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促進居民消費的建議范文1
[關鍵詞]經濟增長 居民消費 VAR 因果檢驗
改革開放以來，中國的經濟實現了高速的增長，消費、投資和出口一直以來被作為推動經濟增長的三大要素，近些年來我國的外貿出口對經濟增長起到主要的推動作用，而從2011年世界銀行的報告我們可以發現中國的經濟增長模式已經發生了明顯的轉變，從2009年起，我國的經濟增長開始轉變為內需拉動，這打破了中國發展是由出口拉動的傳統觀念。
一、文獻綜述
2010年我國消費支出對經濟增長的貢獻率為36.8，成為了推動經濟增長的第二大因素，對于居民消費與經濟增長之間的關系，我國大量學者進行了相關研究，徐鳳，金克琴（2009）運用協整理論對我國經濟增長與國內居民消費之間的關系進行研究，證明了居民消費是拉動經濟增長的重要因素。王云，趙斌（2010）利用SVAR模型研究了我國居民消費、固定資產投資變動和經濟波動之間的動態關系模型，證明了居民消費與經濟增長之間的正向關系。陳亮，朱琛（2010）論證了以擴大農村消費需求拉動經濟增長的可行性，并就當前如何發揮我國農村居民消費對經濟增長的有效支撐作用進行了探討。劉東皇，沈坤榮（2010）通過構建模型實證檢驗了收入分配、居民消費與經濟增長之間的關系，證明了居民消費對經濟增長存在顯著的積極影響，且對經濟增長的效應強于投資。
二、實證分析
本文中我們選取了1990-2010年間我國居民消費和經濟增長量作為數據指標，同時我們對數據進行了對數化處理，記作LnXF和LnGDP，數據來源于中國統計年鑒2011，樣本總量為21。為了檢驗數據的平穩性，我們對數據進行了ADF單位根檢驗，結果如表1所示：
從表的結果可以得知，LnXF和LnGDP在5%置信水平下是平穩的，因此可以構建VAR模型。我們利用AIC最小原則，通過軟件對數據進行反復測算，發現2階的AIC最小為-43.2072，確定了模型為滯后2階VAR模型。通過軟件分析后，我們得到了居民消費和經濟增長之間的VAR模型，如下所示：
從上述VAR模型中我們可以發現，滯后1期的居民消費增加1個百分點就會促進經濟總量增加0.73個百分點，居民消費對經濟增長具有很好的促進作用。為了更好地分析居民消費和經濟增長之間的關系，我們對模型進行了葛蘭杰因果檢驗，結果證明居民消費和經濟增長之間存在著雙向因果關系，消費可以促進經濟的增長，經濟發展的同時也促進了居民消費水平的提高，這進一步說明了居民消費與經濟增長之間具有很強的相關性，提高我國居民消費水平對于促進經濟增長具有重要意義。
三、政策建議
通過我國居民消費與經濟增長之間的實證分析，我們可以發現消費對經濟增長具有很強的拉動作用。因此，為了保障我國國民經濟平穩、快速的發展，政府應當采取相應措施提高消費率，對此我們提出了以下幾點政策建議：首先，政府應加快收入分配制度的改革，提高低收入群體的收入水平，完善社會主義保障制度，使收入分配制度更加公平、有效，從而提高社會消費水平；其次，政府應采取有效措施提高消費者信心，例如加強勞動者的就業保障，提供更多就業機會，創造穩定的宏觀經濟環境等等，通過這些措施來增強消費者信心，從而提高社會消費總量；除此之外，政府還應努力創造良好的消費環境，維護好市場經濟秩序，對消費者的合法權利給予法律支持，有效打擊假冒偽劣產品，同時加大對企業的監管力度。
參考文獻：
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關鍵詞：ELES模型；城鎮居民；消費結構
三、結論及建議
北京市城鎮居民消費結構的演變可以看出北京市的發展和進步，北京市城鎮居民從滿足衣、食、住的基本消費需求逐步地追求于文教娛樂、交通通訊、醫療保健等非基本的消費商品和服務。隨著經濟的發展、人民生活水平的提高，人們對消費品的需求變得高質量化、多元化，北京市政府和居民面對消費市場轉型、消費結構優化等政策時，要相應的做出一些調整和解決措施，對其他特大城市也具有借鑒意義。
（一）穩定物價水平，促進居民消費健康發展。商品價格變化對居民消費的影響程度很大，居民的消費中大部分已成為生活必需品，食品、房價、交通通訊等商品的價格波動會導致居民消費成本增加，進而使消費意愿降低，阻礙行業的發展。從宏觀經濟角度上控制通貨膨脹，穩定物價水平是保證居民健康消費、企業正常經營、市場穩定發展的重要舉措之一。
（二）頒布相關政策法規，建立健全消費市場。隨著居民的收入增加，居民對消費品的偏好和要求也隨之變化，影響邊際消費傾向的因素很多，其中包括消費市場的穩定性、消費渠道的完善程度以及消費者的消費意識。消費市場利用各種促銷手段和消費者心理進行不合理的消費活動、消費者因缺乏消費意識經常受到欺騙。為了建立良好的消費市場，政府需要頒布相關的政策法規來規范市場供需雙方的權利和義務，在保證消費者消費的合法權益下加大刺激商場力度，提高消費者的邊際消費傾向，保持良好而穩定發展的消費市場。
（三）提升商品和服務品質，增強消費吸引力。拓展品牌引進渠道、引進國內外著名品牌，把北京打造為繁榮的首都消費市場；引導具有中國特色特色產品和服務的聚集，增強消費影響力，進而加大特色產品國外消費者的吸引力；促進商貿與金融、旅游等產業的融合，擴大金融、旅游、休閑等消費業態，鼓勵各行業經營者建立戰略合作關系，引導現代消費模式，共同開發消費市場。北京市作為國際商貿中心，滿足消費者各種需求、打造具有中國特色的消費品牌、引導特色服務聚集，使北京成為國內外知名的消費市場。
（四）完善各類保障體系，提高居民消費觀念。教育、娛樂和醫療項目在全國范圍內的達到規定目標的城市很少，只有少數發展較好的城市才能做到。從北京市城鎮居民消費結構來看，居民在文教娛樂、醫療保障等方面的消費逐漸從高檔消費品轉向生活必需品，這說明北京市的基礎設施建設、醫療保障體制完善方面做的較好，還有上升的空間。完善城鎮基本醫療保障制度、完善監管機制、提高教育服務水平、加強城鎮娛樂基礎設施建設是完善保障體系、提高消費者消費觀念的重要舉措。
參考文獻：
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[2] 羅楚亮.經濟轉軌、不確定性與城鎮居民消費行為[J].經濟研究，2004（4）：100-106
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關鍵詞：城鎮居民消費結構；碳排放；建議
中圖分類號：F12 文獻標識碼：A
收錄日期：2014年3月11日
一、引言
當前，我國面對國內經濟發展的需求和國際的壓力。在過去，中國通過經濟結構調整、提高能效、能源替代、植樹造林、計劃生育等行動，有效減少了中國CO2排放的增長率。但為了能夠實現國務院常務會議通過的《“十二五”控制溫室氣體排放工作方案》中提到的到2015年實現單位國內生產總值二氧化碳排放比2010年下降17%的目標。我國仍需要結合本國國情，在低碳經濟的多方面深入研究。
對于碳排放的研究領域而言，其本身屬于一個新興的領域，在1992年環境問題被提出，到1997年的《京都議定書》簽訂，這個問題才開始真正地被重視，也才產生了有關的研究，我國已有的有關碳排放的研究，大部分是研究碳排放與經濟、產業的關系，而對于居民消費對碳排放的影響卻不多，然而近年來發達國家的統計數據表明，居民生活消費的直接與間接能耗已超過產業部門，成為碳排放的主要增長點，并且居民的間接能源消費量是其直接能源消費的2.44倍。而現有關于還沒有專門從居民間接消費的角度去探討居民消費對碳排放的影響。所以，本文旨在研究城鎮居民消費結構與碳排放的關系，回歸分析，得出結論同時提出建議。
二、文獻回顧
我國沒有專門有關居民消費結構與碳排放關系的研究，但是有學者在研究居民消費與碳排放關系的時候有涉及消費結構的因素，比如，雷朝陽、資樹榮在2012年的低碳發展背景下的城市居民消費調控探析的研究中建議改變消費結構、消費方式、消費文化來進行減碳，但未采用實證的方法去進行說明。
在模型方面，已有的研究碳排放和居民消費的模型有兩種：一種是碳排放投入產出模型，另一種是IPAT模型（STIRPAT模型）。碳排放投入產出模型，比較典型的研究者是葉震，他在2011年和2012年發表的論文中都運用了投入產出模型。采用環境壓力模型IPAT模型（STIRPAT模型），比如朱勤、彭希哲、陸志明等人，對人口與消費對碳排放影響進行實證分析。
三、實證分析
（一）模型建立。本文通過研究城鎮居民在食品、衣著、居住、家庭設備與用品、醫療保健、交通通訊、文教娛樂、其他雜項這幾方面的支出比重來解釋消費結構，建立計量經濟模型，如式（1）：
Carton=a1Foodt+a2Clotht+a3Livet+a4Applicationt+a5Healtht+a6Traffict+a7Educationt+a8Otherst （1）
基于式（1）的計量經濟模型，利用我國1980～2012年的人口、收入、消費結構等數據進行碳排放測算及相關變量的回歸分析，考察我國人口、收入及消費等因素對碳排放的影響規律。
（二）回歸分析。OLS回歸是回歸中最為趨近原趨勢的回歸方法，所以本文采用OLS法對變量進行回歸分析，得到下列結果表1。（表1）
根據以上回歸結果，寫出碳排放量和城鎮居民間接消費支出占比之間的關系如下：
Carton=-156.21Foodt+465.5289Clotht-287.098Livet+954.6317Applicationt+457.6255
Healtht+399.8737Traffict-267.8974Educationt-579.4125Otherst
（三）結果分析。R2為0.910274說明回歸結果具有一定的可靠性，其中APPLICATION和TRAFFIC的P值均小于5%，系數均大于零，這說明家庭設備及用品和交通通訊的回歸顯著，且和碳排放的關系呈正相關關系。也就意味著，家庭設備及用品和交通通訊的消費比重越大其碳排放強度較大，同時也給我們傳遞了這樣一個信號：如果我們減少對家庭設備及用品和交通通訊的消費的過分依賴，調整間接消費結構，發展低碳模式的消費方式，就可以達到碳排放下降、環境改善的目的。
四、政策建議
（一）低碳式城鎮化。對農村的建設，以公共交通建設為主體，提高資源的循環利用和新能源的開發利用，居民小區加強綠化建設。
（二）轉變城市交通發展方式。盡快構建以低碳、綠色、環保、高效、低耗、安全為特征的城市低碳交通發展模式是一種有效的減碳方式。提倡有序發展私人交通、慢行交通、公共交通替代私家車出行的交通消費方式。
（三）促進節能技術的發展。我國屬于發展中國家，環境保護方面的技術比較滯后，要想在發展的同時，降低碳排放，就需要提高對技能技術的要求，加強與國際的交流與合作，在運用理論的同時，結合我國的實際情況進行技術的改革，促進節能技術、無碳和低碳能源技術、二氧化碳捕捉與埋存技術等的運用和推廣。
（四）推行鼓勵低碳政策。制定相關的法律和政策，引導和鼓勵居民使用節能產品，獎勵節能減排的先進集體和個人。對于低碳實施表現突出的城市給予獎勵和表彰，潛移默化地改變人們的消費結構。
主要參考文獻：
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關鍵詞：居民消費 城市化 PVAR模型 脈沖響應分析
引言
投資、消費和凈出口是拉動一國經濟增長的三駕馬車，我國依靠大規模的投資和強勁的出口一直保持著GDP高增長的發展態勢。但是近年來，因國際金融危機、人民幣升值等種種因素，出口對GDP的貢獻率逐年減少，而且高強度投資對經濟拉動的效用邊際遞減，當前依靠高投資高出口的發展模式已不再適用于我國的經濟發展。從世界各國的發展來看，消費是影響并決定投資需求和經濟增長的源動力。但是我國最終消費率一直低迷，從1978年的62.1%一路下滑至2010年的47.4%，遠遠低于國際平均水平，同時居民消費率更是從1978年的49.2%下降至2010年的33.8%。如何提高居民消費率從而促進經濟增長，這個問題便成為我國經濟發展模式轉型中的當務之急。
居民消費受到了多方面因素的影響，我國近30年來的大規模人口流動無疑是其中一個重要的方面。目前，我國城市化進程開始加速，我國城市化率在1978年僅僅為17.92%，而去年已經達到了51.27%。不斷提高的城市化率也影響了我國城鄉居民的消費行為。因此，研究城市化水平與我國居民消費之間的動態關系不僅對促進我國經濟發展模式的轉變具有重大意義，同時對我國進一步改善城鄉二元結構也有巨大的價值。
目前，已有不少學者從理論和實證兩個方面來研究城市化與消費之間的關系，但大部分都集中于城市化對消費增長的分析上，忽視了居民消費對城市化的反向作用。鑒于此，本文采用面板向量自回歸模型（Panel Vector Autoregressive，簡稱PVAR）和脈沖響應函數對2000-2011年我國29個省、自治區、直轄市的城市化率及居民消費率進行定量研究，從而得出兩者之間的動態關系和相互影響情況，并提出相關政策建議。
面板向量自回歸模型（PVAR）及相關理論
Chamberlain（1983）討論了基于混合數據（PooledData）情形的回歸方法，這實際上是面板數據向量自回歸模型的雛形；接著，Holtz-Eakin、Newey和Rosen（1988）采用2SLS方法估計了單內生變量的時變系數的面板數據向量自回歸模型。但二者都不是嚴格意義上的面板向量自回歸模型。
嚴格意義上的面板向量自回歸模型主要有兩類，第一類是宏觀面板數據即橫截面個數較少，但是時間長度充分大的情況；另一類是微觀面板數據，即橫截面個數較多，但是時間長度較短的情況。對于宏觀面板數據，Pesaran，Smith（1995）給出了一種一致估計的方法，即通過對面板數據向量自回歸模型中，每個變量的個體平均時間序列數據，建立時間序列向量自回歸模型的方法，來估計模型參數。而對于微觀面板數據，Binder，Hsiao，Pesaran（2003）對個體固定效應面板數據分別進行了QML估計、GMM估計和最小距離估計（Minimum Distance Estimation），并且發現這些估計都是具有漸近正態分布的一致估計。
PVAR沿襲了VAR的優點，不再需要區分內生變量和外生變量，而是把所有變量均視作內生.可以真實反映出各變量之間的互動關系；正交化脈沖一響應函數能夠分離出一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響。因此可以用來分析一個變量對其他變量的影響程度。并且，與VAR不同的是，面板數據的個體效應允許了不可觀察的個體差異，時間效應則捕捉到個體在橫截面上可能受到的共同沖擊，得到的結果更符合事實。
模型的基本形式為：
Yi，t=a0+bi1Yi，j-1+bi2Yi，j-2+…+bimYi，j-m+ci1 Xi，j-1
+ci2 Xi，j-2+…+cim Xj-m+ai+uit
Yi，t是個體i在時點t的s個可觀測隨機變量的s×1向量，Xi，t是個體i在時點t的s個可觀測其它內生變量的s×1向量，ai是個體i的s個不可觀測的個體固定效應的s×1向量，bit和cit分別l是期滯后變量Yi，t-1和Xi，t-1的s×s系數矩陣。
PVAR模型有三條假設：
假設1：對于任意的N和T>p+3，Yi1，Yi2，…，YiT是可觀測的。
假設2：對于i=1，2，…，N；t=1，2，…，T，uit ：
i.i.d（0，Ω）即uit是具有零期望、協方差矩陣Ω的獨立同分布的隨機變量。
假設3：s1，變量Yit 和Xit 的之后變量Yi，t-1和Xi，t-1是模型的工具變量。
在估計面板數據時通常需要先消除樣本中的固定效應，這里我們使用“向前均值差分”，即“Helmert過程”（Arellano等，1995）。這一方法通過消除每個個體向前的均值，即每一時期未來觀測值的均值，保證了滯后變量與轉換后的變量正交，進而與誤差無關，因而可以使用滯后變量作為其工具變量，采用GMM的方法進行估計。
實證分析
（一）變量選取及數據來源
本文選取除香港、澳門、臺灣以外的我國29個省、自治區、直轄市2000-2011年的城市化水平及居民消費數據進行實證分析，數據來源于2000-2012年的《中國統計年鑒》及各地區統計年鑒。本文使用stata.11和世界銀行金融研究部Inessa Love（2006）博士提供的Pvar程序，進行軟件分析。
城市化水平用城市化率（CSH）來操作，具體定義為各地區非農人口數占各地區總人口數的比重。居民消費率（JMXF）則直接引用了統計年鑒中各地區的居民消費率。為減弱數據異方差性及使其線性化，對以上數據進行對數處理，得LNCHS和LNJMXF。
（二）數據的描述統計
具體如表1所示。
（三）平穩性檢驗
建立PVAR模型需要變量平穩或變量間存在協整關系，以避免虛假回歸，造成回歸結果的不可信。故對31個省、市、自治區的數據使用LLC、IPS和PP-Fisher等三種面板單位根檢驗方法進行平穩性檢驗。根據表2可知，lncsh和lnjmxf的LLC、IPS和PP-Fisher的p值均小于0.01，在1%的顯著性水平下都拒絕了存在單位根的原假設，為平穩的面板數據，可以建立PVAR模型并進行協脈沖分析及方差檢驗。
（四）建立模型
進行PVAR模型首先應該確定滯后階數（ K）。一般來說，要求滯后階數足夠大，以便能完整反映所構造模型的動態特征；但另一方面，過大的滯后階數將會導致自由度的減少，直接影響模型參數估計量的有效性，所以選擇合適的滯后階數非常重要。
在用“向前均值差分”（helmert）方法消除個體固定效應之后，采用GMM方法得到了模型參數的估計值。為了確定模型的滯后階數，筆者分別對數據做了一到三階滯后的PVAR模型估計，蒙特卡洛模擬500次。根據AIC和BIC準則，PVAR（1）的信息量取值最小，確定最優滯后階數為一階。
根據以上滯后期檢驗，最終確定建立PVAR（1）模型。PVAR（1）模型的GMM估計結果如表3所示。
可以看到，兩個變量間的關系并不是對稱的。對于居民消費率來說，它與其自身的滯后1期正相關，而與滯后1期的城市化率負相關，且兩者分別在10%和5%的水平下顯著。而對于城市化率，它與居民消費率和其自身的滯后1期均有著顯著的正相關關系，都在1%的水平下通過顯著性檢驗。
（五）脈沖分析
PVAR 模型的正交—脈沖反應函數可以反映來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前值和未來值的影響，刻畫內生變量對隨機擾動的動態反應，顯示任意變量的隨機擾動（新息Innovation）如何通過模型影響其他變量，并反饋到自身的動態過程。
圖1顯示了居民消費率和城市化率的脈沖響應結果。第一行是居民消費率對其自身和城市化率沖擊所受到的影響。當本期給居民消費率一個單位正向標準差的沖擊后，居民消費率立刻有了顯著的正向反應，為0.024，并隨著滯后期的增加而逐漸減弱，在第4期左右時轉為負向響應，并有增強的趨勢，但負向影響較小。當本期給城市化率一個單位正向標準差的沖擊后，居民消費率便產生了一個負向的響應，并逐期增強，在第5期時達到-0.0104，在之后隨滯后期逐漸收斂。第二行顯示的是城市化率分別受到兩個變量沖擊時的影響。當本期給居民消費率一個單位正向標準差的沖擊后，城市化率出現了負向的響應，約為-0.009，但隨著滯后期的增加而逐漸減弱，并在第3期時轉為正向響應，并不斷增強，在第六期時達到0.01，可看出居民消費率對城市化率的正向效應大于一開始的負向沖擊。而當本期給城市化率一個單位正向標準差的沖擊后，城市化率立即有了一個較大的正向反應，為0.0153，并在第2、3期逐漸增強，達到0.0182，又在第4期開始減弱，并漸漸收斂。由此可見，當期居民消費率的增加不僅會帶動之后幾期居民消費率的增加，這種正面效應在長期中會逐漸減弱；而且在短期內對城市化率增長并沒有顯著的促進作用，但在第3期后就會帶來城市化率的持續提高。而城市化率的增加會導致之后幾期居民消費率的減少，不利于居民消費率的增加，但會在長期中促進城市化率的進一步增長。
（六）方差分解
方差分解表示的是當系統的某個變量受到了一個單位的沖擊以后，以變量的預測誤差方差百分比的形式反映變量之間的交互作用程度。它的主要思想是把系統中每個內生變量的波動按其成因分解為與各方程信息相關聯的幾個組成部分，從而了解各信息對模型內生變量的相對重要性。本文利用方差分解技術分析文中兩個變量分別對居民消費率和城市化率的貢獻率。
表4顯示了對兩個方程第10期的方差分解結果。從中可知，居民消費率和城市化率對居民消費率的影響程度很接近，分別為57.2%和42.8%，居民消費率為更主要的影響因素。而對于城市化率來說，它的變動主要來源于自身，為84.4%，同時居民消費率的變動也對其有一定的貢獻率，為15.6%。
結論
本文采用2000-2011年我國29個省、自治區、直轄市的數據，根據PVAR模型分析居民消費率和城市化率之間的關系，得到以下結論：
（一）居民消費率的提高會不斷促進城市化水平的發展
首先，居民消費會通過乘數原理拉動整個經濟的增長，投資也會同步增長，從而社會將有更多的資金用于城市的現代化建設，有利于城市的進一步擴張。其次，居民消費的不斷發展會帶來消費品的升級，在需求導向下推動產業結構的升級，企業向著規?；蛯I化發展，帶來消費聚集效應，成為提升城市化的重要動力。最后，居民消費率的提高自然會帶來公共消費和服務消費者的群體隨之增加，這要求各地在經濟發展之外還要加大公共消費品的建設，并且吸收更多人員來到服務業。這就吸引農村人口不斷流向城市，城市化率進一步提高。
（二）城市化率的提高會導致居民消費率的下降
城市化水平與居民消費率負相關似乎有悖于常理，但仔細觀察我國當前城市化的發展模式和戶籍制度就會發現這并不奇怪。
首先，城市化帶來的投資率高漲壓低了居民消費率。我國處于城市化高速發展的階段，城市規劃、基礎設施建設是其中必不可少的一部分。目前，我國投資中約30%是基礎設施投資，大部分是公共消費品，再加上約20%是住房投資，這些投資是城市化時期必需的，是未來消費增長的基礎。但體現在當前的數據上，過高的投資量占GDP的比重就必然導致了居民消費率的相對降低。
其次，我國城市化還是低水平的城市化。長期以來，我國的城市化主要是依靠空間擴張和人口流入，但在制度建設、管理方式和社會保障上并未跟上。近年來，天價房、天價藥的報道屢見不鮮，保障房價格高、質量差也在多地出現。這些養老、教育、醫療、住房等方面保障的不健全使居民只能提高自身的預防性儲蓄，從而壓低了日常的正常消費。
最后，是城市化水平和我國戶籍制度之間的矛盾。一般我們都參照城市化率來評價一國的城市化水平，即城市人口數或從事非農業人口數占總人口的比重。但按照我國戶籍制度，只要在城鎮連續居住超過6個月之后，便被統計為城鎮人口，但并未得到城市戶籍。這就造成了大量進城務工的農民工在享受不到城市公共服務與社會保障體系的情況下成為了統計意義上的城市人口，造成了我國城市化率的虛高。據調查，這部分流動人口已經占總人口的12%以上，他們的思想觀念、生活方式和消費行為都無法與城市的常住人口相比，儲蓄率也因傳統思想、收入較低和保障的缺乏而遠高于常住人口，這就進一步導致了這一部分居民消費率的低迷。
相關建議
針對上述問題，為推進我國城市化的不斷發展和有效提振居民消費率，從而實現我國經濟的良性發展，提出以下政策建議：
協調投資與消費的比例關系，促進投資與消費良性互動。在國民收入總量一定的前提下，確定適度的投資規模，優化投資方式，找準投資與消費的結合點，確保積極穩妥地推進城市化進程；同時，制定有效的政策刺激消費，使消費水平提升，促進國民經濟的發展。 改善城市化方式，科學規劃，確保城市化速度與質量同步發展。將對城市化的關注點從速度和經濟效益上轉向對質量的重視，通過相關制度建設和改革，提高城市管理水平，從單純的空間城市化轉向人口、人才城市化，從而從根本上改善居民的生活、消費水平。
加大政府財政投入，拓寬融資渠道，健全社會保障體系，消除居民在養老、醫療、教育、住房方面的后顧之憂，減輕居民負擔，同時提高中低收入者的收入，改善他們的消費預期。
改革現有的戶籍制度，使當前僅有城市人口之名而無城市居民身份之實的大量農民工能真正地享受到與城市居民同等的各種權力，融入城市，成為城市的建設者又合理分享城市化的收益，實現農民市民化。這不僅能提高他們的消費傾向，促進居民消費，更能夠進一步推動城市化的發展。
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促進居民消費的建議范文5
眾所周知，居民消費是拉動一個國家或地區經濟增長的源動力，而居民的消費行為是影響消費的內部因素。因此，要深入了解居民消費行為的內在規律，必須進行定量研究，在數據分析的基礎上探究影響居民消費行為的各種變量及其相互關系。本文利用消費理論，旨在通過對重慶市城鎮居民的消費函數和消費結構模型的構建以及城鎮居民消費心理研究，探尋其消費行為特征和消費規律，建立合理的消費結構、促進消費結構升級；為制定合理的產業政策、引導城鎮居民正確消費提供對策建議。
二、消費函數理論影響因素分析
重慶城市居民可支配收入從1979年的354.54增長到2010年的13715.25元，增長達到38.68倍，人均消費從1989年的711.13增長到2010年10876.12，增長達到15.29倍，收入和消費都在增長，但是消費沒有收入增長得多。因此，需要建立一個合理的消費函數對l985―2010年收入和消費之間的內在聯系加以描繪。
假設重慶城鎮居民的消費行為滿足經典消費理論的假定，結合重慶城鎮居民消費的實際情況，將可支配收入、滯后期的可支配收入、滯后期的消費性支出、儲蓄、城鎮居民收入分配差距等五個因素作為解釋變量，對重慶城鎮居民消費進行協整分析，檢驗這五個變量與消費的長期關系。本文嘗試將上述分析的五個因素加入到重慶城鎮居民的的消費函數中，并對這些因素和消費進行協整分析，為后文更好的研究重慶市城鎮居民消費打好基礎。
三、實證分析過程
綜合考慮以上各種因素，建立如下的一般性半對數消費函數模型:
lnC=f (ln y,，ln s, lnYt-1，In Ct-l, gin)
其中，C表示重慶城鎮居民人均年消費支出，Y表示重慶城鎮居民平均每人年可支配收入，S表示重慶城鎮居民人均儲蓄余額，gin表示重慶城鎮居民基尼系數，用其作為重慶城鎮居民收入差距的量化指標，Yt-1表示滯后一期的可支配收入，Ct-1表示滯后一期的消費性支出。對一般性半對數消費函數模型，我們假設其表達形式為線性的，從而得到如下的半對數消費函數模型:lnCt=ao+a1lnY+a2lnYt-1+a3 InCt-1+a4gin+a5lnS+Ut
檢驗結論：由于gin變量在一階差分后就不存在單位根，而另外三個變量lnct、lny、lns是二階單整序列，所以刪除gin變量，這可能是樣本數據不夠大帶來的影響。本文將用lny、lns建立關于lnct的函數，并用協整理論分析。本研究使用的是Johansen協整檢驗，檢驗結果為四期是最優滯后期，證明模型存在兩個協整變量，為lns和lny。
LNCT= 0.615192LNS+0.742866 LNY+μt
(0.06051)(0.04671)
協整檢驗表示他們存在長期的協整關系，但是短期內是否存在因果關系還需進一步檢驗，現在使用格蘭杰因果檢驗。由于格蘭杰因果檢驗要求平穩的同階變量，所以選取lnct，lny，lns的二階差分，在選擇最優滯后期時，Lnct與lns的最優滯后期為4期。儲蓄在短期內對消費的影響不顯著，兩者互相不構成格蘭杰因果關系。所以，lny是引起lnc變化的原因。
四、總結及建議
實證結果顯示，對數模型中變量基尼系數由于和其他變量間不滿足單整序列要求，所以被刪除。另外模型顯示1985-2010年重慶市的當期人均消費與前期的人均消費與當期的人均可支配收入之間存在長期均衡的穩定關系，但由于T值較小，不顯著，從協整檢驗的結果來看重慶市城鎮居民的前期人均可支配收入對當期人均消費的影響很小。當期人均可支配收入對當期人均消費具有61%的作用。從格蘭杰因果檢驗中也能清楚看到可支配收入是引起消費變化的格蘭杰原因。
所以，重慶市政府應積極提高城鎮居民收入水平，因為收入是消費之本。政策建議上：一是要把提高居民收入作為發展經濟的核心目標，提高中低收入居民特別是低收入居民的收入水平，將會提高全社會平均消費傾向和邊際消費傾向。二是拓展消費領域與培育消費熱點 適應居民消費需求的變化，從主要滿足市場需求，逐步轉變到既要滿足市場現實需求，又要滿足消費者的潛在需求上來。三是重慶市政府應不斷拓寬消費領域，積極引導城鎮居民的消費預期，要建立健全社會保障制度降低人們對未來支出預期的不確定性，增強消費信心，進而為增加居民消費需求提供保障。
參考文獻：
[1]《重慶市人均消費與人均可支配收入的實證研究》冉光和.王學松.
[2]《計量經躋學――理詫、方若和模型》唐國.復且大學出板社.
促進居民消費的建議范文6
關鍵詞：新疆；居民消費；政府消費；經濟增長
改革開放以來，新疆經濟高速增長，綜合經濟實力得到較大提高，但最終消費率尤其居民消費率持續走低。著名發展經濟學家H.錢納里等人進行的實證研究表明，在人均國內生產總值1000美元左右時，世界各國居民消費占國內生產總值的份額一般為61%，而根據錢納里的“標準結構”理論，在人均GNP為1000美元左右時，居民消費率應在62.4%，而政府消費率為14%。新疆在2002年人均GDP已超過1000美元，但是居民消費率僅為38.2%，政府消費率為21.59%。同期全國居民消費率僅為44.04%，政府消費率為15.57%。截止2010年全國最終消費率為47.4%，居民消費率為33.8%，政府消費率為13.60%；2010年新疆最終消費率為為52.7%，居民消費率為29.04%，政府消費率為23.66%?？梢娔壳叭珖托陆木用裣M率都未達到這一標準，且新疆的居民消費率低于全國水平，政府消費率高于全國水平。近幾年由于擴大內需政策啟動，新疆政府消費率已超過“標準結構”；而居民消費率有持續下降的趨勢。
一、新疆消費率的基本情況分析
（一）新疆居民消費率變動趨勢分析
新疆居民消費率、城鎮居民消費率、農村居民消費率基本上呈現出單邊下降的趨勢，農村居民消費率遠遠低于城鎮居民消費率。且城鎮居民消費率從1990-2010年平均下降0.39個百分點，農村居民消費率從1990-2010年平均下降0.4個百分點。與全國居民消費率相比，新疆居民消費率的波動性大，下降較多，從1978年的57.9%降至2010年29.04%的水平。全國居民消費率基本上呈現出一種先升后降的趨勢，但從總體上看，全國居民消費率的波動性較小，從1978年的48.8% 下降至2010年的38.8%。新疆居民消費率與全國居民消費率比較，呈現完全不同的走勢。新疆居民消費率與全國居民消費率于1985年和1996年達到相同水平，之后全國居民消費率略微有所回升，2000年后單邊下降，新疆的波動性較大且一直低于全國水平。
（二）新疆政府消費率變動趨勢分析
1978-2010年期間，新疆政府消費率從1978年的12.9%上升到2010年的23.7%，全國的政府消費率從1978年的13.3%變化為2010年的13.6%?？傮w上看新疆政府消費率波動性大且基本呈現不斷上升趨勢，而同期全國的政府消費率基本上呈現出一種波動且有略微下降的趨勢。
1978-2010年新疆政府消費率在12.9%-23.7%之間波動，其中只有1978年、1980年、1993年和1994年未超過15%。近些年政府消費率已經遠遠超過曾令華（1998）提出的我國政府消費率不宜超過15%的上限。應該注意到，如果政府消費增長過快，高于經濟增長速度，應該有所控制。為滿足經濟和社會發展對公共服務不斷增長的需求，政府消費支出有必要隨經濟增長而相應增加，但政府消費占國內生產總值的比重不宜過快上升，已免影響居民消費率的提高。
（三）小結
通過以上分析，可以看出新疆最終消費率的下降的直接原因是由居民消費率的下降引起的，尤其相比較于城鎮居民消費率，農村居民的消費率低且下降速度快。
二、新疆三大需求對GDP增長的貢獻分析
（一）三大需求對經濟增長的貢獻率
結合新疆統計年鑒數據分析出，新疆三大需求對GDP增長的貢獻率均是波動的，資本形成對GDP的貢獻率振幅大于消費的；凈出口對GDP的貢獻率波動性也較大。另外三者之間呈現一種此長彼消的趨勢，這也與政府要保持經濟增長的宏觀經濟目標有關。尤其是當外需即凈出口對經濟增長的貢獻率下降時，投資和消費就成為投資和消費就稱為拉動經濟增長的主要因素。
（二）三大需求對經濟增長的拉動度
新疆消費對GDP的拉動較投資對GDP的拉動較為穩定；新疆投資對經濟的拉動近幾年要高于消費對經濟的拉動；新疆消費和投資對于GDP的拉動百分點要多于凈出口的；凈出口對GDP的拉動在大多數年份中為負值。體現了短期內國家宏觀調控中，投資雖然有一定的時滯性，但經濟增長對投資的反應要快于對消費的反應，投資的過快增長會彌補消費需求的不足，帶動總需求的較快增長。凈出口部分不僅與一國或地的貿易稟賦、貿易政策有關，也與外需及內外部環境的不確定性有關。
（三）居民消費、政府消費以及農村居民消費、城鎮居民消費對GDP的貢獻率和拉動度
新疆政府消費對經濟增長的貢獻率越來越大，從1991年的2.8%上升為2010年的26.9%，且在相當年份中大于居民消費對經濟增長的貢獻率。而農村居民消費率低于城鎮居民消費率所以表現出農村居民消費對經濟增長的貢獻率亦低于城鎮居民消費。
新疆政府消費對經濟增長的拉動百分點在不斷提高，從1991年的0.5個百分點增加為2010年的5.9個百分點。且從1999年開始大多數年份是大于居民消費對經濟增長的拉動的。由于農村居民的消費率、對經濟增長的貢獻率低，以至于農村居民消費對經濟增長的拉動度也比較低。
三、新疆三大需求與GDP增長率的關聯度分析
采用灰色關聯度測度方法得出，總體上總投資是拉動新疆經濟發展的主要因素。具體分成各個時期可以看出，1986-1990年內需中兩大因素都是拉動經濟發展的主要因素，兩者的影響程度相當；20世紀90年代初期消費是拉動經濟發展的主要因素；“九五”期間也表現為消費是拉動經濟發展的主要因素；“十五”期間總投資對經濟增長的影響程度最大；“十一五”期間總投資和消費拉動經濟增長的作用相當。
四、結論及建議
以上分析得出：第一，新疆政府消費率在不斷上升，最終消費率下降主要是由居民消費率下降引起的；
第二，新疆居民消費率低于全國平均水平，新疆政府消費率高于全國平均水平；
第三，居民消費率的下降尤其是農村居民消費率低，導致消費對經濟增長的貢獻率和拉動百分點的降低；
第四，當外需不景氣時，投資拉動新疆經濟增長的主要因素；
第五，通過灰色關聯度的測度和分析，發現同上的結論，同時也發現最終消費率和投資率在較多的年份中與經濟增長率的關聯度相當。
因此，提出促進新疆消費需求的政策建議。
（一）促進居民增收特別是農村居民的收入，同時提高中等收入者的比重
凱恩斯認為消費是收入的函數，個人的消費在很大程度上與收入有關，亦與其消費傾向有關，消費會隨著收入的增加而增加，但消費的增加額要小于收入的增量，且高收入者的消費層次高消費傾向低，低收入者的消費傾向高而消費層次低。所以要啟動居民消費需求對經濟增長的作用，不僅需要提高居民特別是農村居民的收入，而且要調整不同收入居民的結構。除了增加中低收入階層居民的收入以外，還要提高中等收入者的比重，這樣可以縮小收入差距來促進消費需求。
（二）完善社會保障制度，提高社會保障制度的覆蓋率
新疆社會保障覆蓋面過低，城鎮居民除了基本醫療保險參與率較高外，其他四個險種參保率都很低；農村的社會保障體系剛起步。因此，新疆結合實際情況及時調整社會保障支出結構，健全社會保障功能，改變目前不合理的社會保障支出結構，通過健全社會保障體系來減輕人們的負擔，增強人們的消費意愿。
（三）發展消費信貸，引導消費觀念的轉變
從觀念、政策和環境上支持發展消費信貸，引導居民消費觀念從儲蓄型消費向適度的信貸型消費轉變，提升消費結構升級。為此，信貸機構因加強服務創新和服務功能的完善；健全消費信貸的風險防范機制，在貸款品種上以住房、汽車、旅游、教育貸款為重點，且主要定位在中等客戶，以降低居民的消費成本。
（四）提高道路等基礎設施的覆蓋率，縮短農村居民與市場的距離
城鄉之間市場分割，農村市場規模小，較分散與居住點距離大。這些均不利于農村居民消費的實現，所以要投入資金完善農村公路、電力、通信等領域的建設，從而進一步開拓農村消費市場。
（五）大力發展教育，培育農村居民增收的“造血”功能
教育既是一種消費也是一種投資。作為投資的教育，它是一個重要的投資領域。美國經濟學家舒爾茨發現，不同文化程度的人的“智力勞動”能力之比為大學：中學：小學=25：7：1，說明一個人的文化素質越高，生產勞動能力越強，對經濟增長的貢獻也越大。工人受教育程度高，在同樣時間內付出的勞動多，生產率高，其收入自然也高。所以要像抓經濟一樣抓教育，教育要現行，要通過教育培育居民增收的造血功能。（作者單位：新疆財經大學經濟學院）
參考文獻：
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