1、從最終消費支出組成部分透析提高我國消費率的途徑內容摘要：我國消費率一直偏低并且持續下降，阻礙了經濟增長方式的轉變。因此，提高消費率的途徑是我國一個重要的經濟問題。消費率是指最終消費支出占GDP的比重。本文從最終消費支出組成部分出發，從總量數據與人均數據兩個層次分析消費率的影響因素，探尋提高消費率的有效途徑。實證結果表明：提高農村居民消費率與加快城鄉二元結構的轉變是提高消費率的最重要的途徑。 關鍵詞：消費率 最終消費支出 人均數據 總量數據 提出問題 國家統計局數據顯示，中國最終消費率自1981年以來呈逐步下降趨勢，到2009年下降至47.98%，從經濟理論來看，消費率過低造成儲蓄率過高，進而又

2、促使高儲蓄率轉化為高投資率，導致我國經濟增長主要依靠投資拉動，粗放式的經濟增長難以轉變。因此，很多文章開始研究我國消費率的影響因素，探尋提高消費率的途徑。本文利用總量與人均數據，從最終消費支出組成部分出發，通過分析消費率的影響因素探尋提高消費率的有效途徑。 消費率，是指一個國家在一定時期內的最終消費占當年國內生產總值的比率，又稱最終消費率。最終消費支出包括政府消費支出和居民消費支出兩個部分，其中居民消費支出分為城鎮居民消費支出和農村居民居民消費支出。首先，本文對消費率的組成部分進行趨勢分析，探尋消費率下降的原因。最終消費支出與GDP的增長速度決定了消費率的變化。因此，本文從總量與人均數據兩個層

3、次，分析了城鎮與農村居民消費支出增長率對消費率的影響。城鄉二元結構是我國的基本經濟結構，本文還分析了城鄉二元結構對消費率的影響。 研究變量 基本樣本數據。本文的數據來自中國統計年鑒，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。 從總量數據分析 （一）消費率的趨勢分析 圖1為消費率的趨勢圖。如圖所示，我國消費率總體呈波浪式下降趨勢，2000年以后下降速度明顯加快。圖2為政府消費率與居民消費率的趨勢圖。由圖可知，政府消費率比重波動很小，幾乎為一條直線。居民消費率呈波浪式下降。因此，消費率下降主要的原因是居民消費率下降。圖3為城鎮與農村居民消費率的趨勢圖。

4、由圖可知，城鎮居民消費率呈波浪式上升，農村居民消費率從1985年開始一直快速下降。因此，居民消費率下降是由于農村居民消費率快速下降造成的，提高消費率的關鍵在于提高農村居民消費率。 （二）增長速度來分析 1.GDP與最終消費支出增長率對消費率的影響。為了確定GDP與最終消費支出增長率對消費率的影響，本文消費率計算公式進行變形：（式1）。 由式1可知，消費率由上一期值、經濟增長與最終消費支出增長率決定。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： 回歸方程的擬合優度為0.9995，擬合程度非常好。方程下方括號中的值為系數的顯著性檢驗T檢驗值

5、，三個自變量通過了檢驗，是消費率的重要解釋變量。消費率的前一期值的t檢驗值絕對值最大，說明消費率變化具有很強的連續性。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個單位, wconst就降低0.5090個單位；如果rconst每增加1個單位， 消費率就提高0.5168個單位。經濟增長率與最終消費支出增長率的系數符合理論預期，消費率與GDP增長率是反向變化，消費率與最終消費支出增長率是正向變化。從增長速度來看，消費率降低的原因是最終消費支出增長率低于經濟增長率，提高最終消費支出增長率能更快地提高消費率。 2.GDP與最終消費組成部分增長率對消費率的影響。為了分解最終消費支出增長

6、率的影響，確定最終消費組成部分各自對消費率的彈性系數，本文以wconst-1，ruconst，rnconst，rgconst與rgdpt為自變量建立線性回歸方程 ： 回歸方程的擬合優度為0.9964，五個自變量通過了系數的顯著性檢驗。按照T檢驗值，最終消費組成部分中，農村居民消費增長速度對消費率的影響最大。由方程可知：在其它自變量不變的條件下，如果rnconst每增加1個單位，wconst就提高0.1615個單位。因此，提高農村居民消費支出增長率是提高消費率最有效的途徑。 3.城鄉二元結構對消費率的影響。城鄉二元經濟結構一般是指以社會化大生產為主要特點的城市經濟和以小生產為主要特點的農村經濟并

7、存的經濟結構。城鄉二元經濟結構是我國經濟結構的基本國情，我國居民消費具有明顯的城鄉二元結構。因此，城鄉二元結構是一個不能忽略的消費率的重要影響因素。本文用人口城鎮化水平代表城鄉二元結構的影響，以wconst-1，ulet，ruconst，rnconst，rgconst與rgdpt為自變量建立線性回歸方程： 回歸方程的擬合優度為0.9977，六個自變量都通過了系數的顯著性檢驗。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個單位，wconst就提高0.0232個單位。可以看到，加入人口城鎮化水平以后回歸方程更符合實際經濟運行。消費率的前一期值與經濟增長率的系數值幾乎沒有變化，但是最

8、終消費組成部分增長率的系數值發生了變化。政府消費增長率的系數明顯小于城鎮與農村居民消費增長率，農村居民消費增長率的系數稍大于城鎮居民消費增長率。因此，城鄉二元結構是消費率的重要影響因素。根據人口城鎮化水平的系數可知，消費率與人口城鎮化水平成正向關系，提高人口城鎮化水平可以提高消費率。從人均數據角度分析 （一）人均城鎮與農村居民消費率增長率對居民消費率的影響 由于我國居民的收入與消費都存在城鄉二元化結構，在分析消費問題時一定要考慮城鄉二元化結構，本文在此處用城鄉收入差距代表城鄉二元結構的影響。由于我國統計局沒有公布人均城鄉居民消費支出的統計數據，本文用農村居民消費支出除以農村人口計算的平均值代表

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

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

11、的重要途徑。 實證結論與政策建議 提高農村消費率是解決消費率偏低的根本與關鍵。提高農村居民消費水平是提高消費率重要的有效途徑。在制定消費政策時，應該向農村傾斜。 穩妥地提高消費率。不論消費率還是居民消費率，其前一期值都是最重要的解釋變量，說明消費率具有很強的連續性。同時，增加農民收入與轉變城鄉二元化結構是難度極大的復雜性極強的任務。因此，在制定消費政策時要注意消費率變化規律的特點。 積極改變城鄉二元化經濟結構。由方程3與方程4可知，城鄉二元化結構對消費率的影響顯著。人口城鎮化水平對消費率的貢獻率為0.0232，城鄉收入差距對居民消費率的貢獻率為0.0794。因此，提高人口城鎮化水平與縮小城鄉收入差距都能夠提高消費率，提高經濟發展的質量。 著力提高農民收入。不論從總量數據還是人均數