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中圖分類號：F124.7；F127.9 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）006-000-01
引言
跟據國家統計局海南調查總隊抽樣調查的資料顯示，2013年海南農村居民的人均純收入達到8343元，同比增加了935元，名義增長了12.6%，扣除價格因素的影響，實際增長了9.7%。近年來隨著農村經濟的發展以及城鎮化進程的推進，越來越多的農民進城務工或從事非農經營，農民非農產業收入占總收入的比重不斷提高，而農業收入占農民總收入的比重不斷降低，農民的收入結構已向更穩定的方向轉變。2013年海南農村居民人均生活消費支出為5467元，同比增加了731元，名義增長了15.4%，扣除掉價格因素，實際增長了9.3%。從消費類別看，享受型、發展型等非食品類支出增長快于食品類支出，農民生活質量繼續改善。
雖然海南農村居民收入有所提高，但是增長速度緩慢，農村消費環境改善緩慢，農村消費水平難有提高。我國農村的消費市場具有很大的潛力，因此一個很重要的問題是如何去挖掘農村的消費潛力。分析海南省農村居民消費水平的主要影響因素，對于提高海南省農村居民消費水平，促進海南省經濟的發展有重要意義。
一、建立模型
1.模型估計
分析1993-2013年海南省農村居民收入、農村家庭人均純收入、商品零售價格指數的時間序列數據。
由數據分析，建立模型：
Yt=β0+β1X1+β2X2+μt
β0為沒有任何因素影響下農村居民的消費水平；β1為農村居民家庭人均純收入對農村居民消費水平的影響；β2為商品零售價格指數對農村居民消費水平的影響；μt是隨機擾動項。
根據以上數據，估計結果以下：
Yt=1387.978+0.793391 X1C13.14005X2
（704.3340） （0.024215） （6.597850）
t=（1.970625） （32.76379） （-1.991566）
R2=0.984346 Adjusted R-squared=0.982607
F=565.9392 DW=0.698484
根據以上模型，R2=0.984346，Adjusted R-squared=0.982607，可決系數高，擬合度較好。說明了海南省農村居民家庭人均純收入與商品零售價格指數對農村居民消費水平的影響比較顯著。
參數β1=0.793391，β2=-13.14005，而且0
由H0：β1=β2=0，設顯著性水平α=0.05，通過F分布表可查出自由度為k-1=2， n-k=18的臨界值Fα（2，18）=19.4，由上表知F=565.9392> Fα（2，18）=19.4，所以應拒絕原假設H0：β1=β2=0，回歸方程顯著，農村居民家庭人均純收入和與商品零售價格指數連結起來對“農村居民消費水平”有顯著影響。
針對H0：βj=0（j=1，2），給定顯著性水平α=0.05，查t分布表的自由度為n-k=18的臨界值tα/2（n-k）=1.734.由上表知β1、β2所對應t統計量分別是32.76379、-1.991566，它的絕對值均大于tα/2（n-k）=1.734，可以分別拒絕各個H0，說明了在其他解釋變量不變下，解釋變量商品零售價格指數與農村居民家庭人均純收入分別對被解釋變量農村居民消費水平的影響都顯著。
2.計量經濟意義的檢驗
（1）多重共線性的檢驗
令Y分別對X1、X2做回歸
計算各解釋變量的相關系數，選擇X1、X2的數據，相關系數矩陣如圖：
Y和X1的組合是最優方程，雖然X2跟Y的擬合度不好，但是引入了X2后，R2=0.984346，大于Y和X1回歸后的R2=0.980897，對整體模型來說X2這個解釋變量具有改善作用，并且t檢驗也符合，因此解釋變量X2不能舍棄，模型可認為不存在多重共線性。
（2）異方差檢驗
對模型進行White檢驗
可得出nR2=8.606542，由White檢驗知，在顯著水平α=0.05下臨界值χ20.05（5）=11.0705，比較統計值與臨界值，nR2
（3）自相關檢驗
由上得DW=0.698484，若給定α=0.05，查表得DW檢驗臨界值dL=1.125、du=1.538，因為du
二、結論
通過模型說明了農村居民家庭人均收入對消費水平有很大的影響，因此提高消費水平的重要手段就是要增加農村居民的收入。商品零售價格指數對于消費水平來說也有一定的影響，但它受到通貨膨脹率以及經濟發展水平等因素的影響。
參考文獻：
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關鍵詞：
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：
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一、問題的提出
長期以來，穩定物價水平，抑制通貨膨脹一直是我國宏觀經濟運行的目標之一。伴隨著我國經濟的發展，物價水平也在上漲。經濟發展中的每一輪通貨膨脹，也逐漸顯示出了市場經濟的一些弱點，例如部分產品市場價格的形成機制扭曲，造成物價上漲，沒有真實的反映出我國的經濟增長狀況。因此找出影響物價水平上漲的因素對于完善市場經濟體制，保持經濟健康發展具有重要意義。
二、研究方法和結構安排
本文以1990―2008年間居民消費物價指數為被解釋變量，以工業品出廠價格指數和M1與M2貨幣供應增長率為被解釋變量，運用計量經濟學軟件對模型進行估計和對回歸方程的殘差進行異方差性、序列相關性的檢驗，通過對對各個解釋變量進行檢驗并修正，得到關于CPI的影響因素的最優回歸方程，最后對穩定通貨膨脹水平提出了相關建議。
三、影響我國CPI波動的因素分析
3.1指標和數據的選取
我們選取居民消費價格指數CPI為通貨膨脹水平指標，并為因變量，PPI，M1和M2貨幣供應增長率作為自變量，從而找出CPI與PPI，貨幣供應量M1，M2間的關系。數據均來自國家統計局網站公布。
3.2模型的建立與檢驗
根據以上分析，建立影響CPI因素的模型，選取PPI與M11,M21分別為解釋變量1,2和3，建立線性函數模型：CPI=c(1)+c(2)*PPI +c(3)*M11+c(4)*M21
運用Eviews計量軟件，采用最小二乘回歸方式，得出回歸模型：
CPI =44.3078961+ 0.5221262913*PPI - 0.3513728252*M11 + 0.6086030792*M21
(3.320470) (3.578921) (-2.495885) (2.920078)
在5%的顯著性水平下，參數C(2），C(3）均通過t檢驗，表明PPI與CPI關系顯著，在95%的置信水平下，PPI對CPI的影響顯著，PPI每增長1個百分點，帶來CPI增長0.522%個百分點。M11和 M21的t值也都通過了檢驗。R2=0.864662, 模型總體擬合程度較好，解釋變量在86.47% 的程度下解釋了被解釋變量CPI。PPI每增長1%，帶動CPI增長0.5個百分點。F=31.94468, 顯著性水平為5%，自由度為（3,15）的F分布得到臨界值3.29，F＞3.29,檢驗通過，模型總體線性關系較強。D.W=1.887566，原模型不存在序列相關性。采用相關系數矩陣的方法得出，M11與M21的相關系數較大，達到0.82607，可以認為兩者間存在多重共線性。
四 、相關結論以及政策建議
由以上模型可以看出，長期以來，生產資料市場中的工業品原材料價格的上漲是造成居民消費品物價上漲的原因之一，影響居民消費價格指數上漲的主要因素是工業品價格指數。因此，保持我國生產資料價格的穩定對于穩定物價有著重要的意義，尤其是部分能源和原材料市場。為此，首先要加快推進資源性產品價格改革，完善價格形成機制，使資源性產品的價格能夠靈敏地反映市場供求關系和資源稀缺程度，充分發揮市場機制在資源性產品價格形成中的基礎性作用。其次，積極穩妥地推進以完善石油價格形成機制、調節利益分配為中心的綜合配套改革，進一步建立市場化的煤炭價格形成機制，政府逐步淡化對煤炭價格形成的干預。最后，完善我國房地產價格形成機制，我國的房地產業在固定資產投資中所占的比例很大，在房地產開發過程中，所消耗的土地，鋼鐵，水泥等原材料成為推動房地產價格上漲的主要因素，房地產價格的上漲又推動物價水平的上漲?？傊?，實行生產資料價格形成市場化對于穩定物價水平具有重要作用。
參考文獻：
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[中圖分類號] F047 [文獻標識碼] A [文章編號] 1004-6623（2012）02-0044-04
[作者簡介] 王吉恒（1964-），山東沾化人，東北農業大學經濟管理學院教授，博士生導師，研究方向：財政與金融；李敏（1986-），女，黑龍江綏化人，東北農業大學經濟管理學院研究生，研究方向：金融理論與政策；孟菲（1987-），女，山東梁山人，東北農業大學經濟管理學院研究生，研究方向：金融理論與政策。
長期以來，我國經濟發展很大一部分靠出口拉動。在 2008年國際金融危機影響下，我國出口增速下降，貿易順差縮小，出口對經濟增長的拉動明顯下降，擴大消費需求成為刺激經濟增長的主要手段，而當前的消費需求不足已經影響到我國經濟的全面協調和可持續增長。因此，研究我國居民消費影響因素，對制定宏觀經濟政策，保持經濟穩定增長具有十分重要的意義。
一、我國居民消費率現狀
近10年來，我國國民經濟一直保持高速增長。雖然經濟增長速度較快，但國內居民消費所占的份額卻不斷下降，其突出特征是，雖然消費總額在增加，但是最終消費率卻在不斷下降。2000～2009年間，我國的居民消費率平均為54.41%，與前20年相比反而下降了7個百分點，比世界平均消費率（78%左右）低了20多個百分點。
我國居民最終消費率在1978年為62.1%，從1982年開始下降，而在1994年和1995年降低至57%左右，此后稍微有增長，但增長極為緩慢。從2002年開始，最終消費率再次大幅度走低，2009年下降到歷史最低點48%。從我國居民消費率的結構來看，城鎮居民消費率明顯高于農村居民消費率。
二、我國居民消費水平的影響因素
1. 國內生產總值對居民消費水平的影響
國內生產總值（GDP）反映了一個國家或地區的經濟活動總量，人均GDP通常用以評價一國的富裕程度，通常我們把國內生產總值作為經濟發展水平的代表性指標。而一國的經濟發展水平又與居民消費水平有很大聯系。本文選取了我國1995～2009年全國支出法計算的國內生產總值和居民消費支出。
自1990年開始，我國居民消費支出隨著國內生產總值的不斷增長而呈現上升趨勢，在1990～2009年20年間，我國國內生產總值由19347.8億元上升到345023.6億元，居民消費支出隨之由9450.9億元上升到121129.9億元。因此，國內生產總值對居民消費水平有著顯著的影響，并隨國內生產總值的增加而增加。
2. 居民人均收入對居民消費水平的影響
根據傳統及現代的消費理論，消費都與收入緊密相關。因而，收入是影響我國居民消費行為的最主要因素。但是，我國長期不合理的國民收入格局，使得居民可支配收入的增長速度總體上低于GDP的增長速度，居民消費缺乏充分的收入保障。不合理的收入分配格局最終導致居民收入占比不斷縮小，降低居民消費能力。城鎮居民的可支配收入由1990年的1510.2元增長到2009年的17174.7元，農村居民的純收入由1990年的686.3元增長到2009年的5153.2元，雖然都不斷增加，但仍然很低，增幅也很緩慢。2003年以來城鎮居民和農村居民人均可支配收入的增長率雖然不斷提高，但是2009年大幅度下降，也說明我國居民人均收入增幅速度滯后于經濟的增長速度，這些是制約居民消費增長的重要原因。
3. 居民儲蓄對居民消費的影響
居民的消費和儲蓄互相影響，儲蓄增加，現實的消費就會減少，儲蓄減少，現實的消費就會增加。我國居民儲蓄率一直保持較高水平。20世紀90年代以來，城鄉居民儲蓄存款持續增長，而過高的儲蓄率是居民消費不足的重要原因。
1991～2009年我國居民人均收入不斷增加，居民消費支出也隨之增加，居民的儲蓄存款更是從9241.6元增長到260771.1元。而居民消費支出增長率從1991～1995年逐年增加，進入2000年以后開始呈現下降趨勢，隨后有波動性的增長，到2008年達到近年來最大值13.5%，而2009年居民消費支出增長率只達到8.7%，而同期的居民儲蓄增長率遠遠超過消費的增長率?？v觀1991～2009年間的居民消費和儲蓄狀況，各年度消費的增長速度都遠遠低于居民消費的增長速度。因此，居民儲蓄對消費有很大的影響。
4. 通貨膨脹對居民消費水平的影響
近年來，我國物價大幅度上漲，直接影響到居民家庭的生活水平和生活質量。根據國家統計局數據計算，10 年間物價總體上張 25.3 7%。住房、醫療、教育等價格上漲速度已經超過了大多數家庭收入增長速度，對于那些將要購房的人來說，物價越高，越會抑制他們的消費，消費水平會越低，也就從總體上降低了居民消費率。通貨膨脹使居民日常生活必需品價格價格普遍上漲，這意味著城鎮和農村居民的人均可支配收入不同程度縮水。通貨膨脹使居民的實際收入減少，降低了居民的消費能力。另外，通貨膨脹對居民的消費預期也產生影響。居民消費價格持續上漲，一定程度上削弱了城市居民的消費欲望。預期未來收入水平下降，表現最明顯的就是恩格爾系數提高，對消費結構產生影響。所以在通貨膨脹下，居民的消費結構不利于優化，人們的生活水平會有所下降。
5. 社會保障對我國居民消費的影響
社會保障水平是指一定時期內一國（地區）社會成員享受社會保障的高低程度，其主要衡量指標是社會保障總支出占國內生產總值的比重。由于我國基本公共服務提供不足，基本養老、基本醫療、失業、工傷等社會保險不健全、保障水平低下，因此即使老百姓手中有錢，也不會過度消費，因為他們要保有一定的資金用于防老、防病、防失業，養育下一代。
從表1可以看出，從1998年開始我國養老保險、醫療保險、失業和工傷保險的參與人逐年上升，但是總體比例還是很低。2009年我國養老保險和醫療保險的參保比例僅為25.80%和24.04%。因此較低的社會保障水平，抑制了百姓的消費意愿。
三、影響我國居民消費因素的實證分析
（一）模型構建
層次分析法是一種定性和定量相結合、系統化、層次化的分析方法，該方法對復雜系統的決策思維過程進行量化，通過多目標多層次分析而得到廣泛應用，以下是模型構建步驟：
1. 建立評價指標體系，建立系統的遞階層次結構；
2. 建立比較矩陣，設指標層的同一層內的各評價因素進行兩兩比較，通過級比例標度值得到比較矩陣；
3. 計算相對權重，并且對比較矩陣進行一致性檢驗。
（二）模型應用
1. 構建評價指標體系。目標層為我國居民消費，中間層即準則層包括：國內生產總值、居民收入、居民儲蓄、通貨膨脹及社會保障（見圖1）。
2. 建立兩兩比較判斷矩陣，并確定權重。依據比例標度值1～9的9個等級，由不同專家采用頭腦風暴法進行評分，并對判斷矩陣采用“和法”計算權重w、最大特征值λmax、一致性指標CI和一致性比率指標CR，如表2、表3所示。
A 利用MATLAB求其最大特征值及其特征向量，得：
λmax=5.2371，對應的特征向量為:
w=[0.8034,0.5373,0.2210,0.1159,0.0587]；
將其進行歸一化，求得的權向量為：W=[0.4626,
0.3094,0.1273,0.0667,0.0339]。
3. 進行一致性檢驗。根據CI=（λ-n）/n-1，CR=CI/RI，(n=5時，RI=1.12)
求得CI=0.0309，CR=0.028
（三）對實證結果的進一步討論
上述實證結果表明，國內生產總值、居民收入、居民儲蓄、通貨膨脹及社會保障對我國居民消費均有明顯的影響。其中，國民生產總值和居民收入對消費的影響最為顯著，權重分別為0.4626和0.3094。而居民儲蓄、通貨膨脹和社會保障對我國居民人均消費增長也有比較大的貢獻，其權重為0.1273、0.0667和0.0339。
四、提高我國居民消費水平的對策建議
1. 提高居民收入水平。收入水平是影響居民消費需求最直接、最根本的因素，提高居民收入，消費總體水平才能真正增加。一方面，調整國民收入分配格局，協調好投資和消費的比例，提高勞動報酬占國民收入的比重，擴大中等收入者比重；另一方面，加大政府對農業和農村經濟發展的支持力度，尤其在農業基礎設施建設、農業科技發展與應用、市場開拓等方面加大支持力度。同時要大力發展農村小城鎮，為農村非農產業發展創造良好環境和條件，促進其發展，增加農民收入，改善農村居民消費環境。
2. 縮小城鄉消費差異。應該調整與完善收入分配政策，努力提高城鄉居民尤其是農村居民與城市中低收入者的實際收入。首先完善各種稅收政策，加強個人所得稅、遺產稅、贈予稅的征收，從而縮小收入差距。其次實現城鄉之間的轉移支付。韓國農民收入的20%來源于政府的直接轉移支付，而我國尚不足3%。另外增加城市低收入居民的收入，減少社會差距。
3. 建立和完善價格調控手段，整頓流通秩序。針對流通秩序混亂、交易成本過高和價格透明度不高等問題，要研究如何運用經濟、法律、行政等手段整頓規范其價格行為，以保證農產品的正常供給，維護市場價格穩定。政府應控制貨幣供應量，實行適度從緊的貨幣政策，將貨幣供應量控制在與客觀需求量相適應的水平上。
4. 完善我國的社會保障體系，消除居民消費的后顧之憂，促進消費需求和國民經濟的持續增長。一是擴大社會保障覆蓋面，減少居民預防性儲蓄，增加居民即期消費；二是完善社會保障制度，增加居民可支配收入，擴大居民消費需求；三是完善失業保險制度，創造再就業機會，恢復居民的消費信心；四是提高城鎮居民最低生活保障標準，改善低收入家庭的消費狀況；最后，盡快建立農村社會保障體系，挖掘農村居民的消費潛力。政府要加大農村基礎教育和農村醫療衛生體系的投入，建立和完善新型農村合作醫療制度。
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Wang Jiheng, Li Min, Meng Fei
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·
一、我國壽險業現狀
近年來，中國保險業整體得到了巨大的發展。根據中國保險監督管理委員會官網統計數據，我國原保險保費收入從1999年的13932179萬元一直穩固地上升到2010年的145279715萬元。其中，財產保險保費收入處于主導地位，其份額占原保險保費收入總額的比重在0.6―0.8區間浮動。而在另一方面，壽險保費收入短期內有明顯下降趨勢，如2008、2009、2010年壽險保費收入占比分別為0.76、0.74、0.73。
我國保險市場主要有人壽保險和財產保險兩大業務部門，兩個部門的業務類別均比較單一。在國內保險業一定程度上存在壟斷現象；市場尚處于不成熟階段，在業務水平和業務質量上與世界平均水平有很大差距；人們保險意識較低，對于保險仍缺乏正確的認識和足夠的重視。諸多問題的存在，也同時意味著我國保險市場發展潛力大，潛在市場容量不容忽視。
由于數據的可用性和可獲得性，本文利用2011年我國各地區壽險保費作為模型的被解釋變量，采用2011年我國各地區生產總值、人口數量、城鄉居民儲蓄存款余額、社會保障福利費用和居民消費價格指數作為解釋變量，找出對壽險保費有顯著作用的影響因子。
二、人壽保險影響因素的理論分析
在對壽險業發展進行實證分析時，首先要確定壽險的影響因素。本文參考國內外有關文獻的研究結果，以及我國壽險業發展初期的一些特點對以下因素進行分析。
（1）壽險保費收入，用PI表示。作為壽險起步剛剛20多年的中國，保費收入還是比較粗放式的增長，壽險品種缺乏多樣化，保險監管不是十分規范，壽險需求的重要反映因素――保費收入，依然是衡量我國壽險業發展的最重要指標。
（2）國內生產總值，用GDP表示。國內生產總值作為反映一國經濟發展的綜合指標，自然成為影響壽險業的重要指標。Beenstock和Dickinson的模型及Fischer、Campbell等的實證研究表明，國內生產總值與壽險業的波動趨勢具有一致性。
（3）城鄉居民儲蓄存款余額，用DCCI表示。壽險是為被保險人提供保障的工具，居民的儲蓄水映了居民在消費以后可以用于其它投資的水平，它對下期的消費產生重要影響。
（4）社會保障福利費用，用SSW表示。經濟學的原理表明，在商品價格不變的情況下，替代品價格是影響商品需求的重要因素之一。將其引入模型可以觀察社會保障福利對商業壽險的價格替代效應。
（5）消費價格指數，用CPI表示，用于對壽險保費、GDP、居民儲蓄存款余額、社會福利費用城鄉、居民消費水平進行調整消除通貨膨脹的影響。
（6）總人口數，用GP表示，包括城鎮人口和農村人口，將其引入以考察它對壽險業發展的影響。
三、實證研究
（一）數據說明。以下分析采用2011年我國保費收入總額、各地區生產總值、人口數量、城鎮居民存款余額和居民消費價格指數幾個橫截面數據。數據均來自國家或地區統計年鑒。
（二）模型形式及假設。（1）初步建立線性回歸模型如下： PIi=β0+β1GDPi+β2DCCIi+β3GPi+β4SSWi+β5CPIi+μi
PIi為第i個地區的保費收入金額，i=1，2，3…31，
β0為回歸常數項，μi為回歸誤差項，GDPi，DCCIi，GPi，
SSWi，CPIi分別為第i各地區的地區生產總值、城鎮居民存款余額、人口數量、社會福利保障費用、消費價格指數。
用stata軟件進行初步線性回歸：
根據各自變量的相關系數及顯著性水平可發現，除DCCI，即城鎮居民的存款余額，對PI有顯著影響外，其余自變量的影響均不顯著。模型擬合效果R-squared = 0.8752較好。
（2）模型拓展?？紤]到自變量之間的交互作用，將模型拓展為：
對所有變量線性回歸后，得到R-squared = 0.9647，該模型的擬合度很高。為了減少自變量，簡化模型，先選取在的顯著性水平下，關于PI顯著相關的因子GDP，DCCI，GDP_CPI，DC
CI_CPI，作為新的多元回歸模型的自變量，開始對t統計量的絕對值較大的變量，進行逐步多元線性回歸。
逐步回歸后，綜合自變量和截距項的p-value和各次回歸的R-squared，選用在10%置信度下因子都顯著，且擬合度達93.54%的模型，即：
（3）模型修正。異方差檢驗：Hettest異方差檢驗，得 prob>
chi2=0.0296 明顯小于顯著性水平0.05，模型存在異方差。
因此使用加權最小二乘法（WLS）來對模型中各自變量的系數進行估計：
得到最終模型為：
可以看出進行加權最小二乘法（WLS）后，擬合優度提高到98.81%，比OLS模型得到的優度提高了5.27%，且各自變量在5 % 的置信度下均顯著影響PI。
四、結果分析
通過回歸結果的分析，在我國，居民消費價格指數（CPI）和社會保障福利費用（SSW）不是影響各地區保費收入的重要因素；而地區生產總值（GDP）、人口數量（GP）、城鎮居民存款余額（DCCI）為影響該地區保費收入的重要因素。與已有的研究論文不同，本次的模型考慮了各自變量間的交互作用，并發現地區生產總值（GDP）和城鎮居民存款余額（DCCI）、地區生產總值（GDP）和居民消費價格指數（CPI）、城鎮居民存款余額和居民消費價格指數的交互作用對于壽險保費的顯著影響。
從最終模型中各變量的回歸系數可知，地區生產總值（GDP）、城鄉居民儲蓄存款余額（DCCI）、地區人口總數（GP）、對保費收入（PI）的影響與前面的理論分析基本一致，而社會保障福利費（SSW）對保費收入（PI） 的影響與前面的理論分析不一致。雖然GDP的系數是負數，即GDP與PI負相關，但居民存款余額的正相關系數較大，其絕對值大于GDP的負相關系數絕對值。可看出，城鄉居民儲蓄存款余額對于壽險保費PI的影響是最大的，其根本原因仍是因為當居民的儲蓄余額增加時，他們才會有多余的閑錢去購買壽險產品。最終模型所反映的是中國的實際情況，理論分析是對市場經濟國家經驗的總結。
五、結論與建議
結合我國保險業與世界平均水平還存在較大差距的事實，可以歸納出我國保險業存在以下四個明顯的特征：一是我國保險市場結構簡單、產品單一；二是我國保險地區差異程度大，地區發展不均衡；三是我國人民保險意識較低，保險普及率即保險密度不高；四是我國保險業的發展受到經濟欠發達的嚴重制約。
針對各地區經濟發展不均衡的具體情況，可對回歸模型進行進一步的改進。對于某一地區，可收集其多年的歷史數據，建立針對該地區的回歸模型以得到更加符合地區實際情況的回歸系數和顯著影響的因子，并根據影響因子和其系數，來制定靈活多樣的適合該地區的壽險產品。
參考文獻：
[1] 劉兆波，張漢儒.我國壽險有效需求影響因素的比較分析
[2] 穆靜靜. 我國人身保險需求地區差異的模型實證[J]. 平頂山工學院學報， 2009， 18（2）： 17-20.
[3] 張偉， 郭金龍， 張許穎， 等. 中國保險業發展的影響因素及地區差異分析[J]. 數量經濟技術經濟研究， 2005， 7： 108-117.
[4] 陳之楚， 劉曉敬. 我國壽險需求決定因素分析[J]. 保險研究，
2．最終消費情況分析。最終消費由居民消費和政府消費兩部分組成，甘肅省最終消費支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據《甘肅統計年鑒》數據計算居民消費支出一直占據最終消費支出大部分的比例，穩定在70％以上。
3.甘肅省最終消費對經濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經濟增長率中消費需求拉動所占的份額,計算甘肅省最終消費貢獻率在2002年至2007年間分別為63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最終消費對經濟增長的貢獻率并不穩定，其原因是經濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務凈出口政策要素影響。
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=0.873D.W.=1.212F=34.461
城鎮居民消費函數Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）
（1.095）（40.793）（3.908）
R2=0.997D.W.=1.91F=1878.984
從方程中可看出，農村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消費；每增加1元暫時收入，有1.74元用于消費。既增加了暫時收入，不僅要將暫時收入全部用于消費，同時還要拿出儲蓄來消費。城鎮居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費；每增加1元暫時收入，有0.87元用于消費。
四、簡要結論
1．經濟增長與城鄉居民的收入和消費之間有直接的影響。經濟增長越快，收入增加越高，消費也會隨著增加。但是，在投資、出口和消費等三要素當中,消費對經濟增長的貢獻率最高，一般都在70%左右,說明拉動消費仍然是甘肅省經濟發展的主要動力。
2.隨著經濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結構出現重要變動傾向。在城鄉居民的消費結構變動當中，食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來，城鄉居民的消費結構劇烈變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大。另外，醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。
3.為了鞏固消費對經濟發展的貢獻率，我們建議：一是加快發展城鄉經濟，保證固定資產的投資速度，使投資增長不要出現大起大落;二是進一步開發農民能夠穩定增加收入的就業渠道和途徑，如非農產業收入、轉移性就業收入、農業產業化收入等；三是對于城市居民來講，要把創造更多的就業崗位和機會作為重點，用擴大就業保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉居民的消費結構進行一定的引導，努力改善城鄉居民住房、醫療、教育、保障等關鍵性問題。
參考文獻：
2．最終消費情況分析。最終消費由居民消費和政府消費兩部分組成，甘肅省最終消費支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據《甘肅統計年鑒》數據計算居民消費支出一直占據最終消費支出大部分的比例，穩定在70％以上。
3.甘肅省最終消費對經濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經濟增長率中消費需求拉動所占的份額,計算甘肅省最終消費貢獻率在2002年至2007年間分別為63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最終消費對經濟增長的貢獻率并不穩定，其原因是經濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務凈出口政策要素影響。
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：
一、引言
改革開放以來，我國經濟取得了巨大的跨越式發展，居民消費水平得到了極大的提高。統計數據顯示，我國居民消費額由1990年的833億元增加到2012年的14098.21億元;城市恩格爾系數由0.54降低到2012年的0.36，農村恩格爾系數由1990年的0.55降低到2012年的0.39。這說明我國經濟發展取得了巨大的進步，居民消費水平得到了顯著提高。
關于居民消費，國內外學者做了很多研究。按區域劃分，有全國性的，也有區域性的;按內容劃分，主要研究消費的影響因素，消費結構的變化及演變趨勢等等。本文建立居民消費額與國民生產總值、固定資產投資與財政收入之間的多元線性回歸模型，通過多元回歸分析探討國民生產總值、固定資產投資與財政收入與居民消費的關系。
二、數據來源與處理
本文選取我國1990～2012年居民消費額、國民生產總值、固定資產投資與財政收入的數據，數據來源于《中國統計年鑒》。搜集數據之后，先對數據進行歸納整理，接著對數據進行取自然對數處理。本文中，居民消費額、國民生產總值、固定資產投資和財政收入分別用C、G、K和I來表示。最終數據處理結果如表1所示：
三、模型構建與求解
（一）構建多元線性回歸模型
本文構建多元線性回歸分析模型，以居民消費額（C）為因變量，國民生產總值（G）、固定資產投資（K）和財政收入（I）為自變量，構建的模型如下：
ln（C）=α?ln（G）+β?ln（K）+γ?ln（I）+ln（μ）
對模型進行變形可得：
C=Gα?Kβ?Iγ?μ
其中，α，β，γ分別表示國民生產總值、固定資產投資和財政收入對居民消費額的彈性系數。
（二）模型參數估計
將處理好的數據輸入到eviews軟件中，運用多元線性回歸方法對數據進行多元線性回歸分析。Eviews分析結果如圖1所示：
通過圖1各變量的散點圖可以看出ln（C）與ln（G）、ln（K）與ln（I）之間具有很明顯的線性相關關系，這說明原模型的選取是可靠的。
1. 模型參數估計
運用eviews軟件對多元線性回歸模型進行回歸分析，可以很直觀地得出結果。本文運用eviews軟件進行參數估計，結果顯示見表2：
由表2得出，本文的模型參數方程為：ln（C）=1.27ln（G）-0.22ln（K）-0.12ln（I）-2.89。同時，擬合優度為0.999，調整后的擬合優度為0.998，這表明方程擬合效果非常好。
2. 模型估計評價
由上述結果可得，模型估計的方程為ln（C）=1.27ln（G）-0.22ln（K）-0.12ln（I）
-2.89，在這個模型中，α=1.27，β=-0.22，γ=-0.12，這表明國民生產總值與居民消費是正相關，固定資產投資和財政收入與居民消費是負相關關系，這個符合預期。同時α，β，γ表示的是彈性系數，不考慮數據的正負，可以看出國民生產總值對居民消費的影響最大，其次是固定資產投資對居民消費的影響，最低的是財政收入的影響。
3. 對變量進行t檢驗
由于本文要對三個變量進行檢驗，故應該設立三個假設：
①H0：α=0 H1：α≠0
②H0：β=0 H1：β≠0
③H0：γ=0 H1：γ≠0
由eviews結果可知，ln（G）、ln（K）和ln（I）的t統計量分別為15.17、-3.35和-2.63。查表可得在5%的顯著性水平下，t0.05（23）=2.069，由于三個變量的t統計量均大于2.069，即表明在很小的顯著性水平下拒絕原假設，這意味著三個變量都是顯著的。
4. 對變量進行聯合檢驗
依據上述結論，三個變量都是統計顯著，但是這并不意味著多個變量聯合顯著。本文接著檢驗三個變量的聯合顯著性。假設：
H0：α=β=γ=0
H1：α≠β≠γ=0
三個變量的檢驗結果要服從F分布，臨界值為F（2，19）=3.52。
本文運用eviews軟件進行F統計量的分析，分析結果如表3所示：
由表3的分析結果可知，三個變量的F統計量為86.29，這遠遠大于F（2，19）=3.52，表明拒絕原假設，也即三個變量是聯合顯著的。
四、結論
本文運用多元線性回歸模型，將居民消費額作為因變量，國民生產總值、固定資產投資和財政收入作為自變量，并對各個變量進行t檢驗，同時將三個變量聯合起來進行聯合檢驗。通過計量分析，可以得到以下結論國民生產總值對居民消費是正向影響，固定資產投資和財政收入對居民消費是負向影響。結果顯示，國民生產總值越多，居民消費額越高;反之，固定資產投資和財政收入越多，居民消費額越少，這符合人們的預期。當固定資產投資增多時，人們用于消費的收入減少，消費減少;當財政收入增加時，意味著從居民手中“拿”的越多，居民用于消費的越少。
國民生產總值對居民消費的影響最大，財政收入對居民消費的影響最小。分析結果表明，國民生產總值對居民消費影響彈性系數最大，這表明一單位國民生產總值的變化會影響比較大的居民消費;財政收入由于對居民消費的彈性系數較小，一單位的財政收入變動對居民消費的變動不是很大。
各個變量不僅單獨顯著，還聯合顯著。通過對各個變量進行t檢驗，檢驗結果表明各個變量都是顯著影響的;不僅如此，本文通過構建聯合檢驗，檢驗結果表明三個變量聯合顯著，表明這三個變量都是影響居民消費的要素。
參考文獻：
[1]Tsung -wu Ho，The government sp
ending and private consumption：a panel integration analysis[J].International Review of Economics and Finance，2001（10）.
[2]Hjelm，G.，Is private consumption gr-
owth higher（lower）during periods of fiscal contraction（expansion）[J].Journal of Economics，2002（24）.
[3]胡書東.中國財政支出和民間消費需求之間的關系[J].中國社會科學，2002（06）.
[4]李廣眾.政府支出與居民消費：替代還是互補[J].世界經濟，2005（05）.
一、問題的提出
本文通過對河北1995-2008年的消費需求與經濟增長數據的定量研究,試圖剖析在當前經濟增長方式轉變的過程中,消費需求對于促進河北經濟可持續增長所起的作用,為進一步提出促進河北消費需求增長的現實的、可操作的對策和建議奠定基礎。
二、變量的選取
1.消費需求衡量指標的選取。消費需求作為一個宏觀經濟分析的范疇,是指一定時期內常住單位形成的對最終消費品的有支付能力的購買力總量。本課題研究消費需求的衡量指標是支出法國內生產總值中的最終消費。是常住單位為滿足物質、文化和精神生活的需要,購買的貨物和服務的支出。根據消費主體不同,最終消費分為居民消費和政府消費,居民消費又可細分為城鎮居民消費和農村居民消費。
2.經濟增長衡量指標的選取。經濟增長是由產出能力的增加帶來的總產出的持續增加,如果考慮到人口和價格因素,經濟增長就是人均實際產出的增加。基于定量分析的需要,同時考慮到目前世界各國都采用國內生產總值的增長率來衡量一個國家(或地區)的經濟增長速度,從研究問題的一致性出發,本課題所涉及的經濟增長是指總產出的增長,并用國內生產總值的增長率來表示經濟增長率。
三、消費需求在經濟增長中的比重分析
消費率又稱最終消費率,是最終消費需求在支出法國內生產總值中的比重,作為一項重要的宏觀經濟指標,它不僅能反映一國(或地區)國內生產總值的最終使用格局,還可以直觀地反映消費增長在經濟增長中的作用。經過分析我們發現:
1.最終消費率在低位徘徊,波動中呈下降趨勢。從圖1可以看出1995年以來,河北的消費率始終在50%以下徘徊,年均消費率為 43.4%。由于消費需求的增長速度落后于地區生產總值的增長速度,按照當年價格計算,1996-2008年地區生產總值年平均增速為14.3%,最終消費的年均增速為13.2%,兩者增速相差1.1個百分點。其中,2008年地區生產總值的增速為18.1%,而最終消費增速為14.3%,比地區生產總值增長慢3.8個百分點。由于消費需求增長慢于地區生產總值的增長,導致消費率在2008年降至1995年以來的最低點,僅為 41.8%,比1995年下降了5.5個百分點。
2.消費需求各組成部分比重變化不平衡,農村居民的消費率下降是消費率下降的原因。從圖2可以看出:政府消費率呈平穩的上升趨勢,由1996年的9.0%上升到2008年的13.5%,2005年開始已超過農村居民消費率;居民消費率在波動中呈下降趨勢,下降幅度比較大,從1996年的37.9%下降為2008年的28.3%,下降了近10個百分點,降為1995年以來的最低點?？梢?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:
一、問題的提出
本文通過對河北1995-2008年的消費需求與經濟增長數據的定量研究，試圖剖析在當前經濟增長方式轉變的過程中，消費需求對于促進河北經濟可持續增長所起的作用，為進一步提出促進河北消費需求增長的現實的、可操作的對策和建議奠定基礎。
二、變量的選取
1.消費需求衡量指標的選取。消費需求作為一個宏觀經濟分析的范疇，是指一定時期內常住單位形成的對最終消費品的有支付能力的購買力總量。本課題研究消費需求的衡量指標是支出法國內生產總值中的最終消費。是常住單位為滿足物質、文化和精神生活的需要，購買的貨物和服務的支出。根據消費主體不同，最終消費分為居民消費和政府消費，居民消費又可細分為城鎮居民消費和農村居民消費。
2.經濟增長衡量指標的選取。經濟增長是由產出能力的增加帶來的總產出的持續增加，如果考慮到人口和價格因素，經濟增長就是人均實際產出的增加?；诙糠治龅男枰?，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?？梢?，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?？梢?，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
