對2007-2010年各月CPI均以2005年同月為基數進行處理。CPI采用國家統計局公布的月度城鎮(或農村)居民消費價格指數，調整后再用月度數據獲得調整后CPI的季度內幾何平均值，作為當季度CPI。城鎮(或農村)居民人均消費支出采用國務院發展研究中心居民生活數據庫中的全國季度統計數據。
解釋變量選取與消費行為相關的真實利率、剔除價格因素后的可支配收入和通貨膨脹預期。其中，真實利率用中國人民銀行公布的三個月定期存款利率，根據每個季度內變化的利率進行平均，求得該季度內平均名義利率，季度內未出現利率變動的，則直接用央行公布的名義利率作為當季名義利率。再減去調整后的季度內通貨膨脹率得到實際利率。
城鎮居民可支配收入直接采用國務院發展研究中心居民生活數據庫統計數據，農村居民可支配數據則采用該數據庫統計的“農民人均現金收入”減“稅費支出”計算得出。兩個指標均進行了CPI平減，以考察真實可支配收入對消費的影響。
通貨膨脹預期采用中國人民銀行公布的季度未來通貨膨脹預期指數。未來通貨膨脹預期指數是消費支出的先行變量，選取該指標在一定程度上避免了通脹預期所反映的通脹水平與消費支出之間的相互影響造成的內生性問題。收入預期采用中國人民銀行公布的季度未來收入預期指數。中國人民銀行公布的季度未來通貨膨脹預期指數和未來收入預期指數在2009年第三季度發生統計表示方法變化，按照新算法對之前的指數進行換算，得到新的表示方法下的統一數據。
三、回歸及假設檢驗
城鎮居民消費行為回歸結果：通過第一次回歸結果我們可以看出，真實利率項系數在統計上不顯著，所以考慮利率項數據變動幅度較小，并且我國居民的理財習慣，比較偏好儲蓄，因此舍棄真實利率變量，重新回歸，結果如下：
城鎮居民消費行為的回歸結果中，擬合優度R2=0.952220，可見變量較好地解釋了城市居民真實消費支出，三個自變量系數在l％的置信水平下顯著。方差膨脹因子XIF，遠遠低于10，所以可以判定解釋變量之間無多重共線性。D.W統計量在該自由度和待估參數個數下可確認無自相關問題。可以最終得出城鎮居民的消費行為的回歸方程為：
城鎮人均消費支出=2077.769+0.498563城鎮人均可支配收入+11.77867未來通貨膨脹預期指數-35.36344未來收入預期收數
該回歸結果表明，城鎮季度人均真實消費受當季度城鎮人均可支配收入、未來通貨膨脹預期和未來收入預期影響。其中城鎮人均可支配收入每上升1元錢，人均消費將增加約0.5元；而當季度居民對未來通脹預期增長1％，城鎮人均消費支出將增加約11.78元；而人們對未來收入預期每降低1％，則會增加當
季度消費約35.36元。
同樣對農村數據進行回歸，結果如下：
回歸結果顯示，真實利率對于農村居民的消費行為的影響也不顯著，所以同樣去掉真實利率變量，由于未來通脹預期指數是我們主要關注的變量，所以予以保留，并考慮到農村信息獲取能力和信息傳遞速度與城鎮的差別，以及農村居民消費選擇較城市更加保守，所以采用滯后一期的未來通脹預期指數來替換當期未來預期通脹指數，即改為觀察農村上一期對本期通脹預期對本期消費的影響。
再次進行回歸，結果如下：
農村消費者行為的回歸結果中，可表明變量解釋了多數農村居民真實消費支出，可支配收入和未來預期指數自變量系數在1％的置信水平顯著，滯后一期未來通脹預期指數在10％的置信水平下顯著。方差膨脹因子VIF，遠低于10，所以可以判定解釋變量之間無多重共線性。D.W統計量在該自由度和待估參數個數下可拒絕自相關假設。所以認定無明顯自相關問題。
可以最終得出農村居民的消費行為的回歸方程為：
農村人均消費支出=2199.641+0.461609農村人均可支出收入+13.77352未來通貨膨脹預期指數-49.54699未來收入預期指數(滯后一期)
該回歸結果表明，農村季度人均真實消費受當季度農村人均可支配收入、滯后一期的未來通貨膨脹預期和未來收入預期影響。其中農村人均可支配收入每上升1元錢，人均消費將增加約0.46元；而當季度居民對未來通脹預期增長1％，農村人均消費支出將增加約13.77元；而人們對未來收入預期每降低1％，則會增加當季度消費約49.54元。
四、結論與政策建議
根據上述回歸結果，分析可知，在我國未來通貨膨脹預期和未來收入預期對消費者的支出行為有較明顯影響。未來通貨膨脹預期的提高和未來收入預期的走低會導致居民增加消費，并且未來收入預期的影響大于通脹預期。其次，城鎮居民當期消費受當期未來通脹預期影響顯著，而農村則可能因為消費決定較為謹慎和保守，而呈現居民當期未來通脹預期對下一期消費影響較為顯著的結果。未來收入預期則對城鄉居民當期消費的影響都比較顯著。而且對比城鄉居民消費可以發現，農村居民的消費行為根據預期進行調整的幅度更大，即農村居民的消費行為更易受到預期的影響。我國農村居民規模較大，因此，總體上，未來通貨膨脹預期的上漲和消費者對經濟的信心走低會導致居民消費總需求的上升，進而對物價總水平形成拉動力量，加速通貨膨脹。因此在預防和治理通貨膨脹的過程中，管理通貨膨脹預期是一個極為重要的工具。
管理通脹預期并不是要使通脹預期減小，而是使之趨于合理，從而防止個人經濟行為的劇烈波動對宏觀經濟產生不良影響。基于上述分析，在我國預防和治理通貨膨脹和管理通脹預期過程中，應注意：
1 完善工資、最低生活保障和養老金等的指數化制度。定期根據物價波動調整構成居民收入的各項，使得居民收入與物價上漲聯動，以及保持真實收入長期平穩，從而降低收入預期對居民消費行為的影響程度，減少其對物價總水平的順周期作用。
2 形成政策聯動體系，同時增加政策的透明度和可信度。市場主體的活動是分散的，苛求公眾時刻保持鎮靜和理性又是不現實的。要管理通脹預期，就要使政府政策達到內在的一致性，讓公眾了解政府政策不存在沖突和相互抵消，使公眾的預期不至于因政策效果的不確定性而失于合理。同時，政府定期公布政策目標、實施進程等信息，為居民提供更多的形勢判斷依據。政策效果也應及時公布，并說明政策效果與目標的差異形成的原因，不斷提高政府政策的可信度。
3 提高農民收入，增強農民的“安全感”。從回歸結果看，農民的消費行為受預期的影響較城市大，這反映了農民生活中更缺乏“安全感”。進一步提高農民收入，使農民建立穩定的收入來源，這樣可以提高農民在通貨膨脹中保持原有生活水平的能力。從而降低農民受通脹預期和收入預期影響而增加的支出。
篇7
自1998年取消住房分配制度起，我國住房“商品化”，房地產業開始發展，房價呈現增長趨勢。2003年之后，我國一線城市房價飛速上漲，由此，二三線城市也開始急速增加，國內房地產業過熱，大部分人買不起房，由此引發了大量的經濟問題和社會穩定等問題。在第三屆中國房地產價值高峰論壇會上，企業家、專家們就房地產當下存在的很多問題展開了討論，有人提出我國目前保障性住房比重小，高檔房比重偏大，正因為這樣一種不平衡的比例趨勢，導致我國的房價水平被整體拉高。根據文獻分析，大部分采用定性分析，僅僅說明了某一因素對于房地產價格的影響，但從定量來看，產生多大的影響則未說明；或者研究的年限相對滯后，不能很好地解釋近兩年的狀況，本文搜集了1994年―2013年的房地產價格變量及本文所提出的四個自變量各20個數據集，運用多種統計分析方法，通過建立回歸模型，分析我國房地產價格的影響因素。
二、房地產價格影響因素研究綜述
關于房地產業的研究近幾年日益為學術界重視，尤其是房地產價格影響因素的研究。與國內相比，國外房地產市場發展較早、較快，尤其是西方發達國家，房地產市場十分成熟，故關于房地產業的研究，國外已形成較多的專著研究，從國外學者觀點來看，由于其實行市場經濟，因此在研究房地產價格時在注重政府控制的同時，更加強調市場機制的作用。Abraham等（1992）對美國30個城市的實證分析表明房地產價格的上漲與就業率、收入、以及建設成本有直接關系；Kolari（2002）則從CPI和房地產價格關系角度出發，運用ADL模型實證分析，得出房地產價格也受一定商品及相關產品服務的影響。Gerlach和Peng（2005）對香港的房地產價格、GDP以及銀行貸款等進行分析，認為銀行的貸款不影響房地產價格；Elbourne（2008）經過實證分析貨幣供應量對房地產價格的影響，利用脈沖響應函數得出貨幣供給變動對房地產價格變動具有正響應性。
中國房地產業發展較晚，但近兩年卻是突飛猛進，尤其是我國房價的持續不斷上漲，引起了國內學者的重視，并對房地產價格的影響因素進行了大量的研究，大量的專著、論文也都集中在這個問題上。宋勃和高波（2007）認為國外資金長期的涌入是我國住房價格上漲的一個重要因素；肖萬福（2014）在《房地產調控政策下我國房地產價格影響因素的實證分析》一文中，通過2003年第一季度到2013年第二季度的相關經濟數據，研究了房地產調控政策對我國終端房地產價格的影響，通過實證分析，他認為，在房地產價格波動的諸多因素中，來自經濟基本面的解釋力相對較小，相比起來政府相繼出臺的房地產調控政策反而成為了一個十分重要的影響因素；謝建豪（2007）基于城市人口數量和結構的分析，研究得出當人口數量增長速度大于城市住房供給速度時，供需便會嚴重不平衡，房價上升；郝丹璐（2014）通過因子分析等統計學方法得出，影響房地產價格變量大致可分為兩類，一類是反應現有房地產市場狀況的變量，另外一類是反應預期房地產市場狀況的變量，第一類中GDP、住宅投資、房地產開發企業本年土地購置費用、人均可支配收入、房屋竣工價值等排名靠前；丁鳳通過實證研究指出：第一，房地產價格最主要的影響因素是經濟基本面；第二，住房需求是房價上漲的主要推手；第三，銀行信貸的支持是房價上漲的“催化劑”；第四，高地價的推高房價的“幕后黑手”。
張t敏（2012）指出：房地產價格的主要影響因素包括人口數量、居民儲蓄存款余額、商品房可供銷售面積、房地產投資額、國內信貸規模，其中最明顯的是人口數量與居民儲蓄存款余額。余靜靜（2014）通過房地產價格影響因素重要性的分析，認為：第一，東部地區經濟發達，土地購置費用和房屋生產資料價格指數成為東部地區房價的重要影響因素；第二，中部地區房地產投資是其房價的主要影響因素；第三，西部地區而言，家庭可支配收入是影響其房價的主要因素。
綜上所述，影響我國房地產價格的因素眾多，不僅如此，由于選取樣本、獲取數據的途徑的不同，相同因素對房地產價格的影響方向也不盡相同。
三、研究設計
（一）研究的基本假設
1、我國房地產按照房屋的使用功能可以分成：居住用途的房屋、工業用途的房屋、商業用途的房屋、文體娛樂設施、政府和公用設施、多功能建筑。本文以普通住宅的價格作為因變量進行實證分析，即通過商品房價格對其進行實證分析。
2、研究階段的限定。為了更好地反應近幾年中國房地產價格的變動及其影響因素，本文采取1994――2013年的統計年鑒數據進行實證分析。
3、影響因素的限定。本文選取四個影響因素作為自變量，分別是：居民消費價格指數，城鎮居民可支配收入（元），房地產竣工面積（萬平方米），商品房銷售面積（萬平方米），其中居民消費價格指數以1978=100為基期，房地產竣工面積以房屋竣工面積為參考數據。
4、房地產市場的界定。本文研究對象確定為增量交易市場，暫不考慮二手房市場及出租市場。
（二）模型設計
Y=aX1+bX2+cX3+dX4+e+ε
其中：Y（元/平方米）表示商品房價格；X1表示居民消費價格指數；X2（萬平方米）表示房屋竣工面積；X3（元）表示城鎮居民可支配收入；X4（萬平方米）表示商品房銷售面積；a，b，c，d，均為模型系數，e為常數項，均為待估參數。ε為隨機誤差項，用于表示無法用現有統計數據表示的影響房地產價格的因素，如社會因素、國家宏觀政策因素等。
四、實證分析
（一）描述性統計分析
將數據帶入spss19.0軟件進行描述性統計分析，輸出如下結果：
根據輸出結果，從1994―2013年，我國商品房銷售平均價格的極小值、極大值分別為1409，6237，由此推斷20年間的房價變化巨大，通過均值觀測，1994―2013年商品房平均銷售價格為3194.25；房屋竣工面積變化也呈現出急劇上升趨勢，其均值為47521.11萬平方米；商品房銷售面積極差為123320.24，由此可見，即使房價不斷上升，但我國的商品房的銷售面積依然在上升。
（二）多元回歸分析
對數據集進行多元線性回歸統計分析，由spss19.0分析得，輸出結果為：
由表2得多重判定系數R方為0.997，調整R方為0.996，其實際意義為：在商品房平均銷售價格取值的變差中，能被商品房平均銷售價格與居民消費價格指數、房屋竣工面積、城鎮居民可支配收入和商品房銷售面積的多元回歸方程解釋的比例為99.7%，調整后比例變為99.6%。由此可得，該模型的擬合優度很好。
表3給出了方差分析的結果。由該圖可以得到模型的顯著性P值是0.000，小于給定的顯著性水平0.05，因此可以判斷模型整體非常顯著。
由該表給出了該線性回歸模型的回歸系數及相應的統計量。從該圖可以得到線性回歸模型即前文所建立的模型方程中的常數e為449.255，自變量X1，X2，X3，X4的系數a，b，c，d分別為1.903，-0.015，0.127，0.022，即除房屋竣工面積的系數為負之外，其余三個變量的系數均為正；另外，線性回歸模型中的常數和四個自變量X1，X2，X3，X4的t值分別為2.005，3.038，-2.789，6.433，6.353，各個自變量相應的概率值即P值為：0.008，0.014，0.000，0.000，均小于顯著性水平0.05，說明系數非常顯著，與表3方差分析的結果十分一致。
由表4中常數以及各個自變量的系數值，帶入回歸方程Y=aX1+bX2+cX3+dX4+e+ε得：
Y=1.093X1-0.015X2+0.127X3+0.022X4+449.255
五、模型結論及誤差分析
（一）模型結論
由模型看出：
1、房地產銷售平均價格與居民消費價格指數存在顯著的正相關關系，即隨著我國居民消費價格指數的提高，我國的房地產銷售平均價格相應提高。
2、房地產銷售平均價格與城鎮居民可支配收入的關系來看，呈現顯著正相關關系，隨著我國城鎮居民可支配收入的增加，房地產價格相應上漲。
3、房地產銷售平均價格與商品房銷售面積也存在顯著的正相關關系，即商品房銷售面積越大，房地產平均銷售價格越高。
4、房地產銷售平均價格與房屋竣工面積存在顯著的負相關關系，即竣工面積越大，房地產的平均銷售價格越低。
（二）模型誤差分析
模型的計算存在一定的誤差，其主要原因體現在以下幾個方面：首先，由于樣本搜集的困難，以及少部分的樣本數據失真，個別指標在1994年以前已找不到原本數據，導致樣本容量太小，從而影響了計算結果；其次，在方法的使用上還有所欠缺，沒能全面地綜合比較多種統計方法，從而可能遺漏了最佳的統計方法；最后，在模型中，自變量在量上的選取不夠，影響房地產的價格因素眾多，未能大量例舉，除此之外，自變量在質上不一定是最佳的，即可能存在更好、更加顯著的影響因子。
六、建議
第一，根據以上的實證分析結果，我國的房地產價格多年來一直持續上漲，需要政府的宏觀調控進行引導控制。與西方主張的市場主導不同，結合我國的實際國情來看，政府依然起著重大的作用。對于我國而言，單一的調控手段并不適用，除了本文分析的房地產價格整體呈上升趨勢外，區域性的變化是關鍵，因此，政府應該結合各個區域具體的市場行情進行相應的調控。
第二，政府的作用固然重要，但始終離不開市場的自我調節機制，即使在我國，市場的自我調節依然很重要，一味強調市場，則容易擾亂市場正常的資源配置機制。因此，如何將政府宏觀調控與市場的自我調節很好地洽接成為了關鍵。
第三，保持適度的住宅投資規模，確保供需基本平衡。使得各個階層的消費者對不同類型住宅的有效需求均能得到滿足，避免在住宅消費上出現過大的貧富差距[6]。
第四，從前面的分析結果來看，我國的房價持續不減的一個原因是商品房銷售面積過大，從這一層面上來看，為控制房價，應該控制一定的住房的建設，建設面積應該適當減少，以此抑制房價的上漲。
參考文獻：
[1] 肖萬福.房地產調控政策下我國房地產價格影響因素的實證分析[J].房地產導刊，2014（2）
[2] 郝丹璐.中國房地產價格影響因素研究[D].吉林大學，2014
[3] 丁鳳.房地產價格影響因素及預測研究[D].安微財經大學，2013
篇8
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。
二、甘肅省城鄉居民消費結構變動分析
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。
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=0.873 D.W.=1.212 F=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=0.997 D.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：
篇9
文章編號：1004-4914（2011）08-025-03
價格與消費是兩個相互影響、相互作用的經濟因素，價格水平的變化會直接影響居民消費水平的變化。根據價格曲線也可看出，價格越高，消費需求越低，價格越低，消費需求越高。2007年以來我國物價漲速明顯加快，成為經濟運行中最受關注的問題之一。特別是與老百姓生活密切相關的肉禽蛋、鮮菜、汽油、柴油、石油、液化氣等商品價格均保持在高價位上運行，人們日常的生活受到了極大的影響。價格作為一個重要的宏觀經濟指標，與宏觀經濟運行有著密不可分的聯系。首先，價格作為一個現象，折射出的是整個宏觀經濟運行狀況的實質性問題。此外，價格在市場經濟運行中，同時扮演著“市場調節器”與“宏觀經濟運行指示器”的雙重角色。因此，物價波動一直是各界普遍關注的焦點之一，物價上漲對居民消費的影響更是值得關注的問題。
隨著我國經濟的不斷發展，物價這一關系到民生的問題，越來越受到重視。認真研究、科學合理地分析物價上漲對居民消費的影響，是我國經濟長期穩定發展的客觀需要。
一、我國物價水平的歷史與現狀
（一）我國歷史各物價水平變動階段
第一階段：1953―1965年（共13年）。這一階段，我國物價水平經歷了一次劇烈的升降，商品零售價格指數增長率出現了一次高聳的峰和深陷的谷。1959～1961的3年中，零售物價水平持續上漲，于1961年到達頂峰，漲幅為16.2％。1962年，零售物價下跌，1963年跌至－5.9％的波谷，峰谷落差達22.1個百分點。
第二階段：1966―1976年（共11年）。在這一段時期內，我國物價水平的變動幅度極小。商品零售價格指數增長率曲線幾乎是一條水平直線，其漲幅從未超過1％，跌幅也僅有一年略微超過1％，最高點（1975年，0.6％）與最低點（1969年，－1.1％）之間的落差只有1.7個百分點。這一時期零售物價的高度穩定，是特定的歷史條件造成的，當時的中央政府直接通過行政手段凍結價格。這樣，盡管經濟在劇烈地波動，而價格水平卻“紋絲不動”。
第三階段：1977―1999年（共23年）。改革開放之后，隨著經濟體制改革的不斷推進，物價水平長期僵持不變的局面被徹底打破，零售物價開始持續上升。1999年的商品零售價格指數上漲為1978年的359.8％。在這一時期，價格漲幅的波動性也變得非常明顯。從1977年到1999年，我國物價漲幅可觀測到4次明顯的循環波動。
第四階段：2000―2007年（共8年）。中國經濟在經歷了1991―2001年的完整波谷―波谷經濟周期后，從2002年起重新進入本次經濟周期的擴張階段。2003年與2004年實際GDP增長速度接近潛在GDP增長速度，而2005年實際GDP增長速度超過潛在GDP增長速度，其間通貨膨脹卻相對溫和。在2006年中國經濟繼承了2005年的強勁擴張趨勢，中國宏觀經濟運行保持高經濟增長與低通貨膨脹的良好配合格局，在增長型經濟周期的位勢上，2006年將構成本次經濟周期的波峰年度。2007年，中國宏觀經濟管理繼續實行穩健的財政政策與穩健的貨幣政策，采取中性的需求管理，政策取向，兼顧經濟穩定的內部平衡目標與外部平衡目標，進一步促進國內需求與國外需求以及投資需求與消費需求對經濟增長的全面拉動，在總體經濟景氣進入本次經濟周期收縮階段后延續其繁榮形態。2007年實際GDP增長速度略低于潛在GDP增長速度平穩回復至潛在GDP水平。
（二）我國現階段物價變動的狀況及原因
物價上漲影響居民的生活，從2007年以來我國物價漲速明顯加快，成為經濟運行中最受關注的問題之一。2007年1―11月份CPI同比上漲4.6%，漲幅比去年同期提高3.3個百分點；尤其是11月份CPI同比上漲6.9%，環比上漲0.7%，創1996年底以來的新高。另外，工業品出廠價格指數、農產品生產價格指數和央行公布的企業商品價格指數等均呈現加速上升的勢頭，已超出各方預期。
從統計數據來看，2007年的CPI上漲具有明顯的結構性特征，以11月份為例，當月以糧食為代表的食品價格同比上漲18.2%，推動CPI上漲了6.1個百分點，貢獻率達88.6%，其中糧食價格同比上漲6.6%，肉禽及其制品價格同比上漲38.8%油脂價格同比上漲35%，鮮菜價格同比上漲28.6%，鮮果價格上漲12.9%，鮮蛋價格同比上漲10%，水產品價格同比上漲6.8%。而工業品價格和服務價格基本保持穩定，扣除食品和能源項目后，前11個月的核心價格指數僅同比上漲1%左右。
物價上漲是源于多方面的因素,原因之一：國際市場價格的帶動。由于石油價格持續上漲，美國等國家大規模開發生物能源，對玉米、大豆等糧食需求量大幅增加。這導致國際市場糧價大幅度上漲，進而拉動了國內糧食價格上升，并影響到以糧食為原料的食用油、肉、禽、蛋、奶等主要副食品價格。
原因之二：成本推動。近10年來，我國主要農產品一直低位運行，稻谷、小麥、玉米、大豆、油菜籽、生豬等主要農產品現在的價格，多數低于10年前的水平，只有個別品種略高于10年前水平。但與此同時，種植養殖成本隨著生產資料價格和農村勞動力價格的上漲而大幅上升，所以，目前農產品價格上漲帶有明顯的恢復性質。
原因之三：供求結構失衡。由于去年上半年生豬價格跌到谷底，導致生豬存欄下降，去年下半年生豬價格開始進入周期性上漲階段。部分地區出現的疫情，也加劇了生豬供應的緊張。
民以食為天，糧食、肉、禽、蛋是居民的生活必需品。今年以來食品和副食品價格的上漲過猛，波及面過大，豬肉的漲價帶動了其他生活資料（如牛羊肉、蛋、奶）價格上漲。這是事關人民群眾（特別是在校學生、進城務工人員、城市低保人群等弱勢群體）切身利益的大事，也是事關全局、事關社會和諧穩定的大事。勢必影響到千家萬戶居民的生活質量。漲價使多數中低收入城鄉居民的生活或多或少受到了影響。但沖擊最大的是城鄉中低收入家庭，尤其對一些縣城的民工生活沖擊較大，感到壓力沉重。
二、物價上漲對居民消費的影響
物價波動主要由市場中的商品供求狀況所決定的，即供給小于需求是物價上漲，供給大于需求是物價下跌，供給等于需求時物價穩定。物價波動可以調整市場中商品供求關系，即供給小于需求時抬高物價可以使供求平衡，供給大于需求時降低物價可以促使供求平衡物價波動。
CPI即消費者物價指數(Consumer Price Index)，是反映居民生活有關的產品及勞務價格統計出來的物價變動指標，衡量一般家庭（不含共同事業戶）實際購買各項消費性商品及勞務價格變動情形。所得稅、購置土地、住宅及人壽保險等支出不屬查價范圍。
大多數國家都編制居民消費價格指數（CPI）,反映城鄉居民購買并用于消費的消費品及服務價格水平動情況，并用它來反映通貨膨脹的程度。
從2001年起，我國采用國際通用做法，逐月編制并公布以2000年價格水平為基期的居民消費價格定基指數，作為反映我國通貨膨脹（或緊縮）程度的主要指標。經國務院批準，國家統計局城調總隊負責全國居民消費價格指數的編制及相關工作，并組織、指導和管理各區市的消費價格調查統計工作。
我國編制價格指數的商品和服務項目，根據全國城鄉近11萬戶居民家庭消費支出構成資料和有關規定確定，目前共包括食品、煙酒及用品、衣著、家庭設備用品及服務、醫療保健及個人用品、交通和通訊、娛樂教育文化用品及服務、251個基本分類，約700個代表品種。居民消費價格指數就是在對全國550個樣本市縣近3萬個采價點進行價格調查的基礎上，根據國際規范的流程和公式算出來的。
CPI=(Pt1Q01+Pt2Q02+…+PtmQ0m)/(P01Q01+ P02Q02+…+P0mQ0m)*100
式中：P――商品價格；Q――商品數量；m――商品的種類；t――現期；0――基期。
公式中，分母表示在需要進行比較的基期里居民對有關商品的支出總額；分子表示居民在現期以現行價格購買相同種類、同樣數量的商品支出總額。
把上述公式用文字簡化表達就是：
CPI=現期購買商品支出總額/基期購買商品支出總額×100（商品是同類商品，與取樣樣本有關）
19世紀中葉，德國著名統計學家厄恩斯特?恩格爾(Ernst Engel)在研究英、法、德和比利時等國工人階級不同階層的家庭調查資料時，得到一系列數據，在這些數據的基礎上，他發現了一個規律：一個家庭或個人收入越低，其食品支出在總支出中所占比重越大，反之，其比重越小；隨著家庭收入的增加，食品支出占家庭總支出的比重會逐漸減少。對國家而言，一個國家越窮，每個國民平均支出中購買食品支出的比重越大，這一規律被稱為恩格爾定律(Engel's Law)。后來，人們把食品支出占全部生活消費支出的比重稱為恩格爾系數，用公式表示如下：
恩格爾系數＝(食品支出/全部生活消費支出)×100%
恩格爾定律的原理非常簡單：一個家庭或個人維持生命所必須的食品數量是基本不變的。在這個前提下，恩格爾系數值越小，即食品支出占家庭或個人支出的比重越小，自然就意味著家庭或個人的生活水平越高，反之則說明生活水平越低。因此，可用恩格爾系數來衡量一個國家或地區的居民生活水平和經濟發展成就。聯合國糧農組織于20世紀70年代中期更是將恩格爾系數作為評價國家貧富和地區生活水平高低的重要標準之一：恩格爾系數在60%以上為絕對貧困，50%～60%為溫飽，40%～50%為小康，30%～40%為富裕，30%以下為最富裕。
在我國，恩格爾系數同樣受到高度重視，無論是政府機關的工作報告，還是新聞媒體關于本地居民生活水平的報道，都可以見到恩格爾系數蹤影，使用頻率極高：中國宣布“總體達到小康”所依據的一個重要指標便是“恩格爾系數”；政府機關很多工作計劃的依據也是本地的恩格爾系數。
恩格爾定律是在假定價格不變的前提下而提出的，其受影響較大除收入以外最重要因素之一就是物價水平：當食品消費數量不變時，物價水平的提高意味著名義收入不變時實際收入的降低，即意味著在相同收入下食品支出的增加。因此，物價水平上升，恩格爾系數就會上升，反之則下降。而影響恩格爾系數的主要因素有收入狀況、物價水平、耐用消費品的消費狀況、福利政策和消費習慣等。其表現為：
1.近年來我國恩格爾系數的下降主要是由于服裝支出、醫療保健支出、交通通訊支出和住房支出的不斷增加造成的：當居民購置住房等耐用消費品時，在個人可支配收入一定的情況下，用于食品的支出就會減小，因此恩格爾系數會下降；當老百姓對醫療、住房、交通等方面的支出增加時，在個人可支配收入一定的情況下就會擠占對食品的消費，從而導致恩格爾系數的下降。
2.隨著家庭設備用品消費的增多，恩格爾系數是上升的：當居民的個人可支配收入剛開始增多時，生活消費會從溫飽型消費轉向營養型消費時，谷物在食物消費總量中所占比重會不斷減少，肉乳品及精細食品所占比重不斷增加，因此，在生活剛剛開始好轉的某段時間內，恩格爾系數會隨著收入的增加而上升；家庭設備用品相對于一般消費品來說，使用期限較長，單位產品價格較高。居民為了購買耐用消費品，一般要經過一段時間的儲蓄，在維持基本生活的食品支出不變時，其它各項消費性支出就會減少，因此積累期的恩格爾系數會上升。
3.當消費者物價指數上升時，恩格爾系數是上升的：食品消費數量不變時，消費物價水平的提高意味著名義收入不變時實際收入的降低，即意味著在相同收入下食品支出的增加，從而導致恩格爾系數的上升。
4.物價水平的高低直接影響居民消費的水平。自古以來民以食為天，因此，居民對食品價格非常敏感，稍有異動就會引起居民的廣泛關注。由于食品價格的大幅上漲，使得收入對生活的保障作用逐步減弱，對于低收入家庭來說，更難以承受。生活必需品價格上漲，必然帶來居民生活消費支出的增加，因為食品這類生活必需品消費彈性小，替代效應不明顯，不管價格是否上漲，必須得消費。價格上漲抑制了居民的消費欲望，通常物價上漲時，人們為了緩解這一壓力，不得不降低消費檔次，減少消費數量來滿足生活的基本需求，也就造成了消費量的下降，生活質量的降低。
綜合以上分析，消費品價格特別是食品價格的大幅上漲，給中低收入居民家庭生活帶來一定困難，其生活質量有所下降。具體表現在：一是采取買價廉質次的商品，來確保量的滿足。二是提取存款或借錢應對急需。三是改變消費行為和消費習慣，減少非必需品的消費。交通通訊、醫療保健支出成為壓縮對象。四是主要消費品價格的快速上漲，還給低收入居民家庭增添了沉重的精神負擔、心理壓力和價格預期。
三、建議
綜上所述，提出以下建議：要加強價格監控和調控，大力提高居民收入的同時，積極促進居民消費。政府應堅決制止搭車漲價和哄抬物價的現象，維護市場的穩定；對房地產業等價格過高的行業采取切實有效措施抑制商品房價的過高過快上漲；對低收入階層在擴大就業、提高低保水平、確定最低工資標準等方面出臺操作性強的政策；培育新的消費熱點，鼓勵和引導合理消費，提高居民消費能力，從而帶動消費對經濟增長貢獻度的大幅提高，促進經濟的持續快速發展。從中長期來看，我國經濟面臨的主要矛盾仍然是有效需求不足問題。當前的宏觀調控重點，既要控制投資過快增長，緩解資源瓶頸，加強對通脹的預警和疏導，又要千方百計地積極培育市場和有效擴大消費，緩解消費品市場供大于求的矛盾。
主要解決方案：
1.應適當調整擴張性的財政政策，我國投資增長速度過快，經濟局部過熱與多年來實施積極的財政政策且投資結構欠合理無不關系，因此，為降低投資增長速度，抑制通貨膨脹的惡化，緩解經濟結構的失衡，適度調整擴張性的財政政策是很有必要的。
2.遏制盲目投資和低水平重復建設，緩解對生產資料的過度需求。一是堅決遏制某些行業和地區盲目投資和低水平重復建設。二是加強和改進信貸管理，人民銀行要按照國家產業政策要求，加強“窗口”指導，商業銀行要增強風險意識，強化信貸審核。三是對不符合國家產業政策的行業制定限制性價格政策，控制這些行業的盲目擴張。同時，加強對煤、電、油、運的協調，緩解瓶頸制約。
3.努力促進糧食增產，增加糧食供給，使糧食價格回升到一個合理水平。由于以糧食為基礎的食品類價格占居民消費價格的權重大，食品是居民生活必需品，在低收入群體中所占支出比重較大，所以，保持糧食價格基本穩定、合理回升至關重要。一是要搞好糧食總量平衡工作，引導糧價穩步回升，逐步達到一個合理區間。二是要加強農資價格監管，穩定農資價格，穩定糧食生產的物質成本。三是要在糧食生產方面給予稅收、信貸、價格等政策優惠，減輕種糧農民負擔，保護和激發農民種糧積極性。
4.加大對房地產市場的調控力度。首先，房地產市場價格的快速上漲構成物價水平上漲的一個方面，而且對消費者的消費預期和消費能力具有直接而重要的影響；其次，房地產業的產業關聯度較大，對房地產的過度投資構成了能源、原材料供給緊張的一個重要原因；再次，從房地產市場的價格的具體波動情況來看，土地價格和商品房價格上漲較快，而土地租金價格上漲有限。這說明，房地產市場的供給和需求以及與此相關的價格波動具有泡沫成分，這可能隱含著巨大的金融風險。因此，加強對房地產市場的調控是控制物價上漲和金融風險的良策。
5.對貨幣供應量的超速增長進行適當控制。貨幣供應量的超速增長是導致近期物價上漲的原因之一，所以今后一段時間，要對貨幣信貸過快增長進行調控：一是要加大公開市場業務力度，對沖因外匯占款投放的基礎貨幣；二是對金融機構進行“窗口指導”，提高金融機構資產質量，適度控制貸款規模；三是要解決長期機制問題，進一步探索和完善人民幣匯率形成機制，促進國際收支平衡，解決外匯占款導致的基礎貨幣投放剛性問題，使貨幣政策調控更加有效。但要注意，這種調控只能是微調，力度不宜過大。這是因為，一方面緊縮性的貨幣政策固然可以在壓縮投資需求方面收到立竿見影的效果，但卻無助于結構性矛盾和供給瓶頸問題的解決：另一方面，需求增長必須通過增量貨幣才能實現，如果實際信貸規模出現大幅下降，在短期內對快速增長的經濟會產生很大的擾動。一旦投入產出的鏈條被人為割斷，可能會產生更多的問題，甚至重新回到通貨緊縮的泥潭里。
6.加強價格監測分析工作，建立價格異常波動應急機制。價格監測是價格決策和宏觀調控的基礎，要突出監測重點，完善有關制度，密切關注國際國內市場供求狀況和價格走勢，善于發現傾向性和苗頭性問題，建立應對價格異常波動的應急處理機制，及時提出控制價格上漲的意見和建議，做到未雨綢繆。
參考文獻：
1.王爾中.物價上漲對福建城鎮居民生活的影響.2005
2.江學軍，唐煥文.中國經濟增長與通貨膨脹.會議論文，1997
3.劉宏宇.從宏觀市場價格到市場“負熵”.會議論文，1996
4.蔣衛東.人民幣實際匯率與中國的經濟增長.學位論文，2007
5.王振龍，趙昌昌.統計學.陜西人民出版社，2001
6.黃小雄.關于我國貨幣供應量與物價指數反常規問題研究.學位論文，2006
7.南蘭.我國物價周期波動的實證分析.學位論文，2006
8.姚大鵬.對我國近期通貨膨脹現象的研究.學位論文，2005
9.盛陽.對當前中國物價波動分析及對策研究.學位論文，2005
10.劉飛.我國價格指數和經濟波動關系的實證研究.學位論文，2005
11.艾慧.中國當代通貨膨脹理論研究.學位論文，2004
12.劉士寧.我國貨幣流通速度變動趨勢及其影響因素分析.學位論文，2003
13.孫武斌.1992～1996中國價格總水平上漲治理政策研究.學位論文，2000
14.中國進入物價較高時代.農村實用科技信息.2007
15.余豐慧.物價上漲中百姓生活不下降.期刊2007
篇10
房價；影響因素；多元回歸；實證分析；政策建議
0 引言
自2001年以來我國房地產開發投資增速一直保持在20%以上的高速增長，到2007年房地產開發投資增速一度達到30%。針對房價快速上漲的現實情況，有關我國房地產業是否過熱的討論日趨激烈。本文研究的樣本數據來自2002年至2012年間的全國宏觀數據，來源于《中國統計年鑒》。（如表2.1）
數據來源：《中國統計年鑒》
1 模型設定與檢驗
2 結論及建議
由上面的分析可知，房價上漲與國內生產總值、房價比以及竣工房屋面積有關。從而建立的模型為。同時影響房價的因素除了國內生產總值、房價比和竣工房屋面積，還有居民家庭人均可支配收入，居民人均消費性支出、商品零售價格指數和居民消費價格指數等。
我國房價在2002年至2007年間穩步上升，在2008年以后大幅上升，這與金融危機后我國鼓勵經濟回升的政策有關。隨著國家出臺的抑制房價過快增長的各種政策，房價在2012年有所下降。在房價的變化過程中，多種因素對房價都產生了影響。首先是國內生產總值的上升時影響人們對房價的預期從而導致房價的增長，同時房價比影響人們對房屋的需求從而影響房價，竣工房屋的面積使房屋供給增加從而也影響房價的變動。
我國要抑制房價的過快增長，首先要控制人們對房價的預期。房地產行業雖然是我國的支柱型產業，但仍要加以調控。其次要完善我國的收入分配制度，提高居民的人均可支配收入，從而降低房價比，最后增加房屋供給，提高住房竣工房屋面積，以達到控制房價的作用。
【參考文獻】
[1]張曉峒Eviews使用指南與案例[M].北京：機械工業出版社，2007.
[2]彭聰，聶元飛； 房價影響因素的實證研究——基于GDP、CPI、利率和居民可支配收入視角[J]；建筑經濟； 2009（12）.
篇11
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
篇12
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:
篇13
一、引言
在現代經濟生活中，金融活動已滲透到經濟生活的方方面面，金融的核心地位與作用也日益突出。2010年5月6日，北京市委、市政府正式下發《關于促進首都金融業發展的意見》，明確提出將北京定位為國家金融決策中心、金融監管中心、金融信息中心和金融配套服務中心。回顧北京的城市定位從“政治、經濟、文化的中心”(1953年)，“建設全方位對外開放的現代化國際城市”（1992年），到“國家首都、國際城市、文化名城、宜居城市”(2005年），再至2008年首次明確了北京的發展目標為“打造具有國際影響力的金融中心城市”，此次是北京市第一次以文件形式明確提出要建設具有國際影響力的金融中心城市。姑且不論目前的定位是否準確與合理，至少它向人們清晰顯示了北京的金融發展在經濟發展中的重要地位。那么，北京的金融發展與經濟增長之間是否必然存在某種相關關系？如果有，是促進型的還是阻礙型的?是單向進行還是互為因果?
二、變量選擇、數據說明與實證方法
（一）變量選擇與數據說明
根據數據的可收集性和經濟政策的連續性, 論文選取了三組指標: 一是反映經濟增長的指標, 二是反映金融發展狀況的指標, 三是控制變量指標。
1．經濟增長指標。由于人均 GDP 數據比總 GDP 數據更能說明問題, 本文采用了實際人均GDP(RGDP)作為衡量經濟增長的指標。實際人均GDP 是通過居民消費價格指數(以上年=100)加以調整得到的。
2．金融發展狀況指標。本文選取兩個指標來反映金融發展狀況: 一是金融相關比率指標(FIR), 即金融總資產占 GDP 的比重。限于數據的可獲得性, 金融總資產只包括中資金融機構各項存款余額和貸款余額。由于中資金融機構一直是金融業的主力軍協整檢驗，因此選取中資金融機構存、貸款作為金融資產總額有代表意義，本文用LS(=存款與貸款之和/名義GDP)來表示。麥金農也提出了一個衡量一國金融發展水平的指標，即廣義貨幣量(M2)與名義GDP之比。但北京市的M2的數值無法獲得，本文沒采用麥氏指標。二是反映金融結構的指標( BANK) , 即中資金融機構貸款余額在金融總資產中的比重, 可以衡量金融中介( 銀行系統) 在金融體系中的相對規模和作用。
3．控制變量指標。由于經濟增長還受其他因素的影響，為了檢驗金融發展與經濟增長之間的關系是否獨立于其他變量，需要控制其他可能的影響因素。由于實際中的影響因素較多，本文只選取了占經濟總量較大比重的實際人均社會固定資產投資存量( RINV)。其也經由名義值除以全國居民消費價格指數(以上年=100)調整得到。本文對RGDP、LS、BANK 和 RINV 均取自然對數作為實證分析的變量，以克服數據系列的異方差性。
本文樣本區間為 1978～2009 年, 所有數據均來源于《北京統計年鑒(2010)》, 除以上說明外, 數據未作其他處理。采用Eviews5進行所有相關測試。
（二）實證分析方法
為了避免模型出現偽回歸現象, 本文將首先利用 ADF 單位根檢驗法檢驗變量的平穩性, 對非平穩性變量進行處理使之成為平穩時間序列。如果各變量均是單整的, 我們將對其進行協整檢驗以確定金融發展與經濟增長的長期穩定關系。其基本思想是： 如果兩個(或兩個以上)的時間序列變量是非平穩的,但它們的某種線性組合卻表現出平穩性, 則這些變量之間存在長期穩定關系,即協整關系。目前關于協整關系的檢驗與估計有許多具體的技術模型, 本文將采用基于向量自回歸模型VAR的Johansen協整檢驗法。使用VAR 模型的優點在于它不需要對模型中各變量的內生性和外生性事先做出假定，當變量非平穩但具有協整關系時, 基于 VAR 模型作出的判斷也是可靠的。不過協整分析得出的經驗方程只能表示變量之間存在相關關系或至少一個方向上的因果關系，要進一步檢驗金融發展與經濟增長之間的因果關系，可以采用Granger因果關系檢驗法。
三、實證檢驗結果與分析
（一）單位根檢驗
在具體應用協整等理論進行分析時,必須首先分別檢驗被分析序列變量是否為 I(1)的, 即是否具有單位根(UnitRoot)中國知網論文數據庫。常用的增廣迪基－富勒(Augmented Dicky-Fuller, ADF)檢驗模型為：
DYt = b1+ b2t+ d Yt -1 + ai SDYt –I + et（1）
式(1)中為白噪聲,為差分算子。原假設是δ=0,即 Yt有一個單位根, 即是非平穩的。t為趨勢因素。本文采用麥金農(Mackinnon)臨界值, Yt-i的最優滯后期n由 AIC 準則確定。對變量LRGDP、LSL、LBANK、LINV 的單位根檢驗結果見表1。測試結果表明所有的變量在水平層面上都是非平穩的，但是在一階差分層面上，各序列在1%的顯著水平下都拒絕了不平穩的假設，我們可以接受五個變量都是I (1)的單位根過程。
表1 Augmengted Dickey-Fuller單位根檢驗結果
變量
檢驗形式(c, t, k)
ADF值
5% 臨界值
1% 臨界值
結 論
LRGDP
(c, 0, 0)
1.547165
-2.9750
-3.36965
非平穩
LRGDP
(c, 0, 0)
-3.746157
-2.9750
-3.36965
平穩**
LSL
(c, t, 5)
-2.867825
-3.6219
-4.4167
非平穩
LSL
(c, t, 0)
-4.657249
-2.9750
-3.6959
平穩**
LBANK
(c, t, 3)
-2.405107
-3.6027
-4.3738
非平穩
LBANK
(c, t, 0)
-5.395691
-3.5867
-4.3382
平穩**
LRINV
(c, t, 4)
-2.156234
-3.6118
-4.3942
非平穩
LRINV
(c, 0, 0)
-4.791803
