從最終消費(fèi)支出組成部分透析提高我國消費(fèi)率的途徑

1、從最終消費(fèi)支出組成部分透析提高我國消費(fèi)率的途徑內(nèi)容摘要：我國消費(fèi)率一直偏低并且持續(xù)下降，阻礙了經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變。因此，提高消費(fèi)率的途徑是我國一個(gè)重要的經(jīng)濟(jì)問題。消費(fèi)率是指最終消費(fèi)支出占GDP的比重。本文從最終消費(fèi)支出組成部分出發(fā)，從總量數(shù)據(jù)與人均數(shù)據(jù)兩個(gè)層次分析消費(fèi)率的影響因素，探尋提高消費(fèi)率的有效途徑。實(shí)證結(jié)果表明：提高農(nóng)村居民消費(fèi)率與加快城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變是提高消費(fèi)率的最重要的途徑。 關(guān)鍵詞：消費(fèi)率 最終消費(fèi)支出 人均數(shù)據(jù) 總量數(shù)據(jù) 提出問題 國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，中國最終消費(fèi)率自1981年以來呈逐步下降趨勢(shì)，到2009年下降至47.98%，從經(jīng)濟(jì)理論來看，消費(fèi)率過低造成儲(chǔ)蓄率過高，進(jìn)而又

2、促使高儲(chǔ)蓄率轉(zhuǎn)化為高投資率，導(dǎo)致我國經(jīng)濟(jì)增長主要依靠投資拉動(dòng)，粗放式的經(jīng)濟(jì)增長難以轉(zhuǎn)變。因此，很多文章開始研究我國消費(fèi)率的影響因素，探尋提高消費(fèi)率的途徑。本文利用總量與人均數(shù)據(jù)，從最終消費(fèi)支出組成部分出發(fā)，通過分析消費(fèi)率的影響因素探尋提高消費(fèi)率的有效途徑。 消費(fèi)率，是指一個(gè)國家在一定時(shí)期內(nèi)的最終消費(fèi)占當(dāng)年國內(nèi)生產(chǎn)總值的比率，又稱最終消費(fèi)率。最終消費(fèi)支出包括政府消費(fèi)支出和居民消費(fèi)支出兩個(gè)部分，其中居民消費(fèi)支出分為城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出和農(nóng)村居民居民消費(fèi)支出。首先，本文對(duì)消費(fèi)率的組成部分進(jìn)行趨勢(shì)分析，探尋消費(fèi)率下降的原因。最終消費(fèi)支出與GDP的增長速度決定了消費(fèi)率的變化。因此，本文從總量與人均數(shù)據(jù)兩個(gè)層

3、次，分析了城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民消費(fèi)支出增長率對(duì)消費(fèi)率的影響。城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)是我國的基本經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，本文還分析了城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)率的影響。 研究變量 基本樣本數(shù)據(jù)。本文的數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計(jì)年鑒，樣本期間為1978年至2009年，樣本容量為32（見表1）。 基本研究變量。見表2所示。 從總量數(shù)據(jù)分析 （一）消費(fèi)率的趨勢(shì)分析 圖1為消費(fèi)率的趨勢(shì)圖。如圖所示，我國消費(fèi)率總體呈波浪式下降趨勢(shì)，2000年以后下降速度明顯加快。圖2為政府消費(fèi)率與居民消費(fèi)率的趨勢(shì)圖。由圖可知，政府消費(fèi)率比重波動(dòng)很小，幾乎為一條直線。居民消費(fèi)率呈波浪式下降。因此，消費(fèi)率下降主要的原因是居民消費(fèi)率下降。圖3為城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民消費(fèi)率的趨勢(shì)圖。

4、由圖可知，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)率呈波浪式上升，農(nóng)村居民消費(fèi)率從1985年開始一直快速下降。因此，居民消費(fèi)率下降是由于農(nóng)村居民消費(fèi)率快速下降造成的，提高消費(fèi)率的關(guān)鍵在于提高農(nóng)村居民消費(fèi)率。 （二）增長速度來分析 1.GDP與最終消費(fèi)支出增長率對(duì)消費(fèi)率的影響。為了確定GDP與最終消費(fèi)支出增長率對(duì)消費(fèi)率的影響，本文消費(fèi)率計(jì)算公式進(jìn)行變形：（式1）。 由式1可知，消費(fèi)率由上一期值、經(jīng)濟(jì)增長與最終消費(fèi)支出增長率決定。因此本文以wconst為因變量，以wconst-1，rconst與rgdpt為自變量建立線性回歸方程： 回歸方程的擬合優(yōu)度為0.9995，擬合程度非常好。方程下方括號(hào)中的值為系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)T檢驗(yàn)值

5、，三個(gè)自變量通過了檢驗(yàn)，是消費(fèi)率的重要解釋變量。消費(fèi)率的前一期值的t檢驗(yàn)值絕對(duì)值最大，說明消費(fèi)率變化具有很強(qiáng)的連續(xù)性。由方程1可知：在其它自變量不變的條件下，如果rgdpt每增加1個(gè)單位, wconst就降低0.5090個(gè)單位；如果rconst每增加1個(gè)單位， 消費(fèi)率就提高0.5168個(gè)單位。經(jīng)濟(jì)增長率與最終消費(fèi)支出增長率的系數(shù)符合理論預(yù)期，消費(fèi)率與GDP增長率是反向變化，消費(fèi)率與最終消費(fèi)支出增長率是正向變化。從增長速度來看，消費(fèi)率降低的原因是最終消費(fèi)支出增長率低于經(jīng)濟(jì)增長率，提高最終消費(fèi)支出增長率能更快地提高消費(fèi)率。 2.GDP與最終消費(fèi)組成部分增長率對(duì)消費(fèi)率的影響。為了分解最終消費(fèi)支出增長

6、率的影響，確定最終消費(fèi)組成部分各自對(duì)消費(fèi)率的彈性系數(shù)，本文以wconst-1，ruconst，rnconst，rgconst與rgdpt為自變量建立線性回歸方程 ： 回歸方程的擬合優(yōu)度為0.9964，五個(gè)自變量通過了系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)。按照T檢驗(yàn)值，最終消費(fèi)組成部分中，農(nóng)村居民消費(fèi)增長速度對(duì)消費(fèi)率的影響最大。由方程可知：在其它自變量不變的條件下，如果rnconst每增加1個(gè)單位，wconst就提高0.1615個(gè)單位。因此，提高農(nóng)村居民消費(fèi)支出增長率是提高消費(fèi)率最有效的途徑。 3.城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)率的影響。城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)一般是指以社會(huì)化大生產(chǎn)為主要特點(diǎn)的城市經(jīng)濟(jì)和以小生產(chǎn)為主要特點(diǎn)的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)并

7、存的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)是我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的基本國情，我國居民消費(fèi)具有明顯的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)。因此，城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)是一個(gè)不能忽略的消費(fèi)率的重要影響因素。本文用人口城鎮(zhèn)化水平代表城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的影響，以wconst-1，ulet，ruconst，rnconst，rgconst與rgdpt為自變量建立線性回歸方程： 回歸方程的擬合優(yōu)度為0.9977，六個(gè)自變量都通過了系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)。由方程3可知：在其它自變量不變的條件下，如果ulet每增加1個(gè)單位，wconst就提高0.0232個(gè)單位?？梢钥吹?，加入人口城鎮(zhèn)化水平以后回歸方程更符合實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行。消費(fèi)率的前一期值與經(jīng)濟(jì)增長率的系數(shù)值幾乎沒有變化，但是最

8、終消費(fèi)組成部分增長率的系數(shù)值發(fā)生了變化。政府消費(fèi)增長率的系數(shù)明顯小于城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民消費(fèi)增長率，農(nóng)村居民消費(fèi)增長率的系數(shù)稍大于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長率。因此，城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)是消費(fèi)率的重要影響因素。根據(jù)人口城鎮(zhèn)化水平的系數(shù)可知，消費(fèi)率與人口城鎮(zhèn)化水平成正向關(guān)系，提高人口城鎮(zhèn)化水平可以提高消費(fèi)率。從人均數(shù)據(jù)角度分析 （一）人均城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民消費(fèi)率增長率對(duì)居民消費(fèi)率的影響 由于我國居民的收入與消費(fèi)都存在城鄉(xiāng)二元化結(jié)構(gòu)，在分析消費(fèi)問題時(shí)一定要考慮城鄉(xiāng)二元化結(jié)構(gòu)，本文在此處用城鄉(xiāng)收入差距代表城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的影響。由于我國統(tǒng)計(jì)局沒有公布人均城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，本文用農(nóng)村居民消費(fèi)支出除以農(nóng)村人口計(jì)算的平均值代表

9、人均農(nóng)村居民消費(fèi)支出。同理可求得人均城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出。由于消費(fèi)率、人均城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民消費(fèi)支出的增長率都為比重值，取值范圍在0與1之間。而且，我國城鎮(zhèn)居民的收入與消費(fèi)水平一直高于農(nóng)村居民。本文使用農(nóng)村居民純收入占城鎮(zhèn)居民可支配收入的比重代表城鄉(xiāng)收入差距。 回歸方程的擬合優(yōu)度為0.9591。以10%為檢驗(yàn)水平，只有wpconst-1與dint通過了系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)，說明居民消費(fèi)率的前一期值與城鄉(xiāng)收入差距是居民消費(fèi)率的重要影響因素。由于rauct與ranct沒有通過系數(shù)顯著性，其系數(shù)值不具有實(shí)際的經(jīng)濟(jì)意義。由方程可知，如果dint每增加1個(gè)單位，居民消費(fèi)率就提高0.0794個(gè)單位。增加dint代表著

10、增加農(nóng)村居民收入占城鎮(zhèn)居民收入的比重，縮小城鄉(xiāng)收入差距。因此，縮小城鄉(xiāng)收入差距是提高居民消費(fèi)率的有效途徑。 （二）人均農(nóng)村居民收入對(duì)人均農(nóng)村居民消費(fèi)支出的貢獻(xiàn)率 從消費(fèi)率的趨勢(shì)分析可知，消費(fèi)率偏低的原因主要在于農(nóng)村居民消費(fèi)率一直持續(xù)下降。因此，本文著重研究提高人均農(nóng)村居民消費(fèi)支出的途徑。收入是消費(fèi)的基礎(chǔ)，本文以人均農(nóng)村居民消費(fèi)支出為因變量，以人均農(nóng)村居民收入為自變量建立回歸模型。 回歸方程的擬合優(yōu)度為0.9983，擬合效果好。按照T檢驗(yàn)值，自變量對(duì)因變量影響非常顯著。由方程可知，人均農(nóng)村居民收入對(duì)人均農(nóng)村居民消費(fèi)支出的貢獻(xiàn)率為0.8074。因此提高人均農(nóng)村居民收入增長率是提高人均農(nóng)村居民消費(fèi)率

11、的重要途徑。 實(shí)證結(jié)論與政策建議 提高農(nóng)村消費(fèi)率是解決消費(fèi)率偏低的根本與關(guān)鍵。提高農(nóng)村居民消費(fèi)水平是提高消費(fèi)率重要的有效途徑。在制定消費(fèi)政策時(shí)，應(yīng)該向農(nóng)村傾斜。 穩(wěn)妥地提高消費(fèi)率。不論消費(fèi)率還是居民消費(fèi)率，其前一期值都是最重要的解釋變量，說明消費(fèi)率具有很強(qiáng)的連續(xù)性。同時(shí)，增加農(nóng)民收入與轉(zhuǎn)變城鄉(xiāng)二元化結(jié)構(gòu)是難度極大的復(fù)雜性極強(qiáng)的任務(wù)。因此，在制定消費(fèi)政策時(shí)要注意消費(fèi)率變化規(guī)律的特點(diǎn)。 積極改變城鄉(xiāng)二元化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。由方程3與方程4可知，城鄉(xiāng)二元化結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)率的影響顯著。人口城鎮(zhèn)化水平對(duì)消費(fèi)率的貢獻(xiàn)率為0.0232，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)居民消費(fèi)率的貢獻(xiàn)率為0.0794。因此，提高人口城鎮(zhèn)化水平與縮小城鄉(xiāng)收入差距都能夠提高消費(fèi)率，提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量。 著力提高農(nóng)民收入。不論從總量數(shù)據(jù)還是人均數(shù)