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一、河南省农村居民消费的现状分析
(一)2008年河南省农村居民消费现状
2008年，农村居民人均纯收入4454元／年，农村居民人均年生活消费支出3044元／年，与2007年河南省农村居民人均纯收入3851.60元／年，农村居民人均年生活消费支出2676.41元／年相比，消费支出提高了367.59元。其中用于食品消费的支出为858.97元，占人均总消费支出的比重为45.41％，比上年下降了3.16％；衣着、居住和家用设备方面，均比2007年有所增长，在人均总消费支出中所占的比重也都有小幅的增长；大幅度增长的是在医疗保健和交通通讯方面的消费支出，其中医疗保健比上年增长了64.48元，在总消费中的比重也上升了2.72％，交通通讯支出比2004年增加了56.49元，比重也上升了2.11％，另外，文教娱乐方面的支出却比上年减少了44.6元，在人均总消费支出中的比重也下降了，这与近几年文教娱乐消费比重增加的总体情况不太相符。
(二)河南省农村居民消费变动情况
总体来说，2001年至2005年河南省农村居民人均消费支出是呈上涨趋势的，且除了2005年的文教娱乐方面以外，消费支出的各方面每年基本上都均有增长，相应地，消费结构出现了一定程度的变化，最为明显的是食品支出所占的比重逐年下降。
2006年全年全省农村居民人均纯收入3261.03元，农村居民家庭恩格尔系数为40.9％。2007年全年农村居民人均纯收入3851.60元。农村居民家庭恩格尔系数为38.0％。2008年全年农村居民人均纯收入4454元，农村居民家庭恩格尔系数为38.3％。
(三)农民消费的阶段性和消费趋势
在计划经济时代，我国的经济增长主要是靠高积累低消费来推动的，也就是生产推动经济的增长，使中国在一穷二白的基础上建立了初步的工业现代化。
改革开放以后，我国由计划经济体制转变为市场经济体制，农业和农村经济发展也步入了农产品供给从长期短缺转向总量平衡、丰年有余，农村居民生活水平由贫困到温饱，进而向小康平稳过渡的发展阶段。从动态角度看，农民消费呈现以下阶段式趋势与特征：
1、第阶段是在1978年至1989年的这段时间内，农民消费支出年均增长7.22％，这主要是农村经济迅猛发展、农民收入大大提高的结果。同时，农民有了收益分配的自，合理地安排了消费与积累的比例关系。
2、第二阶段是1990年至今，农民消费的增长与整个国民经济的发展相适应，农民的人均消费水平没有超出国民收入增长的允许范围。但农民消费的增长低于积累的增长，而且收入层次高的农民积累率高，边际消费率趋于下降，边际积累率趋于提高。在这个阶段，农民的消费行为已不再仅仅满足于衣、食，住等简单的温饱型消费，而是越来越多的投资干教育、旅游、资讯、文化娱乐等高层次消费。
三、河南省农村居民消费存在问题的并决
河南农村居民的消费结构发生了可喜的变化，但是整个农村居民的消费仍然存在着一些问题：诸如消费的增长远远滞后于收入的增长、物价极不稳定、货币政策失效等。
(一)原因分析
1、农民收入较低，消费支撑不足
河南农民收入增幅缓慢，且城乡间，地区间差距拉大，制约了农村整体消费水平的提高。从2000—2007年河南农民的人均纯收入由1985.82元上升到3851.6元，年均增幅为9.9％，同期城镇居民人均可支配收入年均增幅为13.4％。而且城乡差距不缩反而扩大，2000年城乡人均收入是2.4:1，到2007年扩大到2.98:1。各市农民人均收入差距也比较大，2006年全省农民高收入户人均纯收入为6525.9元，是低收入户人均纯收入的4.7倍。各市中农民人均纯收入最高的是郑州5559元，最低的是周口2641元，郑州是周口的2.1倍。
其次，河南农民收入来源比较单一，主要收入为农业收入。从2006年的农民人均总收入来看，农业收入(指家庭经营中的第一产业收入)为2764.1元，占总收入的61.98％。非农产业收入(包括工资性收入，家庭经营中的第二、三产业收入，财产性收入和转移性收入)为1695.3元，占总收入的38.02％。可见农业收入仍为河南农民收入的主要来源，必须拓宽农民收入渠道，鼓励农民走出去，大力发展非农经济，才能提高农民消费能力。
2、农民负担重，收入预期不稳定
自2005年取消“农业税”以后，农民的税费支出急剧下降，负担减轻。但近几年受石油等能源，原材料价格上涨，工资、运输等成本费用增加的共同影响，以化肥为主的农资价格持续大幅度上涨，在很大程度上抵消了中央一系列惠农政策给予农民的补贴，减少了农民的收入。而且在农村很多地方，乱集资、乱收费、乱摊派、乱罚款的现象依然存在。不断增加的农民负担加剧了农民预期收入的不稳定，从而降低了农民消费倾向。
3、消费环境差，制约农民消费需求的有效增长
河南全省农村的基础设施仍不能满足农村经济发展的需要，也严重制约了农村消费的增长。虽然政府加大了对农村电网、通讯、水利等设施的改造力度，但由于成本原因，一些乡镇仍存在未执行和城市电价等同、有线电视信号仍未全面覆盖、农村居民用水不安全等问题，从而使一些商品在农村处于买得起用不起或买得起不能用的窘境。其次，农村市场网络仍未建立，商业网点少，售后服务差，农民购买商品不方便。第三，市场管理落后。由于农村市场分散，监管力度弱，农村市场普遍充斥着假货和劣质品，坑农害农的现象时有发生。
4、社会保障体系不健全
，影响农民消费心理预期
由于河南农村乡镇多，分布广，农村人口多，目前来看社保体系难以覆盖全部农村，而且社保体系本身也不健全，这就制约了农民的即期消费。农民即使有点钱，也要留着防老、防病不敢消费。虽然医疗有新农合作保障，大病能报销一部分，但前期住院费和没有报销的部分仍是个大窟窿，导致部分地区仍存在因病致贫，因病返贫的现象。这些都制约了农民现实消费能力的提升，使许多潜在需求不能转化为即期消费。
除此之外，农民消费习惯保守落后，消费不科学，金融意识不强，厂家销售方式单一，产品结构不符合农民的实际需求，农民素质不高等因素也制约了农民的消费。
(二)、提升河南农民消费能力的对策和方法
1、确保农民持续增收，提高农民购买力
提高农民消费能力的关键还在于农民收入的提高。首先，要大力发展特色农业，建立特色农业产业链，挖掘农业内部增收潜力。关键是如何打造具有优势的特色农业产业链，围绕特色农产品形成种、养、售于一体的产业化链条，提高特色农产品的附加值，大幅增加农民收入。
其次，加快农村富余劳动力转移。充分发挥河南劳动力资源优势，大力发展劳务经济，推进农村劳动力合理有序转移就业，拓宽农民的收入渠道。
2、加强农村基础设施建设，解决消费瓶颈问题
加大公共财政对农村基础设施建设的投入力度，通过完善农村居民生活设施提高农村居民消费水平和生活质量。一是政府应把有限的财政资金更多地用于农村基础设施建设，改善农业和乡镇企业的生产条件，并且可以通过使用农民工增加农民收簢，可将农民更多的潜在购买力转化为现实购买入。其次，采取有效措施，规范对现有基础设施的使用和管理。要依法定价、合理收费，解决农民消费难的瓶颈问题。
3、健全农村保障体系，改善农民消费预期
农民负担重，有后顾之忧，自然会减少即期消费，增加储蓄。要降低农民的储蓄倾向，鼓励消费，就必须完善农村保障体系。当前还是要积极探索适合河南农村居民的保障方式和实现途径，从基本的生活保障开始，逐步扩大社保覆盖面，以此来稳定农民的消费预期，提高现实消费。
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居民消费水平；经济发展水平；城镇化程度；量化关系
一、引言与文献综述
城镇化是我国经济发展的主要动力，新型城镇化对我国的发展方式提出了更为严格的要求。城镇化归根到底是人的城镇化，人的城镇化必然与人民的生活质量存在密切关系，否则推荐城镇化进程就失去意义。长期以来，很多学者研究了居民消费水平与其影响因素之间的关系。徐凤等运用协整理论,对改革开放以来中国经济增长与国内居民消费之间的关系进行研究，并指出两者之间存在着长期稳定的关系，消费对经济增长具有长期、稳定的促进作用[1]。付波航等基于中国29个省份1989—2010年的面板数据，对城镇化、人口年龄结构这些人口消费环境或制度变量与居民消费之间的关系进行了实证研究[2]。刘厚莲指出，人口城镇化率与居民消费率呈现正相关关系，城乡实际收入差距与居民消费需求呈现倒U型关系[3]。田青等利用1999—2006年30个省、自治区、直辖市的相关数据分析消费习惯、收入、购房支出、医疗、教育支出、收入波动及利率等因素对消费的影响，实证结果表明，消费习惯、收入是影响消费的主要因素，而收入波动及利率对居民消费的影响不显著[4]。以我国1978—2004年的年度数据为基础，建立反映城/镇化水平和消费增长动态关系的向量自回归(VAR)模型，在模型的基础上，运用脉冲响应函数和方差分解分析了城镇化发展对城镇居民和农村居民消费增长的动态影响，并指出城镇化发展对居民消费增长有促进作用，特别是城镇化发展对农村居民消费增长的累积效应大于对城镇居民消费的累积效应，并且正向拉动效应的持续时问更长也更稳定[5]。储德银等通过建立协整方程和误差修正模型，从城乡比较视角分析我国居民消费需求的影响因素，并研究得出收入水平对城乡居民消费的影响程度最大，而收入分配和政府支出对城乡居民消费影响的绝对程度基本相同[6]。潘明清等从劳动力流动视角分析城镇化影响居民消费的内在机制，使用1996—2011年的省级面板数据，采用动态GMM估计方法，重点检验了劳动力流动、城镇化进程以及它们的交互作用对居民消费的影响并证明了城镇化的积聚效应大于外部成本效应，城镇化促进了居民消费增长[7]。祁毓等在理论机理分析的基础上，分别构建2002—2008年和1997—2008年全国30个省份的面板数据,实证研究了不同来源的收入对城乡居民消费的影响。
二、相关变量叙述城乡居民消费的影响[8]。
（一）居民消费水平居民消费水平是指居民在劳务或者物质产品的消费过程中，对满足发展、享受和生存需要达到的程度，可以用劳务和物质产品的质量和数量反映出来也可以通过消费过程中消耗的货币量反映出来。本文所采用的就是地区居民消费的货币金额数来反应这个地区的居民消费水平。
（二）城镇化程度城镇化程度在不同学科中的定义不同，比如，人口学是指城镇人口占总人口的比重，地理学上是指城市景观的比重。本文依据多数学者的研究方法，用一个地区城镇人口占这个地区总人口的比重来表示该地区的城镇化程度。
（三）经济发展水平经济发展水平是指一个国家经济发展的规模、速度和所达到的水准。反映一个国家经济发展水平的常用指标有国民生产总值、国民收入、人均国民收入、经济发展速度、经济增长速度。本文采用一个地区的人均生产总值来反映该地区的经济发展水平。
（四）变量数据来源本论文中所采用的数据均来自国家统计局网站，有些是直接采用网站的统计数据，有些是根据需要对网站的数据进行了简化计算，因此，可以保证数据的真实性和权威性。
三、建立模型与分析
（一）变量的平稳性检验在对面板数据进行分析时，首先要对数据进行平稳性检验看其是否存在单位根，如果存在单位根则数据不平稳，不能直接进行分析，必须对其差分项进行平稳性检验直至平稳为止。为了论述方便。下文中居民消费水平、城镇化程度和经济发展水平分别用JMXF、CZH和JJFZ表示。平稳性检验的方法主要有ADF-Fisher卡方检验、PP-Fisher卡方检验、Im,PesaranandShinW-stat和Levin，Lin&Chu-t检验[6]，本文依据数据的特征选择ADF-Fisher卡方检验与Im,Pe-saranandShinW-stat作为检验方法。检验结果如表1。由表1可知，JMXF、CZH和JJFZ都为二阶单整序列，可以进行协整分析。协整检验方法主要有Kao检验、Pedroni检验和Johansen协整检验基础上的面板数据协整检验。本文如表2所示，在5%显著性水平下拒绝了原假设，说明JMXF、CZH和JJFZ三者之间存在协整关系。
（二）模型估计本文依据一般构建面板数据的模型形式，构建模型如下：由表3可知，JMXFit=-3625.236+12207.27×CZHit+0.261261×JJFZit。JJFZ与CZH都和JMXF之间存在着正相关的关系，由此可以推出，城镇化程度与人均生产总值都对提升人结论民的消费水平、对于提高人民的生活水平有着促进作用。通过以上的研究可以看出，虽然我国经历了多年的城镇化进程，城镇化程度也达到了一定水平，但是在新型城镇化的大背景下，人均消费水平依然与城镇化水平密切相关，人民生活水平的提高仍然依赖于城镇化的不断推进。
参考文献：
[1]徐凤，金克琴.中国居民消费与经济增长关系的实证研究[J].北京工商大学学报，2009，24（2）：109-113.
[2]付波航，方齐云，宋德勇.城镇化、人日年龄结构与居民消费———基于省际动态面板的实证研究[J].中国人口·资源与环境，2013，23（11）：108-114.
[3]刘厚莲.人口城镇化、城乡收入差距与居民消费需求-基于省际面板数据的实证分析[J].人口与资源，2013，（6）：63-70.
[4]田青.我国城镇居民消费影响因素的区域差异分析[J].管理世界，2008，（7）：27-33.
[5]胡日东，苏桔芳.中国城镇化发展与居民消费增长关系的动态分析[J].上海经济研究，2007，（5）：58-65.
[6]储德银，经庭如.我国城乡居民消费影响因素的比较分析[J].中国软科学，2010，（4）：99-105.
篇3
一、引言
改革开放以来，中国的经济转型战略取得了巨大成功，但内需不足的结构性失衡问题一直未得到根本解决，尤其是广大农村居民消费率明显偏低，已成为中国经济长期健康运行的隐忧。伴随着世界经济进入后危机时代，以及中国改革向纵深推进，问题变得更为复杂。因此，深入研究农村居民生活消费的主要影响因素及其作用机制，是一个具有重要现实意义和丰富政策蕴含的命题。
扩大内需的最大潜力在农村。本文对传统的居民消费模型进行修正，研究了影响我国农村居民消费的因素，把国家财政对农业的支出、农村居民消费价格指数等变量引入模型。结果显示，农村居民的人均纯收入、财政用于农业的支出水平对居民消费具有显著影响。在此基础上，本文探讨了扩大农村居民消费需求的财税对策。
二、文献综述
（一）外文文献综述
关于居民消费需求的研究文献较多，如凯恩斯绝对收入假说、杜森贝利提出了相对收入假说、以莫迪利亚尼为代表的生命周期假说和以弗里德曼为代表的持久收入假说。霍尔第一个正式把理性预期假说和LCH／PIH结合起来，得出了不确定性下消费者效用最大化的随机游走模型。但Campbell和Deaton也提出了消费的“过度平滑性”，用以说明随机游走假说与实证结果之间的矛盾。随后发展起来的预防性储蓄假说和流动性约束假说，采用了更符合现实的不确定性假定来研究消费最优化行为。
在研究财政支出对消费的影响方面，Fatas和Mihov、Blanchard&Peroti采用结构向量自回归方法对政府财政支出与居民消费关系做了考察，结果表明财政扩张会导致产出和居民消费的显著增加。
在研究预防性储蓄对消费的影响方面，哈波德认为社会保险可降低居民预防性储蓄，首先，因为在居民面临大额医疗支出或收入下降的情况下，在困难时期保障的存在降低了家庭所面临的不确定性，由此可以降低居民的预防性储蓄。菲尔德斯坦提出养老社会保障对居民储蓄的替代效应和引致退休效应。他运用扩展的生命周期假说模型，考察了美国居民消费养老社会保障之间的关系。
（二）中文文献综述
我国对于消费需求的研究起步较晚，对于影响居民消费因素的研究主要集中在以下几个方面：一是关于居民收入对其消费的影响。在诸多研究当中，众多学者都认为收入水平一直是影响居民消费的主要因素，二者之间存在长期稳定地均衡。陈天祥、李贵荣（2001）分析了我国农村居民消费不足的原因，认为影响农村居民消费的因素可归结为三类：较低的农村居民纯收入水平；勤俭节约的消费观念；宏观经济发展，其中收入水平对农村居民消费取决定性的影响。黄少安和孙涛（2005）从家庭伦理、道德习惯等非正规制度的角度分析研究了中国等国家和地区居民消费和储蓄的特点，并沿用和扩展代际交叠模型，用最优化条件分析了我国居民在储蓄和消费行为等方面的特征和存在的问题。
二是社会保障支出对居民消费影响的研究综述。吴敬琏（1998）指出，在社会生活越来越不确定的情况下经济学论文，要想扩大消费首先要让消费者对未来的预期越来越好。刘钧（2000）认为社会保障问题制约着消费启动的作用力度，完善的社会保障运行机制可以提高居民的边际消费倾向，可以替代居民用于养老和防止意外事故而进行的储蓄。王云、辜萍（2001）通过分析社会保障制度对城乡居民收入分配、消费观念等消费行为的影响，认为社会保障制度与城乡居民消费行为存在非常密切的关系，社会保障制度的健全与完善有利于扩大城乡居民消费，推动经济增长。
三是财政支农对居民消费影响的研究综述
国内学术界对财政支出对农村居民消费的影响也进行了一些研究。许允彬、赵卫亚（2007）使用半参数模型考察了农村产出对农村居民消费的影响。财政农业支出、农村产出与农村居民消费等农村经济变量之间是密切相关、相互影响的，财政农业支出的政策效应也会随时间动态地变化。张阳、杨宏崭（2010）利用协整和误差修正模型对山东省财政支农支和农村消费之间的关系进行实证研究，发现山东省的财政支农支出与农村消费之间存在Granger因果关系、长期稳定的协整关系、同向变动关系和相互促进作用。
四是预防性储蓄方面。不少学者认为未来的不确定性越大，预期未来的消费增长就越大，预防性储蓄就越多。刘丽敏（2004）认为思考中国农村居民储蓄行为及影响因素必须要结合中国经济体制变迁。还有不少学者研究了城乡居民消费的流动性约束问题，认为流动性约束太强和消费者短视行为是造成我国目前消费疲软的根本原因。
还有众多学者分析研究了就业、人口年龄结构等因素对居民消费的影响。如施祖辉（1997）通过对就业率与居民消费增长之间关系的实证分析，研究了就业对消费的影响。[1]
三、山东农村居民人均消费情况分析
自改革开放以来，伴随着收入水平的提高，如下图所示，山东农村居民人均消费也呈现出大幅增长的趋势，从1978年的农村人均消费仅为93.69元，增长到2008年的4077.05元，并且在1995年及其以后年份出现一个人均消费快速上升的趋势，并且在2006年之后又进入了另一个快速上升的阶段。
图1 1978-2008年山东农民人均消费线条图
以上只是对历年数据中山东农村居民人均消费的规模大致分析情况，关于山东农村居民人均消费背后增长的原因还有待于进一步分析。以下将引入一些列影响农村居民人均消费的变量对其进行定量实证分析论文格式。
三、数据与模型设定
本文所使用的数据为1978—2008年的年度数据，原始数据来源于山东省统计年鉴（2008）及山东统计信息网，根据相关理论及数据的可得性，本文选取山东省农村人均消费支出（ct）为被解释变量，农民人均纯收入（yt）、财政支农支出（gt）、农村消费价格指数（pt）作为影响农村居民消费的解释变量。
其中，财政用于农业的支出主要包括：支农支出、农业基本建设支出、农业科技三项费用、农村救济费、新型农村合作医疗等等。农村消费价格指数采用的是以1977年为基期，1977年的农村消费价格指数为100。
同时为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换，变换后不影响原序列的相关性。分别用Lnct、Lnyt、Lngt和lnpt表示取自然对数后的农村人均消费水平、农民人均纯收入、财政支农支出、农村消费品价格指数。
四、多线段回归模型
通过观察分析山东省农村人均消费水平及其线条图可知，数据在1995年、2006年有两个显著的突变点，可以建立关于人均消费水平与时间变量的多线段回归模型进行研究，以下将对其进行分析。
建立模型：
其中，T为时间变动量，当时间为1978年时，T=1；当时间为2008年时，T=31。D1、D2为虚拟变量，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。
运用Eviews 6.0对上述模型进行回归分析，得到以下回归方程：
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
从回归结果可以得出如下分析：t检验值(除常数项外)、F检验值、呈现出高度的显著性，并且不存在明显的自相关问题。可见，可以从1995年、2006年进行分段。
按1995、2006年进行分段，可得到以下分段回归线性函数：
五、实证回归分析
（一）ADF检验
在运用经济变量建立模型时，通常要求时间序列是平稳的。否则，通过普通最小二乘法得到的回归分析结果可能是毫无意义的伪回归，而经济时间序列常常是非平稳的。
运用Eviews6.0对时间序列lnct和lnyt、lngt、lnpt进行ADF检验，以判断时间序列的平稳性。若ADF值大于临界值，则意味着变量时间序列含有一个单位根，即变量时间序列是不平稳的；否则，若ADF值小于临界值，则认为变量的时间序列是平稳的。
ADF检验结果见表1
表1 ADF检验值表（lnct、lnyt、lngt、lnpt）
变量
检验类型
ADF检验值
5%临界值
结论
lnct
(C,T,2)
-3.013053
-3.574244
非平稳
Dlnct
(C,0,2)
-3.776756
-2.971853
平稳
lnyt
(C,T,2)
-2.881591
-3.574244
非平稳
Dlnyt
(C,0,2)
-3.519626
-2.971853
平稳
lngt
(C,T,2)
-2.089553
-3.568379
非平稳
Dlngt
(C,0,2)
-3.481609
-2.967767
平稳
lnpt
(C,T,2)
-2.586008
-3.568379
非平稳
Dlnpt
(C,0,2)
篇4
文章编号：1004-4914（2013）03-220-02
一、引言
山西地处西部内陆，尽管经济发展存在着很大制约，但是在50年的社会主义现代化建设中，特别是党的以来，随着改革开放地不断深入，使山西经济获得了长足发展，经济实力逐渐增强，人民生活水平不断提高，随着居民可支配收入的增加，居民的消费支出也随着增加。但是在发展经济的过程中，制约经济增长的因素逐渐显现。消费、投资和净出口，是拉动经济增长的三大马车。它们之间的比例是否合理，直接影响着宏观经济效益和经济的可持续发展。目前制约山西省经济发展的关键因素是投资与消费比例失衡。尤其是2008年金融危机以来，虽然山西省属于内陆省份，但是在一定程度上也受到了国际经济萧条的影响，从而使得投资和消费失衡的矛盾越来越明显。因此，通过消费来拉动经济增长的做法就愈显重要。因此，研究居民消费支出的影响因素以及变化趋势对于国民经济的长足发展是十分重要的。由于影响居民消费支出的因素有很多，比如消费习惯、消费环境、政策等等。通过参考相关文献并结合山西省的实际情况，本文把人均可支配收入、消费意愿（消费性支出占居民可支配收入的百分比）、城镇居民消费价格指数CPI和年利率定为影响城镇居民消费支出的影响因素，其中，可支配收入是影响居民消费支出最直接、最具决定性的因素。
二、原始数据
本文选取的影响山西城镇居民消费支出的因素有：人均可支配收入、消费意愿、CPI和年利率。相关数据均来源于山西省统计年鉴，如表1所示。
三、模型建立与修正
（一）平稳性分析
所谓时间序列的平稳性，是指时间序列的统计规律不会随着时间的推移而发生变化。数据的平稳性对于模型的估计具有重要的意义，如果有两列时间序列数据表现出一致的变化趋势即非平稳的，即使它们没有任何有意义的关系，但是进行回归时也可表现出较高的可决系数。由于在实际中遇到的时间序列数据很可能是非平稳的，而平稳性在计量经济建模中又具有重要作用，因此有必要对观测值的时间序列数据进行平稳性检验。
首先对人均消费性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、消费意愿（X2）、CPI（X3）和年利率（X4）分别进行ADF单位根检验，通过分别观察各个序列随时间的走势来确定是否需要选择截距和趋势，各序列的单位根检验结果如表2所示。
由表2可知，在原序列中，消费支出、可支配收入和CPI都是非平稳序列，消费意愿和年利率的原序列是平稳的，接下来对各个序列分别取一阶差分和二阶差分，并分别进行单位根检验，检验结果如表3所示。
由表3的检验数据可知，消费支出和人均可支配收入一阶差分仍然不平稳，经过二阶差分后，序列成为平稳的序列；消费意愿、CPI和年利率经过一阶差分后虽然序列已经平稳，但是所有变量需同阶平稳，故对其进行二阶差分后再检验其平稳性，检验结论为二阶差分平稳。即人均消费性支出、人均可支配收入、消费意愿、CPI和年利率均为二阶单整序列。
（二）协整检验
在进行时间系列分析时，传统上要求所用的时间系列必须是平稳的，即没有随机趋势或确定趋势，否则会产生“伪回归”问题。但是，由于本文所选择的时间序列是非平稳的，对其进行二阶差分后变成了平稳序列，但这样会让我们失去总量的长期信息，而这些信息对分析问题来说又是必要的，所以用协整来解决此问题。本文所采用的协整性检验的方法是基于回归残差的协整检验，这种检验也称单一方程的协整检验。
先对方程序列进行回归，生成残差后，对残差序列进行单位根检验。由于输出结果概率P=0.0847，故在=0.05水平下，残差存在单位根，即不平稳。再次观察回归方程输出结果报表，由于变量X2（消费意愿）标准误差较大，而且运用Eviews输出各个变量的相关系数表，分析表中数据，可知，消费意愿X2与消费支出Y的相关系数为-0.946，即二者呈负相关，但是结合现实生活实际情况，当消费意愿越大时，消费支出应该也随之增大，故试图将变量消费意愿X2删除。
对剩余的变量Y、X1、X3、X4进行回归生成残差后，对残差序列进行单位根检验。输出结果如下图所示：
由以上输出结果可知，P=0.0048，ADF检验值为-3.157，大于临界值，故此时残差序列是平稳的。因此，人均消费性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）存在协整关系。
（三）模型建立与完善
1.模型建立。设人均消费性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）的多元线性回归为：
Y=C+β0X1+β1X3+β2X4+μi
运用最小二乘法对各系数进行估计，本文运用Eviews的回归功能，对各序列进行线性回归，回归后的输出报告如下：
回归后的输出结果为：
由上述报告结果可知，X3、X4没有通过t检验，很有可能存在多重共线、序列相关和异方差等问题，模型还有待于完善。
2.模型修正。
（1）多重共线性检验。所谓多重共线性是指线性回归模型中的解释变量之间由于存在精确相关关系或高度相关关系而使模型估计失真或难以估计准确，从而使得运用最小二乘法得出的估计量为无效值。
运用Eviews输出各变量的相关系数矩阵，如表4所示。
由上表可知，各个解释变量间的相关系数均小于0.8，故不存在多重共线性。
（2）序列相关检验。序列相关性是指随机干扰之间不再是完全相互独立的，而是存在某种相关性，又称自相关，即总体回归模型的随机误差项之间存在相关关系。在回归模型的古典假定中是假设随机误差项是无自相关的，即在不同观测点之间是不相关的。如果该假定不能满足，就称与存在自相关，即不同观测点上的误差项彼此相关。
若多元线性回归模型存在自相关，就违背了线性回归方程的古典假设，如果此时用最小二乘法进行参数估计，将会产生严重后果，故需检验模型的自相关。在回归方程窗口查看残差的Q统计图，如下图所示：
由上图可知，残差序列均位于虚线之内，故模型不存在序列相关。
（3）异方差。由于模型不存在多重共线和序列相关，试检验是否存在异方差。异方差性是为了保证回归参数估计量具有良好的统计性质，经典线性回归模型的一个重要假定是：总体回归函数中的随机误差项满足同方差性，即它们都有相同的方差。如果这一假定不满足，则称线性回归模型存在异方差性。运用Eviews的BPG异方差检验功能来完成，由输出结果可知，X3和X4的t值在0.05的水平下未通过检验，因此，方程存在异方差。
异方差的修正：用增加权重的方法来消除异方差。试选取权重w1为残差的绝对值，再次进行回归，此时仍没有通过相关检验，换取权重w2为残差的平方，再次进行回归，此时通过了相关检验，解释变量的t值均达到了理想水平，P值在0.05的水平下也通过了检验，异方差现象消除，模型得到了修正。
四、模型最终完善结果
由Eviews模型输出结果，可得出均消费性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）的多元线性回归模型：
Y=0.609X1+1212.5X3-2657.9X4+924.3
由模型输出结果可知，该模型的可决系数R2=0.999，F值为6570，模型拟合度较高，年利率（X4）前面的系数为负值，这与经济意义是一致的，当年利率上升时，居民储蓄的意愿会比没上升时强烈，从而消费支出所占的比重会有所下降。可用来进行城镇居民消费性支出的预测。
参考文献：
1.邓鹏翔.基于多社会经济因素的地铁出行需求研究[D].中南大学硕士学位论文，2011
2.刘春玉.网络视角的集群企业二元式创新研究——以烟台汽车产业集群为例[D].山东大学硕士学位论文，2008
3.张晓峒.计量经济学基础[M].天津：南开大学出版社，2007
4.刘亮.中国资本外逃问题研究——对1982-2005年数据的实证检验[D].山东大学硕士学位论文，2008
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一、引言
通货膨胀的影响因素研究一直是宏观经济理论的重要研究方向，值得注意的是，现有的通货膨胀影响因素的文献大都集中在货币供给、投资、CPI及PPI等因素，但对于更为本质的财政税收增加、特别是对间接税转嫁因素的研究却鲜有涉及，这使得通货膨胀传导机制的研究一直不够深入。事实上,过于偏重货币理论的分析，容易忽视财政政策中税收和政府支出对通货膨胀的影响。并且关于财政政策对通货膨胀的影响还集中在财政赤字和货币供给量关系的方面。Barro (1976)提出,如果债券存量增长率超过产出增长率,持续赤字就会导致通货膨胀[1]。Sarg-ent,Wallace(1981)也认为持续的债券融资赤字将最终被货币化[2]。中国的学者对此也进行了相关研究，许雄奇、张宗益(2004)采用中国1978—2002年的数据对财政赤字、货币政策与通货膨胀进行了实证检验,认为中国的通货膨胀不仅是一个货币现象,也是一个财政现象，在我国可以通过财政政策来影响通货膨胀水平[3]。
新疆试行资源税从价征收是政府支持区域建设的重要举措，有利于增加地方财政收入与支出。资源税属于间接税，是可以转嫁的税种，实际上由卖方和买方共同负担税收，而负担税收的多少取决于商品的需求弹性和供给弹性，需求弹性越大CPI，供给弹性越小，税负越倾向于由供给方负担；需求弹性越小，供给弹性越大，税负越倾向于由需求方负担。因此石油、天然气类的资源型产品的需求弹性小和供给弹性是我们要讨论的一个重点。
二、新疆财政收入通货膨胀效应的经验分析
我们以1978—2009年新疆居民消费价格总指数为因变量（1978年为100）,以财政收入的规模为自变量进行回归分析。此外,投资率、对外开放性水平、居民可支配收入增长率也都是影响通货膨胀的因素，可以作为截距项论文提纲怎么写。数据主要是根据相应历年新疆统计年鉴的数据整理、计算而得。用SPSS17.0进行曲线估计，三次方程的拟合效果最好。
图：新疆财政收入和居民消费价格指数三次曲线拟合
我们构建时间序列模型：yi =β1 x +β2 x2 +β3 x3 +εi
式中yi为第i年的居民消费价格总指数，X表示财政收入（亿元）；ε为截距项。具体来讲,当β3 ≠0 时, 模型刻画了财政收入与居民消费价格总指数之间呈现N 型或倒N 型曲线关系；当β2 ≠0 且β3 = 0 时, 财政收入与居民消费价格总指数之间呈现U 型或倒U型曲线关系；而当β1 ≠0、β2 = 0 且β3 = 0 时，模型反映出财政收入与居民消费价格总指数单调变化特征。我们用SPSS17.0进行回归分析，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）
模型中系数都异于零，且拟合程度很高呈现比较明显的N型趋势，即居民消费价格指数随着财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，表明在不同时期，财政收入对居民消费价格指数影响程度不同。从曲线特征上来看，自1978年至1997年，曲线迅速上升；1998年至2003年，曲线比较平缓；2004年后曲线又有快速上升的势头。经验表明，财政收入和居民消费价格指数存在比较明显的N 型曲线关系，改革开放后的20年，CPI随着财政收入的上升而快速上涨，曲线较为陡峭，斜率较大，本文认为这和市场经济下价格机制发挥正常作用CPI，价格扭曲现象得到纠正有一定的关系，不排除期间出现通货膨胀。1998年以来，中国内需不足特别是消费不足问题凸显出来，尽管财政收入保持一定的增收速度，但是 CPI上升平缓甚至略有下降。2004年后经济走向过热发展的阶段，CPI指数有快速上升的趋势。
三、从价税对财政收入增长影响及CPI预测
对资源税进行从价征收会带来财政收入的大幅增长，但是税负可能由此转移到下游部门最终由消费者承受，引发CPI指数上升。资源类产品特别是不可再生的上游类产品，是属于需求弹性小、供给弹性大的商品。因此，对石油、天然气、煤炭计征的大部分资源税都会转移到下游产业中并最终由消费者负担，通过PPI影响到CPI，最终引发通货膨胀。这是因为商品需求弹性表示需求量对价格的变动的敏感程度，需求弹性低的产品，价格的变动对需求量变动的影响小，税负更容易转嫁。同时，作为工业上游产品，石油、天然气的供给弹性较大，生产商是垄断供给，为保证超额利润，税负可以转嫁到下游产业。因此资源税从价征收的结果是下游产品的大幅涨价、消费者剩余减少和地方财政收入的增加。并且，地方政府财政收入的增加必然带来财政支出的扩张，进一步会推动物价上涨。而据现行资源税率，新疆地区从量计征的原油资源税为30元/吨，天然气资源税额为每千立方米9元。若国内原油价格以每吨4000元计算，按5%的税率征收，原油资源税每吨税额将达200元。目前CPI，国产陆上天然气出厂基准价格已提高，新疆各油田所产天然气供应工业用燃气的基准价为每千立方米1200元左右，供应化肥生产和非工业城市燃气基准价为每千立方米790元。改革后，新疆天然气资源税相应税额将提高至每千立方米60元、39.5元。新疆有克拉玛依、塔里木、吐哈三大油田，以2009年生产原油2518万吨计算，资源税由“从量计征”改为“从价计征”后，仅石油每年可为当地政府增收42.8亿元。由于天然气计价因购买对象不同而有所差异，本文暂不做深入研究论文提纲怎么写。在这里仅仅分析42.8亿的财政增收对居民消费价格的影响。按上述三次方程来预测，假设原油生产量维持2009年水平，自实行从价税的今后一年里（自2010年6月1日开始实行），年财政收入增加x=42.8亿，居民消费价格指数y=304.5，CPI指数环比上升50%，2009年为579.3，2011年将达到883.8，涨幅十分巨大，通货膨胀预期十分强烈，这只是计算了对石油征收从价税引发的居民消费价格指数的上涨，如果考虑天然气对财政增收的影响，按照模型估算的CPI指数还将大幅增加。由于新疆生产的石油和天然气价格上涨，不排除生产商减少新疆当地生产量而加大新疆以外地区的产量，通胀预期减弱的同时容易引发失业问题。
四、结论及政策建议
综上分析，我们得出以下结论：
一是新疆地方财政收入和CPI指数之间符合三次函数的特征。目前，伴随着财政收入的上涨，CPI指数有加速上行的趋势。
二是资源税从价征收会加大地方财政收入，即政府的经济租增加CPI，但同时会推动居民消费价格指数大幅上升，通胀预期更加浓烈。
由于石油、天然气的垄断供给，属需求缺乏弹性，供给富有弹性产品。生产厂商掌握着定价权。在节约资源利用的同时推高价格在所难免，改变需求弹性和供给弹性是缓解通胀的途径之一。改变需求弹性可以从产业结构调整的角度出发，减少对不可再生资源的依赖性，使用替代产品，发展新能源及战略性新型产业，从这个角度上分析，战略性新型产业采用新技术、新材料，对传统能源起到一定的替代作用，改变供给弹性可以从破除垄断生产的角度出发，长期以来石油、天然气的开发、炼制和批发销售环节以法定的专营权形式固定下来。寡头垄断经营下油气产业缺乏竞争机制，必须打破垄断机制，放开准入领域并放宽准入条件才能使产品供给弹性下降，价格转入市场定价模式。
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
现在新疆财经大学经济学院任教 主要研究领域：产业经济学、区域经济学
库尔勒市、克拉玛依市国民经济和社会发展第十二个五年规划编写组成员
[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·
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一、研究背景和文献综述
十一五初期，我国经济出现了较大的通货膨胀压力，在实施了七年的积极财政政策之后，转入稳健的财政政策阶段。但2008年下半年，全球性经济危机波及我国，使经济出现下滑，为稳定经济增长，中央政府相机抉择，实施积极的财政政策和适度宽松的货币政策。全球性经济危机爆发之后，各主要经济体为摆脱经济危机，纷纷采取注入流动性的办法来恢复经济以及缓解债务危机。因此我国整个十一五期间都面临控制通胀的艰巨任务。而2011年通货膨胀形势依然严峻，美国坚持量化宽松政策、欧洲经济恢复形势不够明朗、中东地区局势不稳，这些带来的国际流动性过剩、大宗商品价格上涨，都将推动物价总水平进一步上涨。因此预防和治理通货膨胀工作将面临更大的挑战，而预期作用于居民的消费行为，进而成为物价总水平的影响因素之一。所以研究预期对居民消费的影响具有较大的现实政策意义。
一般经济学理论认为，通货膨胀预期会影响人们的消费，它使人们在一段时期内对其支出行为作出调整。Hende on和Quandt(1971)从微观层面分析了居民消费和储蓄的权衡取舍关系。认为通货膨胀预期的增加会使人们的近期消费增加，这是由于通胀预期一般会降低人们的真实利率预期，所以人们在储蓄与消费之间就会选择消费。同时DeLong和Summers(1986)也基于凯恩斯主义模型得出了同样结论，对于价格上涨的预期可以通过真实利率和对财富的再分配影响居民的消费行为。而另一份基于密歇根大学调查研究中心报告和Juster Thomas、PaulWachtel(1972b)的研究则持相反的观点，认为较高且不确定的通胀预期会增加人们对未来的不确定性，从而导致人们降低他们的真实收入预期，所以使其当期支出减少。Thomas Juster和Paul Waehtei(1972b)运用人户调查数据，针对通胀预期对消费者支出进行了研究。结果显示通胀预期确实会影响人们消费的跨期分配，进一步地，较高的通胀预期，会导致非耐用品和劳务消费支出的增加以及耐用品消费支出的减少。Susan Butch和Dine Wemeke(1975)也持同样观点，即较高的通胀预期会导致较高的个人储蓄以及耐用品支出的减少。目前研究我国通胀预期与居民消费行为的论文并不多，与此相关的有李成、马文涛、王彬(2009)对1995-2008年的数据进行了动态随机一般均衡模型分析，认为通胀预期偏差冲击、能够解释20％左右的消费波动。
二、模型和数据
由于我国目前处于城乡二元的经济结构，城镇和农村无论是从收入水平、消费水平、市场发达程度、信息获取能力和传递速度有较大差异，所以本论文将建立模型对城镇和农村消费行为分别进行分析。
其中城镇(或农村)人均消费支出反映了城乡居民的消费行为，而人均可支配收入是消费的基础。真实利率是当期消费的机会成本之一，早期研究也证明了在通胀预期提高的时候，人们会在消费与储蓄之间进行权衡取舍，所以同时加入真实利率变量。未来通货膨胀预期指数和未来收入预期指数则是反映未来通胀预期和居民经济信心的指标。
模型选取十一五期间(2006-2010年)的季度数据，其中被解释变量为城镇(或农村)居民季度人均消费性支出，为观察通胀预期等因素对居民消费行为的影响，运用CPI平减的方法对被解释变量进行了剔除价格因素。其中，由于公布的月度居民消费价格指数是以上年同月为基数的统计结果，为观察整个十一五期间的价格变动趋势，对2007-2010年各月CPI均以2005年同月为基数进行处理。CPI采用国家统计局公布的月度城镇(或农村)居民消费价格指数，调整后再用月度数据获得调整后CPI的季度内几何平均值，作为当季度CPI。城镇(或农村)居民人均消费支出采用国务院发展研究中心居民生活数据库中的全国季度统计数据。
解释变量选取与消费行为相关的真实利率、剔除价格因素后的可支配收入和通货膨胀预期。其中，真实利率用中国人民银行公布的三个月定期存款利率，根据每个季度内变化的利率进行平均，求得该季度内平均名义利率，季度内未出现利率变动的，则直接用央行公布的名义利率作为当季名义利率。再减去调整后的季度内通货膨胀率得到实际利率。
城镇居民可支配收入直接采用国务院发展研究中心居民生活数据库统计数据，农村居民可支配数据则采用该数据库统计的“农民人均现金收入”减“税费支出”计算得出。两个指标均进行了CPI平减，以考察真实可支配收入对消费的影响。
通货膨胀预期采用中国人民银行公布的季度未来通货膨胀预期指数。未来通货膨胀预期指数是消费支出的先行变量，选取该指标在一定程度上避免了通胀预期所反映的通胀水平与消费支出之间的相互影响造成的内生性问题。收入预期采用中国人民银行公布的季度未来收入预期指数。中国人民银行公布的季度未来通货膨胀预期指数和未来收入预期指数在2009年第三季度发生统计表示方法变化，按照新算法对之前的指数进行换算，得到新的表示方法下的统一数据。
三、回归及假设检验
城镇居民消费行为回归结果：通过第一次回归结果我们可以看出，真实利率项系数在统计上不显著，所以考虑利率项数据变动幅度较小，并且我国居民的理财习惯，比较偏好储蓄，因此舍弃真实利率变量，重新回归，结果如下：
城镇居民消费行为的回归结果中，拟合优度R2=0.952220，可见变量较好地解释了城市居民真实消费支出，三个自变量系数在l％的置信水平下显著。方差膨胀因子XIF，远远低于10，所以可以判定解释变量之间无多重共线性。D.W统计量在该自由度和待估参数个数下可确认无自相关问题。可以最终得出城镇居民的消费行为的回归方程为：
城镇人均消费支出=2077.769+0.498563城镇人均可支配收入+11.77867未来通货膨胀预期指数-35.36344未来收入预期收数
该回归结果表明，城镇季度人均真实消费受当季度城镇人均可支配收入、未来通货膨胀预期和未来收入预期影响。其中城镇人均可支配收入每上升1元钱，人均消费将增加约0.5元；而当季度居民对未来通胀预期增长1％，城镇人均消费支出将增加约11.78元；而人们对未来收入预期每降低1％，则会增加当
季度消费约35.36元。
同样对农村数据进行回归，结果如下：
回归结果显示，真实利率对于农村居民的消费行为的影响也不显著，所以同样去掉真实利率变量，由于未来通胀预期指数是我们主要关注的变量，所以予以保留，并考虑到农村信息获取能力和信息传递速度与城镇的差别，以及农村居民消费选择较城市更加保守，所以采用滞后一期的未来通胀预期指数来替换当期未来预期通胀指数，即改为观察农村上一期对本期通胀预期对本期消费的影响。
再次进行回归，结果如下：
农村消费者行为的回归结果中，可表明变量解释了多数农村居民真实消费支出，可支配收入和未来预期指数自变量系数在1％的置信水平显著，滞后一期未来通胀预期指数在10％的置信水平下显著。方差膨胀因子VIF，远低于10，所以可以判定解释变量之间无多重共线性。D.W统计量在该自由度和待估参数个数下可拒绝自相关假设。所以认定无明显自相关问题。
可以最终得出农村居民的消费行为的回归方程为：
农村人均消费支出=2199.641+0.461609农村人均可支出收入+13.77352未来通货膨胀预期指数-49.54699未来收入预期指数(滞后一期)
该回归结果表明，农村季度人均真实消费受当季度农村人均可支配收入、滞后一期的未来通货膨胀预期和未来收入预期影响。其中农村人均可支配收入每上升1元钱，人均消费将增加约0.46元；而当季度居民对未来通胀预期增长1％，农村人均消费支出将增加约13.77元；而人们对未来收入预期每降低1％，则会增加当季度消费约49.54元。
四、结论与政策建议
根据上述回归结果，分析可知，在我国未来通货膨胀预期和未来收入预期对消费者的支出行为有较明显影响。未来通货膨胀预期的提高和未来收入预期的走低会导致居民增加消费，并且未来收入预期的影响大于通胀预期。其次，城镇居民当期消费受当期未来通胀预期影响显著，而农村则可能因为消费决定较为谨慎和保守，而呈现居民当期未来通胀预期对下一期消费影响较为显著的结果。未来收入预期则对城乡居民当期消费的影响都比较显著。而且对比城乡居民消费可以发现，农村居民的消费行为根据预期进行调整的幅度更大，即农村居民的消费行为更易受到预期的影响。我国农村居民规模较大，因此，总体上，未来通货膨胀预期的上涨和消费者对经济的信心走低会导致居民消费总需求的上升，进而对物价总水平形成拉动力量，加速通货膨胀。因此在预防和治理通货膨胀的过程中，管理通货膨胀预期是一个极为重要的工具。
管理通胀预期并不是要使通胀预期减小，而是使之趋于合理，从而防止个人经济行为的剧烈波动对宏观经济产生不良影响。基于上述分析，在我国预防和治理通货膨胀和管理通胀预期过程中，应注意：
1 完善工资、最低生活保障和养老金等的指数化制度。定期根据物价波动调整构成居民收入的各项，使得居民收入与物价上涨联动，以及保持真实收入长期平稳，从而降低收入预期对居民消费行为的影响程度，减少其对物价总水平的顺周期作用。
2 形成政策联动体系，同时增加政策的透明度和可信度。市场主体的活动是分散的，苛求公众时刻保持镇静和理性又是不现实的。要管理通胀预期，就要使政府政策达到内在的一致性，让公众了解政府政策不存在冲突和相互抵消，使公众的预期不至于因政策效果的不确定性而失于合理。同时，政府定期公布政策目标、实施进程等信息，为居民提供更多的形势判断依据。政策效果也应及时公布，并说明政策效果与目标的差异形成的原因，不断提高政府政策的可信度。
3 提高农民收入，增强农民的“安全感”。从回归结果看，农民的消费行为受预期的影响较城市大，这反映了农民生活中更缺乏“安全感”。进一步提高农民收入，使农民建立稳定的收入来源，这样可以提高农民在通货膨胀中保持原有生活水平的能力。从而降低农民受通胀预期和收入预期影响而增加的支出。
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自1998年取消住房分配制度起，我国住房“商品化”，房地产业开始发展，房价呈现增长趋势。2003年之后，我国一线城市房价飞速上涨，由此，二三线城市也开始急速增加，国内房地产业过热，大部分人买不起房，由此引发了大量的经济问题和社会稳定等问题。在第三届中国房地产价值高峰论坛会上，企业家、专家们就房地产当下存在的很多问题展开了讨论，有人提出我国目前保障性住房比重小，高档房比重偏大，正因为这样一种不平衡的比例趋势，导致我国的房价水平被整体拉高。根据文献分析，大部分采用定性分析，仅仅说明了某一因素对于房地产价格的影响，但从定量来看，产生多大的影响则未说明；或者研究的年限相对滞后，不能很好地解释近两年的状况，本文搜集了1994年―2013年的房地产价格变量及本文所提出的四个自变量各20个数据集，运用多种统计分析方法，通过建立回归模型，分析我国房地产价格的影响因素。
二、房地产价格影响因素研究综述
关于房地产业的研究近几年日益为学术界重视，尤其是房地产价格影响因素的研究。与国内相比，国外房地产市场发展较早、较快，尤其是西方发达国家，房地产市场十分成熟，故关于房地产业的研究，国外已形成较多的专著研究，从国外学者观点来看，由于其实行市场经济，因此在研究房地产价格时在注重政府控制的同时，更加强调市场机制的作用。Abraham等（1992）对美国30个城市的实证分析表明房地产价格的上涨与就业率、收入、以及建设成本有直接关系；Kolari（2002）则从CPI和房地产价格关系角度出发，运用ADL模型实证分析，得出房地产价格也受一定商品及相关产品服务的影响。Gerlach和Peng（2005）对香港的房地产价格、GDP以及银行贷款等进行分析，认为银行的贷款不影响房地产价格；Elbourne（2008）经过实证分析货币供应量对房地产价格的影响，利用脉冲响应函数得出货币供给变动对房地产价格变动具有正响应性。
中国房地产业发展较晚，但近两年却是突飞猛进，尤其是我国房价的持续不断上涨，引起了国内学者的重视，并对房地产价格的影响因素进行了大量的研究，大量的专著、论文也都集中在这个问题上。宋勃和高波（2007）认为国外资金长期的涌入是我国住房价格上涨的一个重要因素；肖万福（2014）在《房地产调控政策下我国房地产价格影响因素的实证分析》一文中，通过2003年第一季度到2013年第二季度的相关经济数据，研究了房地产调控政策对我国终端房地产价格的影响，通过实证分析，他认为，在房地产价格波动的诸多因素中，来自经济基本面的解释力相对较小，相比起来政府相继出台的房地产调控政策反而成为了一个十分重要的影响因素；谢建豪（2007）基于城市人口数量和结构的分析，研究得出当人口数量增长速度大于城市住房供给速度时，供需便会严重不平衡，房价上升；郝丹璐（2014）通过因子分析等统计学方法得出，影响房地产价格变量大致可分为两类，一类是反应现有房地产市场状况的变量，另外一类是反应预期房地产市场状况的变量，第一类中GDP、住宅投资、房地产开发企业本年土地购置费用、人均可支配收入、房屋竣工价值等排名靠前；丁凤通过实证研究指出：第一，房地产价格最主要的影响因素是经济基本面；第二，住房需求是房价上涨的主要推手；第三，银行信贷的支持是房价上涨的“催化剂”；第四，高地价的推高房价的“幕后黑手”。
张t敏（2012）指出：房地产价格的主要影响因素包括人口数量、居民储蓄存款余额、商品房可供销售面积、房地产投资额、国内信贷规模，其中最明显的是人口数量与居民储蓄存款余额。余静静（2014）通过房地产价格影响因素重要性的分析，认为：第一，东部地区经济发达，土地购置费用和房屋生产资料价格指数成为东部地区房价的重要影响因素；第二，中部地区房地产投资是其房价的主要影响因素；第三，西部地区而言，家庭可支配收入是影响其房价的主要因素。
综上所述，影响我国房地产价格的因素众多，不仅如此，由于选取样本、获取数据的途径的不同，相同因素对房地产价格的影响方向也不尽相同。
三、研究设计
（一）研究的基本假设
1、我国房地产按照房屋的使用功能可以分成：居住用途的房屋、工业用途的房屋、商业用途的房屋、文体娱乐设施、政府和公用设施、多功能建筑。本文以普通住宅的价格作为因变量进行实证分析，即通过商品房价格对其进行实证分析。
2、研究阶段的限定。为了更好地反应近几年中国房地产价格的变动及其影响因素，本文采取1994――2013年的统计年鉴数据进行实证分析。
3、影响因素的限定。本文选取四个影响因素作为自变量，分别是：居民消费价格指数，城镇居民可支配收入（元），房地产竣工面积（万平方米），商品房销售面积（万平方米），其中居民消费价格指数以1978=100为基期，房地产竣工面积以房屋竣工面积为参考数据。
4、房地产市场的界定。本文研究对象确定为增量交易市场，暂不考虑二手房市场及出租市场。
（二）模型设计
Y=aX1+bX2+cX3+dX4+e+ε
其中：Y（元/平方米）表示商品房价格；X1表示居民消费价格指数；X2（万平方米）表示房屋竣工面积；X3（元）表示城镇居民可支配收入；X4（万平方米）表示商品房销售面积；a，b，c，d，均为模型系数，e为常数项，均为待估参数。ε为随机误差项，用于表示无法用现有统计数据表示的影响房地产价格的因素，如社会因素、国家宏观政策因素等。
四、实证分析
（一）描述性统计分析
将数据带入spss19.0软件进行描述性统计分析，输出如下结果：
根据输出结果，从1994―2013年，我国商品房销售平均价格的极小值、极大值分别为1409，6237，由此推断20年间的房价变化巨大，通过均值观测，1994―2013年商品房平均销售价格为3194.25；房屋竣工面积变化也呈现出急剧上升趋势，其均值为47521.11万平方米；商品房销售面积极差为123320.24，由此可见，即使房价不断上升，但我国的商品房的销售面积依然在上升。
（二）多元回归分析
对数据集进行多元线性回归统计分析，由spss19.0分析得，输出结果为：
由表2得多重判定系数R方为0.997，调整R方为0.996，其实际意义为：在商品房平均销售价格取值的变差中，能被商品房平均销售价格与居民消费价格指数、房屋竣工面积、城镇居民可支配收入和商品房销售面积的多元回归方程解释的比例为99.7%，调整后比例变为99.6%。由此可得，该模型的拟合优度很好。
表3给出了方差分析的结果。由该图可以得到模型的显著性P值是0.000，小于给定的显著性水平0.05，因此可以判断模型整体非常显著。
由该表给出了该线性回归模型的回归系数及相应的统计量。从该图可以得到线性回归模型即前文所建立的模型方程中的常数e为449.255，自变量X1，X2，X3，X4的系数a，b，c，d分别为1.903，-0.015，0.127，0.022，即除房屋竣工面积的系数为负之外，其余三个变量的系数均为正；另外，线性回归模型中的常数和四个自变量X1，X2，X3，X4的t值分别为2.005，3.038，-2.789，6.433，6.353，各个自变量相应的概率值即P值为：0.008，0.014，0.000，0.000，均小于显著性水平0.05，说明系数非常显著，与表3方差分析的结果十分一致。
由表4中常数以及各个自变量的系数值，带入回归方程Y=aX1+bX2+cX3+dX4+e+ε得：
Y=1.093X1-0.015X2+0.127X3+0.022X4+449.255
五、模型结论及误差分析
（一）模型结论
由模型看出：
1、房地产销售平均价格与居民消费价格指数存在显著的正相关关系，即随着我国居民消费价格指数的提高，我国的房地产销售平均价格相应提高。
2、房地产销售平均价格与城镇居民可支配收入的关系来看，呈现显著正相关关系，随着我国城镇居民可支配收入的增加，房地产价格相应上涨。
3、房地产销售平均价格与商品房销售面积也存在显著的正相关关系，即商品房销售面积越大，房地产平均销售价格越高。
4、房地产销售平均价格与房屋竣工面积存在显著的负相关关系，即竣工面积越大，房地产的平均销售价格越低。
（二）模型误差分析
模型的计算存在一定的误差，其主要原因体现在以下几个方面：首先，由于样本搜集的困难，以及少部分的样本数据失真，个别指标在1994年以前已找不到原本数据，导致样本容量太小，从而影响了计算结果；其次，在方法的使用上还有所欠缺，没能全面地综合比较多种统计方法，从而可能遗漏了最佳的统计方法；最后，在模型中，自变量在量上的选取不够，影响房地产的价格因素众多，未能大量例举，除此之外，自变量在质上不一定是最佳的，即可能存在更好、更加显著的影响因子。
六、建议
第一，根据以上的实证分析结果，我国的房地产价格多年来一直持续上涨，需要政府的宏观调控进行引导控制。与西方主张的市场主导不同，结合我国的实际国情来看，政府依然起着重大的作用。对于我国而言，单一的调控手段并不适用，除了本文分析的房地产价格整体呈上升趋势外，区域性的变化是关键，因此，政府应该结合各个区域具体的市场行情进行相应的调控。
第二，政府的作用固然重要，但始终离不开市场的自我调节机制，即使在我国，市场的自我调节依然很重要，一味强调市场，则容易扰乱市场正常的资源配置机制。因此，如何将政府宏观调控与市场的自我调节很好地洽接成为了关键。
第三，保持适度的住宅投资规模，确保供需基本平衡。使得各个阶层的消费者对不同类型住宅的有效需求均能得到满足，避免在住宅消费上出现过大的贫富差距[6]。
第四，从前面的分析结果来看，我国的房价持续不减的一个原因是商品房销售面积过大，从这一层面上来看，为控制房价，应该控制一定的住房的建设，建设面积应该适当减少，以此抑制房价的上涨。
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篇8
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。
二、甘肃省城乡居民消费结构变动分析
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。
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=0.873 D.W.=1.212 F=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=0.997 D.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：
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文章编号：1004-4914（2011）08-025-03
价格与消费是两个相互影响、相互作用的经济因素，价格水平的变化会直接影响居民消费水平的变化。根据价格曲线也可看出，价格越高，消费需求越低，价格越低，消费需求越高。2007年以来我国物价涨速明显加快，成为经济运行中最受关注的问题之一。特别是与老百姓生活密切相关的肉禽蛋、鲜菜、汽油、柴油、石油、液化气等商品价格均保持在高价位上运行，人们日常的生活受到了极大的影响。价格作为一个重要的宏观经济指标，与宏观经济运行有着密不可分的联系。首先，价格作为一个现象，折射出的是整个宏观经济运行状况的实质性问题。此外，价格在市场经济运行中，同时扮演着“市场调节器”与“宏观经济运行指示器”的双重角色。因此，物价波动一直是各界普遍关注的焦点之一，物价上涨对居民消费的影响更是值得关注的问题。
随着我国经济的不断发展，物价这一关系到民生的问题，越来越受到重视。认真研究、科学合理地分析物价上涨对居民消费的影响，是我国经济长期稳定发展的客观需要。
一、我国物价水平的历史与现状
（一）我国历史各物价水平变动阶段
第一阶段：1953―1965年（共13年）。这一阶段，我国物价水平经历了一次剧烈的升降，商品零售价格指数增长率出现了一次高耸的峰和深陷的谷。1959～1961的3年中，零售物价水平持续上涨，于1961年到达顶峰，涨幅为16.2％。1962年，零售物价下跌，1963年跌至－5.9％的波谷，峰谷落差达22.1个百分点。
第二阶段：1966―1976年（共11年）。在这一段时期内，我国物价水平的变动幅度极小。商品零售价格指数增长率曲线几乎是一条水平直线，其涨幅从未超过1％，跌幅也仅有一年略微超过1％，最高点（1975年，0.6％）与最低点（1969年，－1.1％）之间的落差只有1.7个百分点。这一时期零售物价的高度稳定，是特定的历史条件造成的，当时的中央政府直接通过行政手段冻结价格。这样，尽管经济在剧烈地波动，而价格水平却“纹丝不动”。
第三阶段：1977―1999年（共23年）。改革开放之后，随着经济体制改革的不断推进，物价水平长期僵持不变的局面被彻底打破，零售物价开始持续上升。1999年的商品零售价格指数上涨为1978年的359.8％。在这一时期，价格涨幅的波动性也变得非常明显。从1977年到1999年，我国物价涨幅可观测到4次明显的循环波动。
第四阶段：2000―2007年（共8年）。中国经济在经历了1991―2001年的完整波谷―波谷经济周期后，从2002年起重新进入本次经济周期的扩张阶段。2003年与2004年实际GDP增长速度接近潜在GDP增长速度，而2005年实际GDP增长速度超过潜在GDP增长速度，其间通货膨胀却相对温和。在2006年中国经济继承了2005年的强劲扩张趋势，中国宏观经济运行保持高经济增长与低通货膨胀的良好配合格局，在增长型经济周期的位势上，2006年将构成本次经济周期的波峰年度。2007年，中国宏观经济管理继续实行稳健的财政政策与稳健的货币政策，采取中性的需求管理，政策取向，兼顾经济稳定的内部平衡目标与外部平衡目标，进一步促进国内需求与国外需求以及投资需求与消费需求对经济增长的全面拉动，在总体经济景气进入本次经济周期收缩阶段后延续其繁荣形态。2007年实际GDP增长速度略低于潜在GDP增长速度平稳回复至潜在GDP水平。
（二）我国现阶段物价变动的状况及原因
物价上涨影响居民的生活，从2007年以来我国物价涨速明显加快，成为经济运行中最受关注的问题之一。2007年1―11月份CPI同比上涨4.6%，涨幅比去年同期提高3.3个百分点；尤其是11月份CPI同比上涨6.9%，环比上涨0.7%，创1996年底以来的新高。另外，工业品出厂价格指数、农产品生产价格指数和央行公布的企业商品价格指数等均呈现加速上升的势头，已超出各方预期。
从统计数据来看，2007年的CPI上涨具有明显的结构性特征，以11月份为例，当月以粮食为代表的食品价格同比上涨18.2%，推动CPI上涨了6.1个百分点，贡献率达88.6%，其中粮食价格同比上涨6.6%，肉禽及其制品价格同比上涨38.8%油脂价格同比上涨35%，鲜菜价格同比上涨28.6%，鲜果价格上涨12.9%，鲜蛋价格同比上涨10%，水产品价格同比上涨6.8%。而工业品价格和服务价格基本保持稳定，扣除食品和能源项目后，前11个月的核心价格指数仅同比上涨1%左右。
物价上涨是源于多方面的因素,原因之一：国际市场价格的带动。由于石油价格持续上涨，美国等国家大规模开发生物能源，对玉米、大豆等粮食需求量大幅增加。这导致国际市场粮价大幅度上涨，进而拉动了国内粮食价格上升，并影响到以粮食为原料的食用油、肉、禽、蛋、奶等主要副食品价格。
原因之二：成本推动。近10年来，我国主要农产品一直低位运行，稻谷、小麦、玉米、大豆、油菜籽、生猪等主要农产品现在的价格，多数低于10年前的水平，只有个别品种略高于10年前水平。但与此同时，种植养殖成本随着生产资料价格和农村劳动力价格的上涨而大幅上升，所以，目前农产品价格上涨带有明显的恢复性质。
原因之三：供求结构失衡。由于去年上半年生猪价格跌到谷底，导致生猪存栏下降，去年下半年生猪价格开始进入周期性上涨阶段。部分地区出现的疫情，也加剧了生猪供应的紧张。
民以食为天，粮食、肉、禽、蛋是居民的生活必需品。今年以来食品和副食品价格的上涨过猛，波及面过大，猪肉的涨价带动了其他生活资料（如牛羊肉、蛋、奶）价格上涨。这是事关人民群众（特别是在校学生、进城务工人员、城市低保人群等弱势群体）切身利益的大事，也是事关全局、事关社会和谐稳定的大事。势必影响到千家万户居民的生活质量。涨价使多数中低收入城乡居民的生活或多或少受到了影响。但冲击最大的是城乡中低收入家庭，尤其对一些县城的民工生活冲击较大，感到压力沉重。
二、物价上涨对居民消费的影响
物价波动主要由市场中的商品供求状况所决定的，即供给小于需求是物价上涨，供给大于需求是物价下跌，供给等于需求时物价稳定。物价波动可以调整市场中商品供求关系，即供给小于需求时抬高物价可以使供求平衡，供给大于需求时降低物价可以促使供求平衡物价波动。
CPI即消费者物价指数(Consumer Price Index)，是反映居民生活有关的产品及劳务价格统计出来的物价变动指标，衡量一般家庭（不含共同事业户）实际购买各项消费性商品及劳务价格变动情形。所得税、购置土地、住宅及人寿保险等支出不属查价范围。
大多数国家都编制居民消费价格指数（CPI）,反映城乡居民购买并用于消费的消费品及服务价格水平动情况，并用它来反映通货膨胀的程度。
从2001年起，我国采用国际通用做法，逐月编制并公布以2000年价格水平为基期的居民消费价格定基指数，作为反映我国通货膨胀（或紧缩）程度的主要指标。经国务院批准，国家统计局城调总队负责全国居民消费价格指数的编制及相关工作，并组织、指导和管理各区市的消费价格调查统计工作。
我国编制价格指数的商品和服务项目，根据全国城乡近11万户居民家庭消费支出构成资料和有关规定确定，目前共包括食品、烟酒及用品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健及个人用品、交通和通讯、娱乐教育文化用品及服务、251个基本分类，约700个代表品种。居民消费价格指数就是在对全国550个样本市县近3万个采价点进行价格调查的基础上，根据国际规范的流程和公式算出来的。
CPI=(Pt1Q01+Pt2Q02+…+PtmQ0m)/(P01Q01+ P02Q02+…+P0mQ0m)*100
式中：P――商品价格；Q――商品数量；m――商品的种类；t――现期；0――基期。
公式中，分母表示在需要进行比较的基期里居民对有关商品的支出总额；分子表示居民在现期以现行价格购买相同种类、同样数量的商品支出总额。
把上述公式用文字简化表达就是：
CPI=现期购买商品支出总额/基期购买商品支出总额×100（商品是同类商品，与取样样本有关）
19世纪中叶，德国著名统计学家厄恩斯特・恩格尔(Ernst Engel)在研究英、法、德和比利时等国工人阶级不同阶层的家庭调查资料时，得到一系列数据，在这些数据的基础上，他发现了一个规律：一个家庭或个人收入越低，其食品支出在总支出中所占比重越大，反之，其比重越小；随着家庭收入的增加，食品支出占家庭总支出的比重会逐渐减少。对国家而言，一个国家越穷，每个国民平均支出中购买食品支出的比重越大，这一规律被称为恩格尔定律(Engel's Law)。后来，人们把食品支出占全部生活消费支出的比重称为恩格尔系数，用公式表示如下：
恩格尔系数＝(食品支出/全部生活消费支出)×100%
恩格尔定律的原理非常简单：一个家庭或个人维持生命所必须的食品数量是基本不变的。在这个前提下，恩格尔系数值越小，即食品支出占家庭或个人支出的比重越小，自然就意味着家庭或个人的生活水平越高，反之则说明生活水平越低。因此，可用恩格尔系数来衡量一个国家或地区的居民生活水平和经济发展成就。联合国粮农组织于20世纪70年代中期更是将恩格尔系数作为评价国家贫富和地区生活水平高低的重要标准之一：恩格尔系数在60%以上为绝对贫困，50%～60%为温饱，40%～50%为小康，30%～40%为富裕，30%以下为最富裕。
在我国，恩格尔系数同样受到高度重视，无论是政府机关的工作报告，还是新闻媒体关于本地居民生活水平的报道，都可以见到恩格尔系数踪影，使用频率极高：中国宣布“总体达到小康”所依据的一个重要指标便是“恩格尔系数”；政府机关很多工作计划的依据也是本地的恩格尔系数。
恩格尔定律是在假定价格不变的前提下而提出的，其受影响较大除收入以外最重要因素之一就是物价水平：当食品消费数量不变时，物价水平的提高意味着名义收入不变时实际收入的降低，即意味着在相同收入下食品支出的增加。因此，物价水平上升，恩格尔系数就会上升，反之则下降。而影响恩格尔系数的主要因素有收入状况、物价水平、耐用消费品的消费状况、福利政策和消费习惯等。其表现为：
1.近年来我国恩格尔系数的下降主要是由于服装支出、医疗保健支出、交通通讯支出和住房支出的不断增加造成的：当居民购置住房等耐用消费品时，在个人可支配收入一定的情况下，用于食品的支出就会减小，因此恩格尔系数会下降；当老百姓对医疗、住房、交通等方面的支出增加时，在个人可支配收入一定的情况下就会挤占对食品的消费，从而导致恩格尔系数的下降。
2.随着家庭设备用品消费的增多，恩格尔系数是上升的：当居民的个人可支配收入刚开始增多时，生活消费会从温饱型消费转向营养型消费时，谷物在食物消费总量中所占比重会不断减少，肉乳品及精细食品所占比重不断增加，因此，在生活刚刚开始好转的某段时间内，恩格尔系数会随着收入的增加而上升；家庭设备用品相对于一般消费品来说，使用期限较长，单位产品价格较高。居民为了购买耐用消费品，一般要经过一段时间的储蓄，在维持基本生活的食品支出不变时，其它各项消费性支出就会减少，因此积累期的恩格尔系数会上升。
3.当消费者物价指数上升时，恩格尔系数是上升的：食品消费数量不变时，消费物价水平的提高意味着名义收入不变时实际收入的降低，即意味着在相同收入下食品支出的增加，从而导致恩格尔系数的上升。
4.物价水平的高低直接影响居民消费的水平。自古以来民以食为天，因此，居民对食品价格非常敏感，稍有异动就会引起居民的广泛关注。由于食品价格的大幅上涨，使得收入对生活的保障作用逐步减弱，对于低收入家庭来说，更难以承受。生活必需品价格上涨，必然带来居民生活消费支出的增加，因为食品这类生活必需品消费弹性小，替代效应不明显，不管价格是否上涨，必须得消费。价格上涨抑制了居民的消费欲望，通常物价上涨时，人们为了缓解这一压力，不得不降低消费档次，减少消费数量来满足生活的基本需求，也就造成了消费量的下降，生活质量的降低。
综合以上分析，消费品价格特别是食品价格的大幅上涨，给中低收入居民家庭生活带来一定困难，其生活质量有所下降。具体表现在：一是采取买价廉质次的商品，来确保量的满足。二是提取存款或借钱应对急需。三是改变消费行为和消费习惯，减少非必需品的消费。交通通讯、医疗保健支出成为压缩对象。四是主要消费品价格的快速上涨，还给低收入居民家庭增添了沉重的精神负担、心理压力和价格预期。
三、建议
综上所述，提出以下建议：要加强价格监控和调控，大力提高居民收入的同时，积极促进居民消费。政府应坚决制止搭车涨价和哄抬物价的现象，维护市场的稳定；对房地产业等价格过高的行业采取切实有效措施抑制商品房价的过高过快上涨；对低收入阶层在扩大就业、提高低保水平、确定最低工资标准等方面出台操作性强的政策；培育新的消费热点，鼓励和引导合理消费，提高居民消费能力，从而带动消费对经济增长贡献度的大幅提高，促进经济的持续快速发展。从中长期来看，我国经济面临的主要矛盾仍然是有效需求不足问题。当前的宏观调控重点，既要控制投资过快增长，缓解资源瓶颈，加强对通胀的预警和疏导，又要千方百计地积极培育市场和有效扩大消费，缓解消费品市场供大于求的矛盾。
主要解决方案：
1.应适当调整扩张性的财政政策，我国投资增长速度过快，经济局部过热与多年来实施积极的财政政策且投资结构欠合理无不关系，因此，为降低投资增长速度，抑制通货膨胀的恶化，缓解经济结构的失衡，适度调整扩张性的财政政策是很有必要的。
2.遏制盲目投资和低水平重复建设，缓解对生产资料的过度需求。一是坚决遏制某些行业和地区盲目投资和低水平重复建设。二是加强和改进信贷管理，人民银行要按照国家产业政策要求，加强“窗口”指导，商业银行要增强风险意识，强化信贷审核。三是对不符合国家产业政策的行业制定限制性价格政策，控制这些行业的盲目扩张。同时，加强对煤、电、油、运的协调，缓解瓶颈制约。
3.努力促进粮食增产，增加粮食供给，使粮食价格回升到一个合理水平。由于以粮食为基础的食品类价格占居民消费价格的权重大，食品是居民生活必需品，在低收入群体中所占支出比重较大，所以，保持粮食价格基本稳定、合理回升至关重要。一是要搞好粮食总量平衡工作，引导粮价稳步回升，逐步达到一个合理区间。二是要加强农资价格监管，稳定农资价格，稳定粮食生产的物质成本。三是要在粮食生产方面给予税收、信贷、价格等政策优惠，减轻种粮农民负担，保护和激发农民种粮积极性。
4.加大对房地产市场的调控力度。首先，房地产市场价格的快速上涨构成物价水平上涨的一个方面，而且对消费者的消费预期和消费能力具有直接而重要的影响；其次，房地产业的产业关联度较大，对房地产的过度投资构成了能源、原材料供给紧张的一个重要原因；再次，从房地产市场的价格的具体波动情况来看，土地价格和商品房价格上涨较快，而土地租金价格上涨有限。这说明，房地产市场的供给和需求以及与此相关的价格波动具有泡沫成分，这可能隐含着巨大的金融风险。因此，加强对房地产市场的调控是控制物价上涨和金融风险的良策。
5.对货币供应量的超速增长进行适当控制。货币供应量的超速增长是导致近期物价上涨的原因之一，所以今后一段时间，要对货币信贷过快增长进行调控：一是要加大公开市场业务力度，对冲因外汇占款投放的基础货币；二是对金融机构进行“窗口指导”，提高金融机构资产质量，适度控制贷款规模；三是要解决长期机制问题，进一步探索和完善人民币汇率形成机制，促进国际收支平衡，解决外汇占款导致的基础货币投放刚性问题，使货币政策调控更加有效。但要注意，这种调控只能是微调，力度不宜过大。这是因为，一方面紧缩性的货币政策固然可以在压缩投资需求方面收到立竿见影的效果，但却无助于结构性矛盾和供给瓶颈问题的解决：另一方面，需求增长必须通过增量货币才能实现，如果实际信贷规模出现大幅下降，在短期内对快速增长的经济会产生很大的扰动。一旦投入产出的链条被人为割断，可能会产生更多的问题，甚至重新回到通货紧缩的泥潭里。
6.加强价格监测分析工作，建立价格异常波动应急机制。价格监测是价格决策和宏观调控的基础，要突出监测重点，完善有关制度，密切关注国际国内市场供求状况和价格走势，善于发现倾向性和苗头性问题，建立应对价格异常波动的应急处理机制，及时提出控制价格上涨的意见和建议，做到未雨绸缪。
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篇10
房价；影响因素；多元回归；实证分析；政策建议
0 引言
自2001年以来我国房地产开发投资增速一直保持在20%以上的高速增长，到2007年房地产开发投资增速一度达到30%。针对房价快速上涨的现实情况，有关我国房地产业是否过热的讨论日趋激烈。本文研究的样本数据来自2002年至2012年间的全国宏观数据，来源于《中国统计年鉴》。（如表2.1）
数据来源：《中国统计年鉴》
1 模型设定与检验
2 结论及建议
由上面的分析可知，房价上涨与国内生产总值、房价比以及竣工房屋面积有关。从而建立的模型为。同时影响房价的因素除了国内生产总值、房价比和竣工房屋面积，还有居民家庭人均可支配收入，居民人均消费性支出、商品零售价格指数和居民消费价格指数等。
我国房价在2002年至2007年间稳步上升，在2008年以后大幅上升，这与金融危机后我国鼓励经济回升的政策有关。随着国家出台的抑制房价过快增长的各种政策，房价在2012年有所下降。在房价的变化过程中，多种因素对房价都产生了影响。首先是国内生产总值的上升时影响人们对房价的预期从而导致房价的增长，同时房价比影响人们对房屋的需求从而影响房价，竣工房屋的面积使房屋供给增加从而也影响房价的变动。
我国要抑制房价的过快增长，首先要控制人们对房价的预期。房地产行业虽然是我国的支柱型产业，但仍要加以调控。其次要完善我国的收入分配制度，提高居民的人均可支配收入，从而降低房价比，最后增加房屋供给，提高住房竣工房屋面积，以达到控制房价的作用。
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篇11
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
篇12
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:
篇13
一、引言
在现代经济生活中，金融活动已渗透到经济生活的方方面面，金融的核心地位与作用也日益突出。2010年5月6日，北京市委、市政府正式下发《关于促进首都金融业发展的意见》，明确提出将北京定位为国家金融决策中心、金融监管中心、金融信息中心和金融配套服务中心。回顾北京的城市定位从“政治、经济、文化的中心”(1953年)，“建设全方位对外开放的现代化国际城市”（1992年），到“国家首都、国际城市、文化名城、宜居城市”(2005年），再至2008年首次明确了北京的发展目标为“打造具有国际影响力的金融中心城市”，此次是北京市第一次以文件形式明确提出要建设具有国际影响力的金融中心城市。姑且不论目前的定位是否准确与合理，至少它向人们清晰显示了北京的金融发展在经济发展中的重要地位。那么，北京的金融发展与经济增长之间是否必然存在某种相关关系？如果有，是促进型的还是阻碍型的?是单向进行还是互为因果?
二、变量选择、数据说明与实证方法
（一）变量选择与数据说明
根据数据的可收集性和经济政策的连续性, 论文选取了三组指标: 一是反映经济增长的指标, 二是反映金融发展状况的指标, 三是控制变量指标。
1．经济增长指标。由于人均 GDP 数据比总 GDP 数据更能说明问题, 本文采用了实际人均GDP(RGDP)作为衡量经济增长的指标。实际人均GDP 是通过居民消费价格指数(以上年=100)加以调整得到的。
2．金融发展状况指标。本文选取两个指标来反映金融发展状况: 一是金融相关比率指标(FIR), 即金融总资产占 GDP 的比重。限于数据的可获得性, 金融总资产只包括中资金融机构各项存款余额和贷款余额。由于中资金融机构一直是金融业的主力军协整检验，因此选取中资金融机构存、贷款作为金融资产总额有代表意义，本文用LS(=存款与贷款之和/名义GDP)来表示。麦金农也提出了一个衡量一国金融发展水平的指标，即广义货币量(M2)与名义GDP之比。但北京市的M2的数值无法获得，本文没采用麦氏指标。二是反映金融结构的指标( BANK) , 即中资金融机构贷款余额在金融总资产中的比重, 可以衡量金融中介( 银行系统) 在金融体系中的相对规模和作用。
3．控制变量指标。由于经济增长还受其他因素的影响，为了检验金融发展与经济增长之间的关系是否独立于其他变量，需要控制其他可能的影响因素。由于实际中的影响因素较多，本文只选取了占经济总量较大比重的实际人均社会固定资产投资存量( RINV)。其也经由名义值除以全国居民消费价格指数(以上年=100)调整得到。本文对RGDP、LS、BANK 和 RINV 均取自然对数作为实证分析的变量，以克服数据系列的异方差性。
本文样本区间为 1978～2009 年, 所有数据均来源于《北京统计年鉴(2010)》, 除以上说明外, 数据未作其他处理。采用Eviews5进行所有相关测试。
（二）实证分析方法
为了避免模型出现伪回归现象, 本文将首先利用 ADF 单位根检验法检验变量的平稳性, 对非平稳性变量进行处理使之成为平稳时间序列。如果各变量均是单整的, 我们将对其进行协整检验以确定金融发展与经济增长的长期稳定关系。其基本思想是： 如果两个(或两个以上)的时间序列变量是非平稳的,但它们的某种线性组合却表现出平稳性, 则这些变量之间存在长期稳定关系,即协整关系。目前关于协整关系的检验与估计有许多具体的技术模型, 本文将采用基于向量自回归模型VAR的Johansen协整检验法。使用VAR 模型的优点在于它不需要对模型中各变量的内生性和外生性事先做出假定，当变量非平稳但具有协整关系时, 基于 VAR 模型作出的判断也是可靠的。不过协整分析得出的经验方程只能表示变量之间存在相关关系或至少一个方向上的因果关系，要进一步检验金融发展与经济增长之间的因果关系，可以采用Granger因果关系检验法。
三、实证检验结果与分析
（一）单位根检验
在具体应用协整等理论进行分析时,必须首先分别检验被分析序列变量是否为 I(1)的, 即是否具有单位根(UnitRoot)中国知网论文数据库。常用的增广迪基－富勒(Augmented Dicky-Fuller, ADF)检验模型为：
DYt = b1+ b2t+ d Yt -1 + ai SDYt –I + et（1）
式(1)中为白噪声,为差分算子。原假设是δ=0,即 Yt有一个单位根, 即是非平稳的。t为趋势因素。本文采用麦金农(Mackinnon)临界值, Yt-i的最优滞后期n由 AIC 准则确定。对变量LRGDP、LSL、LBANK、LINV 的单位根检验结果见表1。测试结果表明所有的变量在水平层面上都是非平稳的，但是在一阶差分层面上，各序列在1%的显著水平下都拒绝了不平稳的假设，我们可以接受五个变量都是I (1)的单位根过程。
表1 Augmengted Dickey-Fuller单位根检验结果
变量
检验形式(c, t, k)
ADF值
5% 临界值
1% 临界值
结 论
LRGDP
(c, 0, 0)
1.547165
-2.9750
-3.36965
非平稳
LRGDP
(c, 0, 0)
-3.746157
-2.9750
-3.36965
平稳**
LSL
(c, t, 5)
-2.867825
-3.6219
-4.4167
非平稳
LSL
(c, t, 0)
-4.657249
-2.9750
-3.6959
平稳**
LBANK
(c, t, 3)
-2.405107
-3.6027
-4.3738
非平稳
LBANK
(c, t, 0)
-5.395691
-3.5867
-4.3382
平稳**
LRINV
(c, t, 4)
-2.156234
-3.6118
-4.3942
非平稳
LRINV
(c, 0, 0)
-4.791803
