消费经济研究篇1
尤其在于信用消费理论，我们可以得知，信用消费与消费支出之间存在着正相关关系，也就是说，信用消费可以加大居民的消费能力，从而拉动居民的消费。由宏观经济学中得知，市场需求的扩大会加快市场经济的发展，因而我们可以将结论相连得出，信用消费的出世，加大了居民的消费能力，从而拉动了市场内需，进而加快了市场经济的发展。然而，银行卡正是信用消费最重要、最广泛的使用方式。因而，可以得出相应的预想，即银行卡的消费，在一定程度上促进了经济的增长。
一、研究对象和方法
本文着重探究银行卡消费与经济增长之间的关系，所以选取银行卡消费总额和国内生产总值两个最具代表性的指标作为自变量和因变量。在研究方法方面，本文采取的方法有HP滤波法，ADF平稳性检验、协整检验、GRANGER因果检验以及误差修正模型来研究二者之间的关系。通过HP滤波法对数据进行季节趋势剔除，保留时间序列的长期趋势，对数据进行ADF单位根平稳性检验，在数据平稳性的基础上进行协整，探究变量之间的长期关系，在确定长期关系以后，检验变量之间的因果关系，一个变量的变化是否会引起另一个变量的变化，然后通过误差修正模型对短期进行修正，最后运用ARMA模型对变量未来趋势进行预测。
二、实证分析
为了测度我国银行卡消费与我国经济增长之间的相关关系，选用我国银行卡消费总额与我国国内生产总值2011年1月～2014年3月的季度数据进行验证分析。影响国内生产总值的因素多种多样，然而由于本文只分析银行卡消费与经济增长之间的相关关系，因此，为了使分析更加方便，此次计量模型只包含银行卡消费总额(万亿)、国内生产总值(万亿)，而所有其他影响我国经济增长的因素将在此模型中略去。
(一)季节趋势的剔除。对于时间序列数据，通常会呈现出季节性的波动特征，这种季节性波动的周期性的存在会给定量的计量分析带来一些干扰，因此，必须对季度数据进行平滑处理，分离其线性趋势。根据数据，对自变量银行卡消费总额X与因变量国内生产总值Y进行HP滤波法，得到新的变量HPX与HPY，对变量HPX与HPY进行取对数处理，消除变量的异方差性，得到新的变量LNHPX，LNHPY。经过滤波和取对处理以后，剔除了季节趋势，消除了异方差，得到了两变量的长期趋势曲线显示，LNHPX与LNHPY的变化趋势基本趋于一致，由此可以判定两个变量之间可能存在稳定的数量关系。
(二)协整模型。为了使接下来的协整检验能够顺利进行，决定利用ADF检验对LNHPX与LNHPY进行平稳性检验，从而看其变量序列是否都为同阶单整序列;只有当其成立时，才可进行协整。由单位根检验结果可以看出，LNHPX与LNHPY的ADF值都大于10%临界值，表明LNHPX与LN-HPY都是非平稳序列，而它们的一阶差分序列D(LNHPX)与D(LNHPY)的ADF值都小于1%临界值，表明一阶差分序列是平稳序列，即LNHPX与LNHPY都为一阶单整序列。本文采用回归残差单位根检验法。由此可知，模型可决系数为0．9886，表明模型对样本数据拟合较好，且参数的t统计量值通过检验，F检验也非常显著，表明银行卡消费总额的变动对我国国内生产总值的变动有显著影响。由上述模型，计算得出残差序列et=LNHPY－LNHP^Y。第二步，检验et的平稳性。若et为平稳的，则X与Y是协整的，反之，则两者之间不是协整的。对残差序列et平稳性检验的结果，在1%的显著性水平下，t检验统计量值为－4．826912，小于相应临界值－4．0681，充分表明残差序列是平稳序列，不存在单位根，说明银行卡消费总额与国内生产总值之间存在协整关系，表明二者之间存在着长期的均衡关系。
(三)格兰杰因果检验。既然银行卡消费总额与国内生产总值之间存在着长期稳定的均衡关系，那么，它们之间必然至少存在一组因果关系。本文采用格兰杰因果检验法检验两个变量之间的关系，P值足够小，在1%显著性水平下，拒绝原假设，即认为银行卡消费总额与国内生产总值之间互为因果关系。银行卡的消费拉动内需，促进经济的增长，同时经济的增长又反作用于消费，刺激消费的增长。
(四)误差修正模型。我国银行卡消费总额与国内生产总值之间存在协整，表明两者之间有长期均衡关系。但从短期来看，有可能会出现失衡，为了增加模型精度，把协整回归中的残差项et作为均衡误差，建立误差修正模型。上述结果表明，国内生产总值的变化不仅取决于银行卡消费总额的变化，而且还取决于上一期国内生产总值对均衡水平的偏离，误差项et－1的系数－0．1430体现了对偏离的修正，上一期偏离越远，本期修正的量就越大，及系统存在反向误差修正机制。
(五)ARMA模型。由LNHPX的相关系数图可以看出，自相关系数是拖尾的，而偏相关系数是一阶结尾的，所以我们选用AR(1)模型进行建模。运用最小二乘估计，得到AR(1)模型的修正可决系数为0．9992，说明模型拟合效果很好，且回归系数的t检验显著，模型整体的F检验也十分显著。利用AR(1)模型对未来两期LNHPX进行预测，基于AR(1)自回归模型自变量的预测值分别为12．2603亿元与12．7087亿元，由格兰杰因果检验可知，LNHPX与LNHPY之间互为因果关系，所以我们可以利用LNHPX的预测值，带入协整回归方程预测因变量的值。在剔除季节趋势的情况下，2014年第四季度国内生产总值预测值为15．8658亿元，在95%的置信度水平下，预测区间为(15．1273，16．6398)亿元;2015年第一季度国内生产总值预测值为16．0110亿元，95%置信度水平下的预测区间为(15．2625，16．7970)亿元。
三、结论与建议
(一)拓展银行卡业务功能，提高人民群众心理粘性。在如今社会，基本的生活要求大多可以被满足，人民更加追求便利的生活。银行应加大力度拓展银行卡业务功能，提高银行卡业务给人民带来的便利性，如此便会大大提高人民群众对银行卡消费的心理粘性，久而久之转变为人民生活习惯的一部分。
消费经济研究篇2
关键词：消费；经济增长；供给侧改革
国何以富？无非有三种方式：一是战争掠夺；二是扩大生产；三是经济贸易。然而伴随我国政治地位与经济实力的崛起，财富增长更多是围绕生产与贸易。经济进入新常态，社会消费正由生产主导向消费主导转变，一切生产与贸易又最终流向消费者，因而消费推动经济增长的作用不断加强，从而始终是社会财富增长的主要动力。
一、经济发展的宏观背景
纵观我国经济发展环境，国家正在推行供给侧改革，供给侧改革是项长期国策，重在解决供给与需求不匹配的关系。因而，供给侧改革并非局限在生产端，更多是对当前经济发展形势的一种描述，由单方驱动向双边过渡，双轮驱动经济增长。
1.传统产业正在经历寒冬
在新一轮的经济形势中，传统产业正在受到猛烈冲击，利润持续下滑，进而导致针对传统产业的投资急剧下滑。传统产业转型过程中表现出来的突出矛盾，即是投资需求急剧下降导致全社会总需求严重不足，因而解决矛盾的核心是推动社会消费增长速度，弥补社会总需求的不足，同时以供给侧改革策应消费者需求的转变。传统产业欠缺的是如何与新技术的融合，将新兴技术与创新应用到传统产业中，以此推动传统产业转型升级。
2.消费后劲十足却又缺乏动力
2015年，我国消费对经济增长贡献率达到66.4%。2016年1至4月，我国社会消费品零售总额同比增长10.3%，继续保持较快增长，最终消费支出对经济增长的贡献率达到84.7%。从数据上看，消费依然是我国经济增长的主动力，消费市场也随经济发展不断膨胀。同时，众多消费者选择海外代购、海淘等方式，充分暴露出国内产品在品质与品牌的打造上有所不足，难以满足消费者不断升级的消费需求，国内生产缺乏动力。
3.经济正由虚拟落地实体
相较于实体产业，虚拟经济的波动性更强。虚拟经济偏向于投资，是人们对这一产业未来预期价值的折现，而人们判断的基础是基于近几年的经济发展形势，很难预测突然出现的危机，这就使得虚拟经济有很强的不确定性。当前国家正在推行供给侧改革，一方面是因为我国的经济下行的压力确实比较大，再者经济结构存在一定的不合理性。但是现在经济增速下降，虚拟经济的动力减弱，经济发展以稳为主，依靠实体产业的发展完全有可能支撑起这个速度。因而供给侧改革的过程，即是推动虚拟经济落地实体，这就为消费型产业提供了新的平台。
二、宿迁消费产业发展的现状
自1996年建市，宿迁经历20年的高速发展，已完成农业经济到工业经济的过渡，城市消费能力显著增强。无论是顺应国家发展形势，还是宿迁自身发展的需要，都要重点关注生产与消费的关系，发挥消费推动经济增长的显著作用。
1.宿迁消费潜力
2015年，宿迁GDP达到2126.19亿元，比上年增长10.0%。“十二五”期间，GDP增速均维持在10%以上，充分反映了宿迁经济增长的潜力，从宏观数据来看，经济发展形势向好，综合实力显著增强。再观察宿迁近5年城市与农村人均可支配收入，伴随人均可支配收入的增加，市民的消费欲望随收入的提高则增加。宿迁已经进入工业化中期的阶段，市民的消费结构自然也会发生变化，前期因为缺少收入导致的消费能力会得到进一步释放，因此“十三五”有可能是宿迁消费的爆发期。宿迁的CPI指数在2%左右徘徊，理论上GDP10%的增长率，CPI增长区间应在3%至5%之间，因而表明宿迁的购买力偏弱，还有进一步挖掘和上升的空间。
2.宿迁消费市场增长情况
宿迁“十二五”期间全市社会消费品零售总额达到626.6亿元。2016年上半年社会消费品零售总额为336.14亿元，同比增长11.9%，由此可以看出宿迁的消费市场在不断增长。消费增长说明市民对宿迁未来的发展保持较好预期。与生产创造价值相对，消费是财富的聚集过程，因此消费市场实质是宿迁经济高速发展的一个缩影。
随着经济发展，市民的消费能力在增强，增强消费的关键是如何调动市民潜在的消费欲望，深度激发市民的消费潜力。城市综合体的多寡仅在表明城市的消费潜力，但是潜力非就能说明城市消费前景的广阔，在这之后要注重城市消费链的打造，尤其是宿迁逐渐迈入工业化中期阶段，在经济高速增长的时期，民众的财富增长速度迅猛，民众的消费需求结构变化很快。宿迁的城市消费产业链正在慢慢地形成，但是还不够长，宿迁的“夜经济”或者“假日经济”仍很薄弱，在未来将是宿迁挖掘消费市场的重要增长点。
3.宿迁的产业选择
宿迁已完成由农业经济至工业经济的转变，纵向与自身相比，宿迁的产业已经取得质的突破，但横向与周边城市比，受于先天条件的限制，还存在不小的差距，以宿迁现有的条件很难再短期内形成规模的创新中心，所以产业发展的方向更适宜选择制造中心。在宿迁当前的产业结构中，工业占据明显优势，而传统产业又在工业中占据重要地位。宿迁实体产业的规模高于虚拟产业，10%的经济增长率较为稳定，宿迁经济发展更侧重稳，鲜有没有产能过剩行业。
三、推动城市消费刺激的措施
当前企业生产要契合民众所需，迎合市场需求，消费者的行为对于经济的影响力显著增强。优质的城市消费体验，直接关系到城市旅游等相关产业链的发展，所以改造消费结构，主要方面聚焦于两方面：一是升级旧的消费模式，二是创造新的消费热点。
1.推动传统消费模式转型升级
（1）紧跟经济形势推动宿迁传统产业转型升级
宿迁的消费市场还有很大的挖掘空间，尤其是短期的实体产业产品。无论是市场需求，还是国家政策的推行，都在无形中加强了实体产业在经济中的地位。真正能依靠科技创新支撑起经济发展的城市终究是少数，包括宿迁在内的多数城市，都将围绕产业制造展开竞争，但是制造业的成功取决于能否适应新时期市场的需求，消费将主导生产，现代社会不再单纯由生产主导，所以城市产业的选择应更加倾向于实体产业，推动消费模式转型升级，适应社会发展的转变。
（2）引入新的消费形式
新型消费方式兴起，渐成为消费和支付的新潮流，个性化的创新消费进一步刺激了消费市场，众多新型消费模式被引入宿迁，宿迁已广泛建立覆盖全市的电商体系，这是宿迁新的资源整合优势。消费与生产一体，消费实质是将企业产品的使用价值变为价值，因此在引入新的产业模式的同时，也要注意此举能否带来新的消费机会，完成生产与消费之间的转换。新的消费模式是促进消费的工具，不亚于寻求一个新的消费点，更深层次是如何实现与生产的关联，与“互联网+”对接，双向推动城市消费的增长。
2.着眼城市经济圈创造新的消费机遇
生产是财富的增加过程，而消费则是财富的聚集过程，消费对于城市经济的推动作用愈加明显。
（1）培育新的消费热点
经济新常态下，难在仅依靠供给刺激经济增长，可通过新需求催生新产业，以新供给激发新需求，培育新的消费点，挖掘市场中潜在的消费点，以此推动经济的新一轮的增长。供给侧改革已经暴露出生产方出现了些许问题，城市发展动力呈多元化转变，消费正成为新的增长热点。随着高铁网的完善，城市之间的距离在缩短，如果把消费者也看成是一种资源，那么这种资源将会在城市经济圈内自由流通，在城市圈内相互竞争。所以宿迁新的消费热点要着眼城市经济圈，特立独行，可围绕宿迁文化、风情、旅游等思考新的消费链条，增加游客随机消费的可能。
（2）打造优质消费环境
无论是国家的政策导向，还是宿迁的发展规划，未来宿迁的消费层次与总量都将逐步膨大，所以应该在消费城市建立的初期就需关注消费环境的打造，进行培育成为宿迁城市的消费特质。消费之间的矛盾有可能直接影响到一个城市的品牌，这种潜在的矛盾应该引起地方政府的重视。消费个体事件通过媒体可能放大称为是社会事件，反映的问题绝非偶然，而是当下政府不重视营建消费环境造成的恶果，社会消费在不断增加，但与消费并行的配套措施却不足，继而引起前期建立的消费体系崩塌。因此如何规避商人逐利的本能，引导与政府目标导向一直一致，是政府有加大对消费环境打造的表现。
参考文献：
[1]程春霞.居民消费与经济增长的关系[J].城市问题，2016.2.
消费经济研究篇3
关键词：农村；居民消费；经济增长；扩大内需；优化策略
中图分类号：F320文献标志码：A文章编号：1673-291X（2014）25-0044-02
随着经济的增长，中国的人均消费水平自改革开放以来翻了两番，国内的市场规模也比二十年前的市场规模扩大了很多。有学者研究表明中国的政府消费支出比重不低，同时城镇的居民消费需求增长的也较为迅速，制约经济增长的原因就在于农民庞大的消费水平。所以，现阶段扩大农村居民的消费需求是重点也是难点，是中国经济发展迫切需要解决的一个问题。
一、中国农村居民消费对拉动经济增长的可行性分析
1.农村居民消费增长具有一定的物质基础
自改革开放以来，中国的国民经济增长迅速，尤其是农村居民的家庭人均收入更是增长迅速，这就为推动国民经济增长提供了有力的物质基础。同时，中国中央连续十一年都是关于农业问题的，这在政策上是对农业、农民的支持，促进农村居民收入的稳定增长。另外，据测算今后一段时间中国的国民经济增长速度仍会居世界前列。国民经济的增长推动中国农村的居民收入增长水平，这样的有利条件更是奠定了中国经济快速增长的物质基础[1]。
2.农村居民已经具备迎接新的挑战的条件
中国的GDP年年突破大关、创纪录，这就为刺激消费扩大内需提供了良好的时机。随着经济的快速发展，中国的居民生活水平已经逐渐地从温饱解决期转变成积蓄储备期，生活水平大大地提高，正处在新一轮升级转化的临界点。近十年来，比照城市居民的家庭的消费进程可以知道，农村居民对耐用消费品的消费需求逐渐的增长。例如，农村居民对电脑空调、冰箱、汽车等消费品的增长速度极快，甚至有的农村居民的消费水平高于同一时期的城市居民的消费水平。同时，伴随着农村居民的物质生活水平的提高[2]，人们在追求物质生活的同时更加注重生活的质量，由传统的生存型向为享受型转变。现在的农村居民逐渐的开始旅游、健身、文化娱乐、网上购物等，农村居民的需求空间变得越来越广阔，为国民经济的增长提供了稳定增长的动力支持。
3.城市化进程的加快刺激了消费需求
伴随着中国城市化进程的进一步加快，中国农村居民消费空间越来越大，有利于拉动消费内需。根据现有的工业化的阶段水平推算，中国已经进入城市加速推进期，农村居民的消费增长速度进了一大步。当前，中国农村居民消费需求在拉动内需方面起到了重要的作用，农村居民消费水平有高于城镇居民的消费水平的倾向。另外，城市化进程将逐渐改善广大农村地区的生产和生活水平，这就会促使农村居民的需求向现实的购买力转化，在这一转化的过程中必然会使农村巨大的消费潜力充分的发挥，推动中国经济的可持续快速的增长。
二、扩大农村居民消费增长推动经济增长的对策
1.加大投入，增加农村居民的收入
收入是居民消费增长的决定因素。长期以来农村居民的可支配收入增长动力不足，影响着居民消费意愿向购买力的转变。针对这一情况可以从以下几个方面进行实施增加农村居民的收入，提高农村居民的收入水平，进而提高居民的消费增长。首先，增加政府财政对农村的投入力度，改善农村居民收入增长的长效机制，促进农村居民的收入稳定持续增长。其次，提高政府财政在提高农村低收入人群的收入增长比例，提高农村居民收入在国民收入中的比例，切实保证农村居民的增长占有重要的地位[3]。第三，缩小城乡居民和农村居民的收入差距，长期以来，由于高收入阶层和低收入人群之间存在较大的差距，严重制约着居民的消费增长速度。所以，针对这一情况在初次分配收入的同时，通过调整再分配的改革，缩小高低收入人群之前的差距，从宏观上面保证分配的公平以及调低抑高的改革措施顺利进行，提高农村居民的消费水平。
2.建立和完善农村新型的社会保障体系
农村社会保证制度的滞后是制约农村居民消费的突出问题。随着中国养老教育、医疗等领域的改革，农村居民在教育、医疗、失业以及养老方面的支出相应的增加，这样就迫使农村居民在储蓄方面的支出增加，用于消费的支出就会减少。另外，世界金融危机的影响导致了就业困难，这也在一定程度上增加了农村居民的负担，不利于消费需求的增长。针对这一情况，需要完善和推行农村新型的医疗保障制度，进一步规范和落实低保以及社会救助的机制。同时为了应对因为金融危机导致的企业经营不善、员工下岗的情况，政府尽量争取最大的努力增加就业的机会，根据当地的现有资源，拓展劳动力就业的渠道，给部分经济上确实困难的人群给予经济上的适当补助。
3.优化农村市场环境
当前的农村经济消费品供给结构有待改善，为了保证经济的平稳增长，必须进行农村市场的消费结构调整。可以建立农村直销网点，完善农村销售的网络，通过加强售前和售后的服务，增加农民的购买信息[4]。市场监督方面，监督部门高度重视改善农村消费环境，可以通过在交易制度、信用制度以及厂商服务方面进行优化，保证农民愿意消费并且敢于消费。另外，根据农村现有的资源有效进行利用，调整产品的结构，开发适合农村发展的新型的消费结构以及农产品，增加农民增收的渠道。加强对产品流通环节的附加值的控制力度，减少因为流通环节而导致的成本增加，更不能仅仅是将劣质产品进行低价销售，损害农民的利益。
三、结束语
本文就中国农村居民消费对拉动经济增长的可行性以及扩大农村居民消费增长推动经济增长的对策进行了分析研究，对农村居民消费对经济的增长的作用有了更加深刻的认识。总而言之，采用多种措施促进农村居民的消费增长，进而拉动内需促进国民经济的增长意义重大。只有让农民有钱可花，有钱能花，有钱敢花，才能充分地调动农村居民的消费积极性。
参考文献：
[1]徐小鹰.中国城乡居民消费、政府消费与经济增长的实证分析[J].科技创业月刊，2010，（6）：45-46.
[2]陈亮，朱琛.中国农村居民消费对经济增长拉动作用的实证分析及对策[J].经济纵横，2010，（2）：56-57.
消费经济研究篇4
关键词：消费结构；产业结构；经济增长；VEC模型；新疆
中图分类号：F061文献标识码：A文章编号：1674-1723（2013）04-0203-04
一、引言
消费结构是经济结构的重要组成部分，反映人们消费的具体内容，反映消费水平和消费质量。研究消费结构的历史和现状，揭示消费结构的发展趋势和规律性，寻求合理的消费结构，对于促进国民经济增长的良性循环具有重要意义。在一定条件下，产业结构作为以往经济增长的结果和未来经济增长的基础，成为推动经济发展的主要因素。不同的产业结构有不同的整体效益，从而可以导致经济以不同的速度增长；而不同速度的经济增长又对产业结构有不同的要求，从而促进产业结构由低级向高级演化和产业结构横向演变的合理化，产业结构的高度化和合理化推动经济向前发展。库兹涅茨认为，人均产出的高增长带动消费水平提高，引起消费需求结构变化，进而促使产业结构变迁，进一步促进经济增长。
不少学者对消费结构、产业结构和经济增长的关系进行了研究，其中部分学者从全国层面分析了三者之间的关系，如纪玉山等（2006）根据协整理论和格兰杰因果关系检验理论，通过分析表明中国的经济增长与产业结构之间存在协整关系。吴瑾等（2010）对消费结构与经济增长之间三大影响机制进行了研究。查道中等（2011）通过实证分析发现经济增长能够促进城乡消费结构的升级，但对农村的促进作用比城市滞后。还有一部分学者从单个省市层面研究了消费结构、产业结构和经济增长之间的关系，如周辉（2012）利用上海市1980～2008年的数据进行分析，得出城镇居民消费结构与经济增长之间存在双向因果关系。倪远栋（2012）通过建立VAR模型，研究了重庆市居民消费结构优化、产业结构升级和经济增长三者之间的相关关系。吕剑平等（2012）通过More结构变化值研究了甘肃省产业结构调整，表明产业结构调整与经济增长率之间呈正向变动关系。目前还未有学者对新疆消费结构、产业结构和经济增长之间关系进行研究，该文以新疆为例，通过VEC模型对三者之间的关联性进行实证分析，为实现居民消费结构的升级、优化产业结构及促进经济持续增长提供一定的科学依据。
二、变量选取与研究方法
（一）变量选取
消费结构是指各类消费支出在总消费支出中的比重，该文以农村居民消费恩格尔系数（CEC），即农村居民食品消费支出占总消费支出的比重作为消费结构的代表变量。采用三次产业的产值结构反映产业结构，选择第二产业比重（SIS）和第三产业比重（TIS）作为产业结构的代表变量，为了消除价格因素的影响，以1985年为基期的第二产业和第三产业指数进行调整。选取人均新疆生产总值指标反映经济增长，用PCGDP表示，同样以1985年为基期的人均新疆生产总值指数进行调整。为了消除异方差的影响，该文对上述变量取自然对数，分别以LNCEC、LNSIS、LNTIS和LNPCGDP表示。该文数据资料均来自2012年《新疆统计年鉴》和2012年《新疆调查年鉴》，数据时间跨度为1985～2011年，所有分析均在Eviews6.0软件下进行。
（二）研究方法
EngleandGranger将协整理论与VAR模型结合起来，建立了向量误差修正（VEC）模型，VEC模型可以看作是含有协整约束的VAR模型，多应用于具有协整关系的非平稳时间序列建模。若模型的协整关系得到了检验，确定了协整变量的个数，向量误差修正模型为
其中每个方程的误差项都具有平稳性。上式可以进一步写出如下VEC模型形式：
其中，是误差修正项，反映变量之间的长期均衡关系，系数矩阵反映变量之间的均衡关系偏离长期均衡状态时，将其调整到均衡状态的调整速度。所有作为解释变量的差分项的系数反映各变量的短期波动对作为被解释变量的短期变化的影响。
三、实证检验
（一）变量平稳性检验
在进行协整分析之前，需要对变量序列进行平稳性检验，以及判断各序列的单整阶数。该文采用ADF检验法分别变量LNCEC、LNSIS、LNTIS和LNPCGDP的水平值及其一阶差分值是否存在单位根，检验结果如表1所示。
由表1可知，每个序列的原序列均为非平稳序列，而一阶差分后的ADF值均小于显著性水平5%的临界值，表明拒绝存在单位根的原假设，即序列为平稳序列。由此可判断这4个序列均是I（1）（一阶单整）序列，也就是同阶单整，满足协整检验的前提条件，可以进行Johansen多重协整检验。
表1各变量序列的单位根检验
变量ADF检验值检验类型临界值（5%）结论
LNPCGDP-0.7995（c，t，0）-3.595不平稳
LNCEC-1.9198（0，0，0）-1.9544不平稳
LNSIS-3.0734（c，t，4）-3.6329不平稳
LNTIS-2.2127（c，t，0）-3.595不平稳
DLNPCGDP-3.6689（c，0，0）-2.9862平稳
DLNCEC-3.9822（0，0，0）-1.955平稳
DLNSIS-4.4801（0，0，0）-1.955平稳
DLNTIS-4.3801（c，0，0）-2.9862平稳
注：检验类型（c，t，k）分别表示单位根检验方程中的常数项、趋势项和滞后阶数；DLNPCGDP、DLNCEC、DLNSIS、DLNTIS分别表示LNPCGDP、LNCEC、LNSIS和LNTIS的一阶差分。
（二）协整检验
由于不平稳的时间序列不能直接进行简单回归，因而需要通过协整检验来验证各变量是否存在协整关系，即变量之间是否存在长期均衡关系。该文采用Johansen极大似然估计法对协整关系进行检验，根据LR、FPE、AIC、SC和HQ准则确定非约束VAR模型的最佳滞后阶数为3（见表2），则相应的协整检验的滞后区间应为滞后2期，选择序列没有确定性趋势且协整方程没有截距的形式进行估计，检验结果如表3所示。
表2VAR模型的最佳滞后阶数
LagLogLLRFPEAICSCHQ
0120.2478NA7.30E-10-9.6873-9.4909-9.6352
1241.277191.62951.18E-13-18.4398-17.458*-18.1793
2261.854525.72199.18E-14-18.8212-17.0541-18.3524
3291.145326.8499*4.37e-14*-19.9288*-17.3763-19.2516*
注：其中“*”代表对应准则下的最优滞后阶数。
检验表明，在5%的显著性水平下，LNGDP、LNCEC、LNSIS和LNTIS之间存在3个协整关系，即消费结构、产业结构与经济增长之间存在长期相互影响的关系。第一个协整向量具有较强的经济解释能力，对该协整向量关进行标准化后，得到正规化的长期协整方程如下：
从上式变量的系数可以看出：农村居民消费结构同经济增长存在负向关系，表明新疆从80年代以来的经济增长降低了农村居民的恩格尔系数，经济的快速发展提高居民生活水平的同时也优化了居民的消费结构。从长期来看，产业结构的变动与经济增长的变动是同向的，即产业结构的优化升级促进了经济增长。方程的参数表示弹性系数，在其他变量不变时，农村居民食品消费支出占总消费支出的比重增加1%，人均实际GDP减少4.9796%；第二产业实际产值比重增加1%，人均实际GDP增加4.1475%；第三产业实际产值比重增加1%，人均实际GDP增加5.6553%。
表3消费结构、产业结构和经济增长的Johansen协整检验
零假设协整方程的个数特征值迹统计量临界值（5%）P值
None*0.800173.583940.17490.0000
Atmost1*0.544834.941324.27600.0016
Atmost2*0.476416.051612.32090.0114
Atmost30.02150.52204.12990.5327
注：其中“*”代表5%的显著性水平下拒绝原假设。
（三）向量误差修正模型
具有协整关系的变量可以建立误差修正模型，为进一步考察各变量之间的动态均衡关系，同样取滞后阶数为2，仍然选择序列没有确定性趋势且协整方程没有截距的类型，对上述变量构建误差修正模型如下：
其中：带的变量表示一阶差分，变量后括号中的数值表示滞后量。
从VEC模型中可以得到以下结论：滞后1期的经济增长与本期经济增长的系数为0.634，表明经济增长存在“黏滞”效应。经济增长与滞后1期的的消费结构的系数为-0.115，说明恩格尔系数下降即消费结构的升级，短期内能够促进经济增长。另外消费结构与滞后1期的经济增长的系数为-0.273，表明在新疆经济不断增长的情况下，食物支出的绝对额虽然也增长，但是食物支出在总支出中所占的比重是下降的，符合恩格尔定律。消费结构与滞后2期的第二产业产值比重和第三产业产值比重的系数分别是-0.219和-0.457，表明产业结构的升级会带动消费结构的升级。第二产业和第三产业的产值比重与滞后1期的人均GDP的系数分别为1.078和0.297，说明产业结构和经济增长之间呈正相关关系，经济增长能促进产业结构由低级向高级演化，并且经济增长对第二产业的推动作用强于第三产业。
（四）脉冲响应结果分析
脉冲响应函数描述一个内生变量对误差冲击的反应，它刻画的是在随机扰动项上加一个标准差冲击后对内生变量的当期值和未来值所带来的影响轨迹。为进一步考察消费结构、产业结构与经济增长各变量间的动态交互影响，该文基于VEC模型分别给出了各变量对LNCEC、LNSIS、LNTIS和LNPCGDP一个广义脉冲的脉冲响应函数图，见图1、图2、图3、图4。其中横轴表示冲击作用的响应期数（单位：年），纵轴表示经济增长对各变量的响应情况，冲击响应期设置为10。
图1LNCEC对冲击的响应
从图1可以看出，给经济增长一个正向冲击后，农村居民恩格尔系数逐步下降，LNCEC对LNPCGDP的响应在第4期达到最大，之后一直表现出负向效应，说明经济增长能带动消费结构的升级，形成合理的消费结构。第二产业对消费结构的冲击始终也是负的影响，到第2期负向效应迅速扩大，随后趋于稳定，说明第二产业的发展能促进消费结构的优化。第三产业对消费结构的冲击在第1期呈微小的负向影响，但随后表现出强烈的正向影响，且具有持续性，表明新疆第三产业的发展反而促使农村居民恩格尔系数上升，反映出新疆现代服务业发展滞后，信息技术在传统服务业中没有得到普遍应用。
图2LNSIS对冲击的响应
从图2可以看出，第二产业对经济增长的正向响应在第3期达到最大，在第4期略有下降，随后趋于平稳，说明经济增长能促进第二产业的优化和升级。LNCEC对LNSIS的冲击表现出较小的负向影响，因此消费结构的升级也可以带动第二产业的发展，二者之间相互作用，相互影响。另外，给第三产业一个正向冲击后，会给第二产业带来反向的冲击效应，而且这一冲击的持续时间较长，表明第三产业对第二产业存在较强的挤出效应，二者之间没有形成积极作用的协调机制。
图3LNTIS对冲击的响应
由图3可知，第三产业对消费结构一个标准差冲击在前2期内的响应并不明显，随后呈现较强的正向影响，在第6期达到最大，之后又小幅下降，但在响应期内一直存在较大的正向冲击效应。第三产业对经济增长的一个单位冲击在第1期表现出负向效应，随后逐渐增大，在第3期达到最大并呈现较小的正向效应，随后又逐步减小，在第5期之后始终保持着负向影响，表明新疆经济增长对第三产业的影响具有波动性，在前期具有逐渐增强的促进作用，在长期却表现出一定的负向作用，因此新疆需要加强对传统服务业的改造升级，大力发展新兴服务业，体现出服务业促进经济发展和就业的重要地位。同样第二产业对第三产业也存在较强的挤出效应，因此需要进一步完善产业链，优化产业布局，加强地区内部的产业合作，形成相互促进的关联关系。
图4LNPCGDP对冲击的响应
由图4可以看出，当在本期给经济增长一个冲击后，会给经济增长自身带来同向的冲击，而且这一冲击具有显著的促进作用和较长的持续效应，表明经济增长能够按照自身发展规律逐步实现自身发展目标。若在本期给消费结构一个正冲击后，经济增长在第1期几乎没有反应，从第2期开始下降，然后逐步稳定，从第5期开始又逐渐下降，再次说明恩格尔系数的上升会给经济增长带来负面的影响，并且此影响具有持续性。第二产业产值比重的正冲击会给经济增长带来正面影响，并且从第2期开始，此影响呈现逐渐增强的趋势。值得注意的是，当在本期给第三产业产值比重一个正冲击后，会给经济增长带来负面的冲击，反映了新疆第三产业仍以传统服务业为主导，处于低层次结构水平，高层次的金融、科技、信息化等现代服务业发展滞后。
四、结论
该文以新疆为例，研究表明消费结构、产业结构与经济增长之间存在长期均衡关系。产业结构升级和经济增长会使农村居民消费的恩格尔系数逐渐下降，推动居民消费结构的升级。新疆消费结构调整在短期内对经济增长的促进作用较大，二者之间存在双向作用机制。第二产业是经济增长的主导力量，并且对经济增长的影响期较长，而第三产业在在短期内对经济增长的贡献不明显，反过来经济增长也可以促进第二产业的发展，但经济增长的正向冲击却未能刺激第三产业的进一步提升，究其原因，主要是由于新疆服务业层次低，现代服务业发展缓慢所引起的。
在新疆经济不断增长的过程中，政府部门应该以合理调整收入分配结构为抓手，集中力量改善农村居民消费环境，建立增加农村居民消费需求的长效机制以及建立健全农村居民社会保障制度，为促进消费结构的优化创造条件，引导产业结构的调整和升级，以促进经济的持续稳定增长。加大产业结构调整力度，以消费需求结构为导向制定相关产业发展政策，确定相应的产业发展重点，从而适应居民消费需求结构的变化。另外，经济持续、健康增长必须以第三产业为重要支撑，新疆在加快第二产业发展的同时，尤其要重视第三产业的发展，大力发展对经济增长具有全局性、先导性影响的现代服务产业，加快信息技术对传统服务业的改造，推动现代物流、现代金融、智能交通、信息服务等的快速发展，用现代化的服务业提升第三产业的竞争力。
参考文献
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消费经济研究篇5
能源是经济社会发展的重要物质基础，是关系到国计民生的重要战略资源。随着我国国民经济的发展，对能源的需求不断增加，但能源供给却日益紧张，能源问题已经成为普遍关注的问题。因此，探讨能源消费与经济增长的关系，并在此基础上较为准确地预测能源需求的变化趋势，从而为有关部门政策的制定提供科学依据，对于保持国民经济的健康、持续、稳定发展具有重要意义。
自从Kraft[1]探索了美国经济增长与能源消费之间的因果关系后，能源消费与经济增长关系的实证研究便迅速扩展到了英、法、德、意大利等发达国家。对于亚洲国家，Glasure[2]利用Granger检验方法发现了新加坡能源对经济增长的因果关系。Yu[3]利用Granger检验方法得到了韩国经济增长对能源消费的因果关系。目前，国内对中国经济增长与能源消费的关系也进行了一些研究。马超群[4]的研究表明，我国经济增长分别与能源总消费、煤炭消费之间存在协整关系，而与石油、天然气和水电之间不存在协整关系。韩智勇等[5]的研究表明，我国能源消费与经济增长之间存在双向因果关系，但不具有长期的协整性。赵进文[6]利用STR模型对我国的能源消费与经济增长之间的内在依从关系进行了研究，认为我国经济增长对能源消费的影响具有明显的阶段性特征。国内学者对能源需求的预测方法有很多种。隗斌贤[7]采用能源消费弹性系数法、能源强度法和部门平衡预测法对浙江省的能源需求进行了预测。刘勇等[8]采用ARIMA模型对我国的能源消费进行了预测。熊国强等[9]采用灰色系统和神经网络组合预测模型对我国未来的能源消费进行了预测。宋雅晴等[10]采用三次多项式、回归分析和时间序列组合模型对我国未来的能源消费进行了预测。
从目前的文献看，这些研究成果大部分都以全国作为研究对象，而由于资源禀赋、地理环境和经济结构的不同，各地区的能源消费与经济增长之间的关系可能会呈现出不同的特征，所需要采用的预测方法也有较大差异。河南省是全国第一人口大省，也是重要的能源和资源大省，2011年中原经济区规划被正式纳入国家国土规划。因此，本文在对河南省的具体情况进行分析的基础上，找出河南省经济增长与能源消费之间的关系，并采用ARMA时间序列模型对河南省未来能源需求进行预测，为河南省能源发展和经济发展政策的制定提供科学的决策依据。
二、经济增长与能源消费关系的实证分析
（一）数据来源与处理
本文选取1978-2010年河南省能源消费总量（EC）与国内生产总值（GDP）的数据作为基本变量来研究河南省能源消费与经济增长之间的关系，所有数据均来自《河南统计年鉴2011》。能源消费总量的量纲为万吨标准煤，国内生产总值的量纲是亿元人民币，为了剔除物价变动的影响，以1978年价格为基期对GDP序列进行折算，得到各年实际GDP。为了消除可能存在的异方差问题，避免数据间较大波动的影响，对能源消费总量和实际GDP序列取对数，分别用lnEC和lnG表示，其相应的一阶差分序列分别用DlnEC和DlnG表示。
（二）序列平稳性检验
为了避免非平稳时间序列在进行普通最小二乘估计时可能遭遇的虚假回归问题，在对模型进行估计前，必须对序列进行平稳性检验。这里采用ADF单位根检验法对序列进行平稳性检验，由于lnEC和lnG都呈现出明显的线性增长特征，因而使用包含常数项和时间趋势项的检验模型进行检验。使用Eviews5.1软件对序列进行检验，结果见表1。
从表1可以看出，变量lnEC和lnG的ADF检验值在5%的显著性水平下均大于其所对应的临界值，不能拒绝单位根的零假设，说明存在单位根，是非平稳的；而其一阶差分后的序列DlnEC和DlnG的ADF检验值均小于其所对应的临界值，都是平稳的，说明lnEC和lnG均为一阶单整序列，可进行下一步检验。
（三）协整检验和误差修正模型
协整是对非平稳经济变量之间长期均衡关系的统计描述，非平稳经济变量之间存在的长期稳定的均衡关系就被称作协整关系。由于lnEC和lnG均为一阶单整序列，因此可进行协整性检验。本文使用Johansen协整检验法，运用Eviews5.1软件得到检验结果，见表2。
表2能源消费和经济增长的Johansen协整检验
原假设特征值迹统计量5%临界值p值
None*0.523714.763212.3210.0105
Atmost10.09751.57244.12110.3671
注：p为接受原假设的概率；*表示在5%显著水平下显著。
由检验结果看，在5%检验水平下，迹统计量值14.7632大于临界值12.3216，而迹统计量值1.5724小于临界值4.1211，说明在变量lnEC和lnG之间存在协整关系。基于表2中的协整检验结果，对两变量之间的协整关系进行估计，得到协整方程如下：
lnG=-8.711+1.7483lnEC+et
（-16.26）（28.92）
R2=0.9643，DW=1.6149，F=836.84
括号内为对应系数的t统计量值，从回归结果来看，R2、DW值和F值均可通过显著性检验，方程拟合优度良好，统计变量显著。回归方程表明：河南省能源消费每增加1个百分点，可以使经济增长增加1.7483个百分点，能源消费带动了河南省地方经济的发展，而且能源消费弹性系数大于1，说明长期来看能源消费对经济增长的制约和促进作用较强。
建立描述经济增长和能源消费短期波动的误差修正模型，这里采用滞后一阶的形式：
从估计结果来看，模型的各项检验均可通过，经济增长的波动受到能源消费波动和误差修正项的影响。在短期内，如果经济增长和能源消费的均衡关系偏离了长期均衡关系，下一期将以-0.1361的调整力度进行反向修正，以使其向长期均衡方向移动。
（四）Granger因果性检验
协整检验结果说明河南省能源消费与经济增长之间存在着长期均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系，即是由能源消费的增加促进了经济的增长还是由经济增长拉动了能源消费的增加，这就要进行Granger因果性检验。Granger因果性检验对滞后期的选择非常敏感，滞后期不同，检验结果可能有较大差异。本文采用AIC准则确定最优滞后期数为1阶，利用Eviews5.1软件进行检验，检验结果见表3。
由表3可知，在10%检验水平下，lnEC不是lnG的原因”被拒绝，也就是说能源消费是促进河南省经济增长的原因，而lnG不是lnEC的原因”的假设被接受，经济增长不是能源消费增加的原因，lnEC与lnG之间存在由能源消费到经济增长的单向因果关系。这在一定程度上表明，河南省实施节能降耗措施，依靠科技进步提高能源利用效率以及转变经济增长方式的举措取得了一定成效，在保持经济增长的同时，能源消耗逐步下降。
三、河南省未来能源需求预测
从以上分析可知，能源消费是促进河南省经济增长的重要原因，为了促进经济持续、快速、稳定的发展，有必要对河南省未来的能源需求进行预测，为河南省未来能源规划以及能源生产企业制定发展战略提供决策依据。
（一）能源需求预测方法的选择
进行能源需求预测的方法有很多，大体上可以分为两类。一类是相关关系预测法，即根据经济现象与能源需求之间的因果关系或结构比例关系来预测未来能源需求量，如回归模型、能源消费弹性系数法、部门预测法等。另一类是时间序列分析预测法，如协整和误差修正模型[11]、ARMA模型等。由于未来能源消费需求会受到很多因素的制约，而且这些因素之间往往又存在着错综复杂的关系，因此采用相关关系预测法进行预测一般比较困难，再加上相关解释变量未来取值的不确定，会对预测结果精确度产生较大影响，因此本文采用时间序列模型中的ARMA模型来对河南省未来能源需求进行短期预测，以避免解释变量取值不确定所带来的诸多问题，从而实现最小方差意义下的最优预测。
（二）构建能源需求预测模型
表1中单位根检验表明，河南省能源消费总量的对数序列是非平稳的，而其进行一阶差分序列是平稳的，因此这里先对序列进行一阶差分，而后建立ARMA模型，实际上就是对其增长率建立预测模型。为了选取合适的模型形式，先对一阶差分后的序列DlnEC进行自相关和偏自相关分析，见图1。
根据DlnEC的自相关系数和偏自相关系数图可以看出，二者均是拖尾，于是可以选用ARMA模型结构。通过对模型的残差白噪声检验和参数显著性检验，并结合AIC和SC准则确定模型形式，利用Eviews5.1软件，可以得到河南省能源需求预测的模型形式如下：
这里参数估计值下括号内的值为t统计量值。由于是对差分序列建模，可决系数R2不高，但如果将模型转化为对原始序列的预测模型，则可决系数为0.9745，非常接近于1。Q统计量用于检验残差的白噪声性质，其后括号内为对应的p值，根据这些p值可以看出河南省能源需求预测模型中残差具有良好的白噪声性质，从而可以保证短期预测的相对精确性。
（三）河南省能源需求预测结果
利用1978-2010年的数据建立的预测模型计算出能源消费的增长趋势，然后结合基期值计算河南省2008-2015年的能源需求水平，到2015年，河南省能源消费总量将达到27636万吨标准煤。从2008年、2009年、2010年的预测结果与实际值的比较可以看出，各年预测误差百分比均小于3%，平均绝对预测误差1.51%，一般认为平均绝对误差的值低于10%时预测精度较高[12]，所以模型拟合效果较好，预测精度较高，见表4。
四、结论与建议
利用河南省1978-2010年的能源消费和经济增长数据进行实证分析，结果表明：河南省能源消费与经济增长之间存在长期均衡关系，能源消费对经济增长有着明显的促进作用，而经济增长则不成为拉动能源消费增加的原因。从长期来看，能源消费每增加1%，就可以使经济增长1.7483个百分点，能源消费对经济增长的刺激作用较强；而在短期动态调整中，如果经济增长和能源消费的均衡关系偏离了长期均衡关系，下一期将以-0.1361的调整力度进行反向修正，以使其向长期均衡方向移动。这说明河南省目前的节能降耗工作取得了一定成效，能源利用效率有所提高，但经济增长方式仍以粗放型为主，经济增长对能源的依赖程度仍比较强。
采用ARMA模型的预测结果表明，到2015年河南省能源需求总量将达到27636万吨标准煤。然而目前河南省的能源供给却日益紧张，在一次性能源消费结构中，煤炭消费所占比重虽然都在85%以上，虽然河南省煤炭资源丰富，但按照目前的开采水平和速度，仍存在一定供需缺口；石油和天然气消费在能源消费结构中所占比重一直不足20%，但河南省原油和天然气储量严重不足，按照目前的开采速度，原油开采寿命不到10年，而天然气仅仅能持续到2015年左右，而且这种开采速度所能保证的原油供应尚不及需求量的1/5，天然气供应也不到需求量的1/5。因此，我们在充分利用省内能源资源的同时，必须加强与省外、国外的能源战略合作与交流，尽快制定相关的能源政策措施，以完善能源保障体系。
第一，建立科学的能源供应体系，合理开发利用河南省能源资源。积极推进煤炭资源整合与战略重组，培育大型煤炭生产集团，建设全国重要的煤炭生产基地；依托西气东输等国家骨干天然气管道，完善支线管网，提高燃气覆盖率；规划和建设外电入豫通道，加快智能电网建设。
第二，优化能源结构体系，减少对传统能源的依赖，大力发展新能源。一方面要加大能源开发利用方面的科技投入，探讨煤炭和煤层气综合开发利用技术。另一方面要减少一次性能源在能源消费中的比例，积极开发利用核能、太阳能、地热能、生物质能等新能源和清洁能源。加快规划建设南阳核电项目和南阳新能源国家高新技术产业基地，依托骨干企业和有条件的地区，建设多晶硅及太阳能电池、风电装备等特色产业园区。
第三，加大节能降耗方面的科研体系建设，倡导全社会厉行节能的良好风尚。建立科研院校、科研院所和企业相结合的节能降耗科研体系，尽快将科研成果应用在生产中，淘汰耗能大的旧设备，引进能耗小、资源利用率高的新设备，引进新技术和新方法。
第四，加强国际国内能源合作，积极实施引进来”和走出去”战略。要充分利用内外两个资源和两个市场，积极与能源资源储量丰富的国家和地区开展合作，重点加强在能源开发利用以及节能降耗等方面的研究与合作，建立能源合作长效机制，实现共同开发，互惠互利。
第五，加强能源战略储备体系建设。在保障中原经济区基本建设发展需要的同时，要对煤炭（煤层气）、天然气等实施保护性开采和战略储备，以确保能源结构安全。必须提高对煤炭资源的利用效率，推进濮阳、平顶山等地建设天然气储备基地和煤炭（煤层气）战略储备基地。
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消费经济研究篇6
【关键词】国内消费拉动经济
一、政府“以投资拉动经济”的局限性
中国政府目前已出台经济刺激措施中,扩大投资仍是主要手段。国务院2008年11月初公布了总额达4万亿的十条经济刺激措施,但这些刺激措施仍然重视基础设施投资,仅铁路就占2万亿,但这些措施真的能够从根本上拉动经济复苏?
与1997年金融风暴相比,国内外的消费需求都不足是这次经济滑坡的关键所在。如果4万亿元投资不是重点投入民生福祉、建立社会保障体系,以此激活国内消费,而主要还是投资在基础设施和工业项目上,在国内外的消费都下滑的情况下,继续扩大工业和基础设施投资是低效的做法。
二、根治消费“跛足”,激活消费拉动内需
1.消费“跛足”形成的历史原因
(1)改革开放之前历来不提倡消费,国穷民穷
据某前国家领导人回忆录中的结论:建国以来,1980年同已经完成经济恢复的1952年相比,工业固定资产增长26倍,农业总产值增长8.1倍,国民收入增长4.2倍,全国人民的平均消费水平只提高了1倍。可见,固定资产增加并没有使工农业总产值、国民收入相应增加,人民消费水平增加就更少。几十年的建设只是造成了账面上的国定资产增值,对人民生活水平改善作用甚微,而且随着国有企业的改制,这些账面上的国定资产又大部分作为坏账处理而遁于无形,几十年的建设基本对人民生活水平的提高贡献很小。
(2)改革开放之后社会财富不断流向政府,国富民仍穷
据有关数据,1980-1994年,国家财政收入由1085.2亿元增加到5218.1亿元,增长了380.8%;职工平均工资收入由762元增加到4510元,增加了491.9%。这时期国民在社会财富中的分配比例是上升的,而九十年代中期以后,在强调加强中央财政的指导思想下,国民财富的分配比例再次发生了显著变化,即社会财富加速向政府转移。
1995-2002年,国家财政收入由6242.2亿元增加到18914亿元,增长了203%;税收由6038.04亿元增加到17003.58亿元,增长了181.6%;而同期城镇居民人均可支配收入由3893元增加到7703元,仅增长97.9%;农村居民人均纯收入由1578元增加到2476元,仅增长56.9%!国民收入增长远低于国家财政收入增长,意味着这一时期国民在社会财富分配中的比例再次转为下降!而这种状况,近年不但没有改变,反而更为严重:2003年国家财政收入21691亿元,增长14.7%,税收20461亿元,增长20.3%,而城镇居民收入增长9%,农民收入增长4.3%;2004年国家财政收入26356亿元,增长21.5%,税收收入25718亿元,增长25.7%,而城镇居民收入增长7.7%,农民收入增长6.8%;2005年国家财政收入预计突破30000亿元,增长15%以上,税收30866亿元,增长20%,而城镇居民收入增长9.6%,农民收入增长6.2%。国民收入增长都低于国内生产总值的增长,更大大低于国家财政和税收收入的增长,国民在社会财富分配中的比例进一步降低。
2.消费“跛足”的现状
(1)贫富悬殊日趋严重
按照人均年收入在683元以下的属于贫困人口的中国标准,到2005年中国农村没有解决温饱的贫困人口有2365万人。但若按人均1天消费1美元的联合国最低标准,中国贫困人口的总数将不少于2.54亿,仅次于印度位列世界第二。
因此,我国收入总体水平偏低,已经对国内需求产生了影响,而贫富悬殊更加剧了问题的严重性。这种不平衡的财富分配结构严重弱化了社会总消费能力。
(2)广大民众不敢消费
①社会保障体系不健全。医疗、教育费用过高、养老费过低,使得广大民众把生活费以外的费用用于储蓄而不愿意消费。这既违背了社会主义的本质,也剥夺了很多人的消费能力。
②房价过高。过高的房价是比医疗、教育更可怕的经济“黑洞”。它吸收了太多的资金,是使民众不敢消费的根源。同时,房地产业获取的社会资源过多意味着剥夺其他产业发展的机会。
③我国宏观税负过高。中央党校政策研究室副主任周天勇认为,中国实际的宏观税负已经达到31%,并正对刺激消费产生消极影响;2005年美国财经杂志《福布斯》报告称,在全球52个国家和地区中,我国是税负第二重的国家,仅次于法国,也是亚洲税负最重的国家。
3.根治消费“跛足”,提高消费的对策
(1)改善社会财富分配的比例,实施中国版的“国民收入倍增计划”
日本曾在1960年实施“国民收入倍增计划”,7年后实现了国民收入增加一倍,并于1968年成为当时仅次于美国的第二大经济强国。在减税方面,日本从1961年开始,每年在个人收入调节税和企业税上共减税1000亿日元,同时降低利息、扶植公债和公司债的债券市场;在居民收入方面,日本政府引入了“最低工资制”,并提高了农产品的收购价格;而在社保方面,其养老保险金体系得到了完善,健康保险付给率也有所提高。
因此,中国政府应该尽快着手实施中国版的“国民收入倍增计划”,这才是刺激消费的源泉。
(2)尽快健全我国的社会保障体系
我国社会保障体系不完善也加深了民众的危机感。一直以来,住房、医疗与子女教育都是居民家庭中的开支大项。当收入水平稳定时,这些开支压力处于一个可以承受的平衡范围,而收入骤减时,房贷偿还等压力便突袭而来,此时消费欲望偏低也就不难理解了。所以,尽快健全我国的社会保障体系是刺激消费的基础。
(3)对现行税制进行根本性改革,降低总体税负水平
遍观世界上的高税负国家,同时也是高福利国家。而我国情况却有根本不同,税收多半用于行政经费和项目投资。我国目前的高税负并不能造福广大国民,且我国至今仍未有效解决税收的合理、规范、透明使用的问题,因此大大降低了税收的使用效益,浪费了宝贵的国民资源,并衍生出了机构臃肿等问题,加重了体制弊病。而真正需要国家投入的义务教育、社会保障、基础科研等方面,却长期资金不足。
因此,改革现有的高税负制度才能实现“放水养鱼、藏富于民”,才能真正启动民间消费。
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