市场化改革与居民消费论文范文

市场化改革与居民消费论文范文第1篇

摘要：人口年龄结构转变本身具有动态性，与消费的关系也随之变化。文章基于1987-2011年时间序列数据对中国城乡人口年龄结构与居民消费之间的关系进行了比较研究。结果发现：城、乡居民消费率与少儿抚养比之间均具有显著正相关关系，少儿抚养比越低，城、乡居民消费率越低，但少儿抚养比的降低对城、乡居民消费率边际变化的影响差异不大;现阶段整体来看老年抚养比对城、乡居民消费率的作用并不显著;人口年龄结构对消费的影响具有时期效应，与进入人口老龄化阶段之前相比，我国城、乡老年抚养比相对于少儿抚养比对消费变化的影响更大;此外，少儿抚养比通过家庭收入增长率对城镇居民消费具有显著偏效应，老年抚养比则通过家庭收入增长率对农村居民消费具有显著偏效应，这说明伴随着人口年龄结构的转变，城、乡居民分别在子女照料、老人赡养等方面作出了消费倾斜。

关键词：人口结构;抚养比;城镇居民消费;农村居民消费

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2015.02.002

收稿日期：2014-08-20; 修订日期：2015-01-21

基金项目：江苏高校哲学社会科学重大项目“江苏人口老龄化对经济社会发展影响及其对策研究”（2010ZDAXM004）;教育部人文社会科学研究项目“社会养老服务体制机制创新研究——基于江苏苏南、苏中、苏北的调查与比较”（13YJA840008）。

作者简介：王欢，河海大学公共管理学院人口研究所博士研究生;黄健元，河海大学公共管理学院人口研究所所长、教授、博士生导师。

An Empirical Study on the Relationship between Population Age Structure

and Household Consumption in Urban and Rural China

WANG Huan，HUANG Jianyuan

（Population Research Institute， Hohai University， Nanjing 210098， China）

一、引言

消费是经济增长的“三驾马车”之一。1978年改革开放以来，在投资需求拉动和生产主导型经济发展模式的支撑下，我国经历了一段令世界惊叹的经济持续高增长期。然而，随着经济模式逐渐向消费主导型转变，储蓄持续偏高、消费持续低迷带来的问题逐渐显露，消费需求不足已经成为当前制约我国经济快速发展的重要原因。现阶段，尽管我国经济增长率仍保持在年均7%以上的较高水平，高于美国、英国等西方发达国家，我国居民消费率却以每年约1个百分点的速度持续下降，甚至低于部分发展中国家，形成了特有的“高储蓄-低消费”局面^[1]。

对于消费不足的原因，学界进行了多方面探讨，认为影响消费的因素是复杂的：从利率水平、物价水平、消费行为习惯、收入支出不确定性，到历史及文化传统、经济增长速度、社会保障制度、收入分配制度，都可能是消费率变动的重要原因。但随着世界范围内人口结构转变进程的加速，人口年龄结构与消费之间的关系也逐渐被纳入消费影响因素的研究范畴。莫迪利安尼（Modigliani）和布伦贝格（Brumberg）提出生命周期假说，为人口年龄结构对消费的影响提供了一个解释框架^[2]。生命周期假说认为，消费者一生的财富是封闭的，消费者只在其生命周期内享用所有财产，财产不会发生代际转移，且消费者各阶段的消费水平取决于其一生的总收入，消费水平与其生命周期密切相关，消费者将自己一生的预期收入在不同年龄段进行最优配置，以取得跨期效用最大化^[3]。一般情况下，劳动年龄人口的收入在满足自身消费之外，一部分用于抚养下一代，另一部分用于储蓄以供退休后使用。劳动年龄人口对应于正储蓄，而少儿人口和老年人口对应于负储蓄。当一个经济体中劳动年龄人口比重上升时，经济体总储蓄率上升;当少儿人口和老年人口比重上升时，经济体总储蓄率下降^[4]，即人口年龄结构的变化会引起消费率和储蓄率发生相应改变。

然而，国内外学者对中国人口年龄结构变动与消费之间关系的研究却作出了不尽相同的解释，得到与生命周期假说并不完全一致的结论。结论一，人口老龄化对消费有正向影响。汪伟通过对中国1989-2006年经济增长、人口年龄结构的省际面板数据研究，认为抚养比下降是中国储蓄率上升的原因，伴随着抚养比的下降，经济增长对储蓄率上升的贡献会不断强化，反之则弱化^[5]。谭江蓉、杨云彦基于1%人口抽样调查数据和人口普查省域截面数据研究，认为我国农村人口老龄化对农村居民消费倾向具有显著的正向影响，与生命周期假说的结论一致，但对生命周期假说在我国农村地区的适用性提出了质疑^[6]。结论二，人口老龄化对消费有负向影响。莫迪利安尼等人使用中国1953-2000年有关储蓄的时间序列数据发现，储蓄率和长期经济增长率及负担系数之间存在显著的协整关系，认为人均收入增长率和少儿抚养系数的变化能够解释中国的高储蓄率^[7]。李春琦、张杰平则根据1978-2007年我国宏观年度数据研究指出，少年抚养系数和老年抚养系数对居民消费均有显著负向影响，农村居民消费习惯非常稳定，研究结论不支持生命周期假说^[8]。万克德等人通过对山东省1995-2010年城镇居民消费的时间序列数据分析发现，人口老龄化将会引起城镇居民储蓄率降低，同时人口年龄结构的转变也会带来消费结构的变化^[9]。毛中根等人利用1996-2010年省际面板数据研究发现，老年抚养比的提高是导致居民消费降低的一个重要原因^[10]。结论三，人口老龄化对消费无明显影响。科里（Kraay）基于1978-1989年中国分省居民储蓄家庭调查面板数据的研究认为，在统计意义上，样本期间抚养系数对储蓄并不存在显著影响^[11]。李文星等人利用中国1989-2004年的省际面板数据，研究指出我国儿童抚养系数对居民消费具有负向影响，但这种影响并不大，老年抚养系数变化则对居民消费的影响不显著，因此认为中国人口年龄结构的变化并不是中国目前居民消费率过低的原因^[12]。结论四，人口老龄化对消费具有阶段性变动影响。于潇、孙猛研究发现，在人口老龄化起步阶段，老年人口比重快速提高的同时会伴随着少儿人口比重的迅速下降，当少儿消费系数低于老年消费系数时，人口老龄化对消费的影响为正向，当人口老龄化进入中期阶段时，会对消费产生负向抑制，当人口老龄化为晚期时，不会对消费产生影响^[13]。综合来看，上述研究大多支持了人口年龄结构与居民消费具有相关关系的观点，但是由于研究方法、模型建构和变量选取等方面的原因，人口年龄结构转变对居民消费的影响仍然尚无定论。

近年来，我国人口年龄结构转变进程不断加速。笔者根据《中国统计年鉴2013》及国家统计局网站公布的数据计算得出，2012年底，我国65岁及以上老年人口已经达到12714万人，比2000年净增加3893万人，老年人口占比达到9.4%，超过人口老龄化国际标准2.4个百分点;14岁及以下少年儿童人口减少到22287万人，比十年前净减少6725万人，少年儿童人口占比降低6.4个百分点至16.5%;城乡人口年龄结构转变差异则持续扩大，截至2012年底，农村地区65岁及以上人口占比高出城镇地区将近4个百分点。在这样剧烈的人口年龄结构变化过程中，我国经济和社会发展势必会受到一系列深刻而长远的影响。本文关注的是，我国城乡居民消费是否会因人口年龄结构转变而产生相应的变化？如果是，人口年龄结构转变与城乡居民消费的关系如何？为回答这些问题，本文基于1987-2011年我国城乡人口年龄结构与消费的时间序列数据进行实证分析。与以往研究相比，本文主要有以下几个特点：一是现有文献多对我国城乡居民消费情况进行分别研究，而本文则在同一分析框架下对我国城乡人口年龄结构与居民消费关系进行比较研究，挖掘共性与异性;二是已有研究多采用截面数据或面板数据，缺乏就人口年龄结构因素对消费影响的动态分析，本文将基于协整理论进行更深入的探讨;三是本文将采用更新的数据，做到规范分析和实证分析相结合。

二、我国人口年龄结构与消费变动

1.人口年龄结构不断老化

自20世纪70年代以来，在计划生育外力遏制下，我国总和生育率不断降低，由高位水平下降至超低生育率范畴，2010年全国第六次人口普查数据显示，我国育龄妇女总和生育率仅为1.18。持续超低生育率所带来的，是人口年龄结构的剧烈转变。笔者根据历年《中国统计年鉴》以及国家统计局公布的第五、第六次全国人口普查数据计算得出，20世纪90年代初期，我国人口年龄结构相对年轻，65岁及以上老年人口占比仅为5.6%，少儿抚养比为41.5%，老年抚养比为8.3%，于2000年正式跨入老龄化队伍之后，我国人口年龄结构进入加速转变阶段。截至2011年底，少儿抚养比进一步减少到22.1%，比1990年减少近20个百分点，而老年抚养比则上升至12.3%，比1990年增加了5个百分点。与此同时，我国城乡人口结构转变差距也在不断扩大，20世纪90年代初期我国农村地区65岁及以上人口占比仅高于城镇地区0.6个百分点，而到2011年这一差距进一步扩大到2.4个百分点;在抚养比上，城、乡少儿抚养比分别由1990年的30.77%和45.75%下降到2011年的8.39%和26.57%，城、乡老年抚养比则分别由1990年的7.03%和8.87%上升到2011年的10.27%和14.62%。由此可见，在整体人口年龄结构快速老化的进程中，与城镇地区相比，我国农村地区正在经历更为剧烈的人口转变过程。

2.消费率持续下降

改革开放以来，伴随着我国经济的持续快速增长，城乡居民收入也呈现明显的上升趋势。根据历年《中国统计年鉴》中的数据可知，2011年底，我国城镇居民实际人均可支配收入已经达到7980.03元，是1990年的5.2倍，年均增长率为8.24%，农村居民实际人均纯收入也从1990年的686.3元增加至2011年的2696.17元，翻了两番，年均递增6.08%。但与此同时，我国居民消费总额占国内生产总值的比重却逐渐降低，由1990年的48.85%下降到2011年的35.75%，降低了13.1个百分点。2011年城、乡居民平均消费倾向仅为0.70和0.75，比1990年分别降低了0.15和0.90。尽管近年来我国居民平均消费倾向仍然处于相对较高水平，约将2/3的收入用于消费性支出，但从居民消费总额占国内生产总值比重持续下降的变化趋势来看，消费不足仍然会对我国经济持续快速增长造成不利影响。

三、模型构建与数据选取

1.模型构建

霍尔（Hall）在理性预期理论和生命周期理论基础上构建了个人消费的随机游走模型，认为个人当期消费主要是受到前期消费的影响，个人消费行为具有一定的稳定性^[14]。基于霍尔的个人消费模型，本文将居民消费率作为对个人消费的度量，构建居民消费率的随机游走模型：

conrt=conrt-1+ε（1）

其中，conrt为当期消费率，conrt-1为前期消费率，ε为随机扰动项。为考察人口年龄结构对消费率的影响，本文将少儿抚养比（fyr）和老年抚养比（for）作为解释变量纳入霍尔随机游走模型之中，得到如下模型：

conrt=α0+α1conrt-1+α2fyrt+α3fort+ε（2）

在模型（2）的基础上，进一步考虑其他一些对居民消费率有影响的因素。莫迪利安尼等人在其对生命周期理论的扩展研究中发现，居民收入增长率会对居民消费率产生影响，两者存在负相关关系^[7]。凯恩斯（Keynes）也认为消费与收入密切相关，并存在消费倾向随收入增加边际递减的可能^[15]。因此，本文将人均收入增长率（incgr）纳入模型以考察其对消费的影响。此外，本文还引入通货膨胀率（ifr），以反映物价及宏观经济环境不确定性对居民消费的影响;同时，考虑到城镇化进程中城乡居民生活交集逐渐扩大，消费的示范效应可能会影响居民消费行为，故引入收入比（incr）反映这一生活变化对居民消费的影响。综上，得到基本模型如下：

conrt=α0+α1conrt-1+α2fyrt+α3fort+α4incgrt+α5incrt+α6ifrt+ε（3）

人口年龄结构转变意味着人口群体正在经历一个青壮年人口逐渐减少、中老年人口不断增多的动态变化过程，这一人口年龄结构转变过程相应会引致人口群体消费行为的改变，从而使得整体人口群体在人口年龄结构不同转变时期表现出不同的消费倾向。在分析人口年龄结构转变与居民消费关系的时候，为对比不同人口年龄结构转变时期消费行为的差异及变动方向，有必要引入人口年龄结构变量与时间变量的交互项。在式（3）中引入时间变量time与人口抚养比的交互变量，构成扩展模型1：

conrt=α0+α1conrt-1+α4incgrt+α5incrt+α6ifrt+α7time*fyrt+α8time

*fort+ε（4）

消费行为不仅与人口年龄结构有关，同时也受到收入水平的影响。无论是凯恩斯的绝对收入假说，还是弗里德曼的持久收入假说等，都认为消费与收入、收入增长率有密切关系。由此，收入很可能会将人口年龄结构对消费的影响进行强化，即在居民收入增长率越高的情况下，人口年龄结构对居民消费的影响可能就越显著 ^[16]。本文在基本模型中加入人口结构与居民收入增长率的交互项，以反映收入因素对人口年龄结构与消费之间关系的影响，从而构成扩展模型2：

conrt=α0+α1conrt-1+α2fyrt+α3fort+α5incrt+α6ifrt+α9fyrt*incgrt+α10fort*incgrt+ε（5）

2.数据选取

本文数据来自1987-2011年中国城、乡时间序列数据。居民消费率（conr）为居民平均消费倾向×100%，城镇居民平均消费倾向为家庭人均消费支出与家庭人均可支配收入之比，农村居民平均消费倾向为家庭人均消费支出与家庭人均纯收入之比。人均收入增长率（incgr）为经过价格平减后（以1986年为基期）的实际人均收入增长率，城镇居民家庭人均收入增长率为家庭人均可支配收入增长率，农村居民家庭人均收入增长率为家庭人均纯收入增长率。城乡居民收入比（incr）为城镇居民家庭人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比。通货膨胀率（ifr）由消费价格指数增长率近似替代，城镇通货膨胀率和农村通货膨胀率分别由城镇居民消费价格指数增长率和农村居民消费价格指数增长率得到。少儿抚养比（fyr）为0-14岁人口占15-64岁人口比重，老年抚养比（for）为65岁及以上人口占15-64岁人口比重。时间虚拟变量time，取值为0和1（2000年之前time=0，2000年及之后time=1）。城乡居民消费率、城乡居民人均收入增长率、城乡收入比、城乡通货膨胀率由1988-2012年《中国统计年鉴》中相关数据整理计算得到，少儿抚养比和老年抚养比由1988-2012年《中国人口和就业统计年鉴》、《中国人口统计年鉴》相关数据整理得到。

四、 实证分析

1.平稳性检验

平稳时间序列是对时序变量采用传统最小二乘法（OLS）进行回归的必要前提条件，对于非平稳时间序列而言，传统OLS估计会导致伪回归，产生对结果的解释偏差。因此，对时序变量进行计量建模分析前，应对各变量平稳性进行检验。本文采用ADF单位根检验方法，对消费率及相关解释变量的平稳性进行检验。城镇居民消费率、农村居民消费率、老年抚养比、少儿抚养比、家庭人均收入增长率、收入比和通货膨胀率均为非平稳时间序列，但上述各变量的一次差分序列为平稳时间序列。限于篇幅，检验结果略。

2.Johansen协整关系检验

由单位根检验可知，城乡居民消费率及各解释变量均为I（1）过程，为同阶差分平稳时间序列，符合协整关系检验的前提条件。协整分析的经济意义在于揭示各时间序列变量之间存在长期稳定关系。进一步地，对于非平稳时间序列变量，只要变量之间存在协整关系，就可以建立动态回归模型，这时模型残差为平稳时间序列从而不会导致因虚假回归引致的结果解释谬误^[17]。通常情况下，用于变量之间协整关系的检验有恩格尔-格兰杰（EG）两步法和基于向量自回归模型（VAR模型）的约翰逊（Johansen）极大似然法，前者主要用于两变量之间的协整关系检验，而后者则可以用于多变量之间协整关系的检验。本文基于赤池信息准则（AIC）及施瓦兹准则（SC），确定滞后阶数为1，分别得到城镇居民消费率、农村居民消费率、老年抚养比、少儿抚养比、家庭人均收入增长率、收入比和通货膨胀率各变量之间协整关系检验结果，详见表1。

3.模型估计结果

基于OLS法，采用1987-2011年数据对我国城镇、农村居民消费基本模型和扩展模型进行参数估计。从测算结果（初始模型）可以看出，虽然模型整体拟合效果较好，但是仍然存在部分变量不能通过统计检验的情况。说明模型解释变量之间存在多重共线性，需要对部分变量进行适当剔除，否则会导致回归系数估计失真，影响对模型结果的解释。本文采用逐步回归法剔除初始模型中的变量，得到修正模型估计结果，可以看出模型整体拟合效果均有较大提升;模型残差序列的ADF检验结果显示各残差均为平稳时间序列I（0）过程（限于篇幅，具体检验过程略）。对于时间序列数据建模，最重要的是保证残差序列非自相关性[18-19]，鉴于本文模型中将滞后一期的因变量conrt-1作为解释变量，违背了杜宾-瓦特森（D.W.）检验的原假设，这里采用拉格朗日乘数检验法对模型残差序列的自相关性进行检验。残差相关性的拉格朗日乘数统计检验结果显示，不能拒绝模型不存在3阶及以下残差序列自相关的原假设，说明修正后模型的残差不具有显著的自相关性（见表2及表3），这些均反映出修正后模型估计结果的有效性。本文重点关注少儿抚养比、老年抚养比及其交互作用结果，具体参数估计结果见表2及表3。

表2及表3模型参数估计结果显示，我国城、乡人口年龄结构变动对居民消费率的影响并不完全一致。

基本模型修正估计结果表明，少儿抚养比对城、乡居民消费率均具有显著的正向影响，少儿抚养比越低，消费率越低。根据历年《中国统计年鉴》中的数据，20世纪70年代以来，严格计划生育政策的实施使得我国城乡生育率大幅度下降，平均每个家庭拥有孩子的数量急剧减少，少儿抚养比由

表2城镇居民消费率估计结果（被解释变量=conr）

80年代初期的54.6%下降到2012年的22.2%。在以质量替代数量的动机下，孩子数量的减少促使城乡居民加大对子女人力资本投资，更加注重对孩子的教育和培养。然而，从绝对数量上看，计划生育政策下孩子数量大幅减少家庭的即期消费支出仍然会低于拥有较多孩子的非计划生育家庭的即期消费支出。此外，在孩子数量减少的情况下，“养儿防老”无法得到充分保障，增加储蓄就成为我国城乡居民普遍的替代选择，这也是用于抵御老年风险的一种现实策略。由基本模型修正估计结果可知，城镇地区少儿抚养比每降低一个单位，居民消费率将减少0.3961个单位，农村地区少儿抚养比每降低1个单位，居民消费率将降低0.3280个单位，可见人口年龄结构转变并没有造成我国城乡居民消费率边际变化的显著差距。对于这个结果的一种合理解释是，相对于城镇居民，我国农村居民更怀有一种希望子女摆脱农村生活环境、真正成为城里人的心态。面对城乡生活水平上的显著差异，他们不得不在现有相对较低的生活水平基础上大量减少消费，增加家庭储蓄，以便在子女学习、工作、婚姻和住房等方面作出更多贡献。这使得农村居民消费率与城镇居民消费率对人口年龄结构的边际变化率基本处于同一水平。

生命周期假说认为老年人处于生命历程的负储蓄阶段，其消费来源于劳动年龄阶段的储蓄积累，老年抚养比与消费率应具有显著的正相关关系，然而实证分析结果并不支持这一结论。模型估计结果显示，无论城镇还是农村，老年抚养比对消费率的影响均不具有统计上的显著性。虽然在城乡人口年龄结构转变过程中，老年人口增多可能会促使家庭成员对其的赡养支出增加，然而在我国社会保障不健全、谨慎消费习惯及赠遗动机等因素的影响下，老年人也具有较强的储蓄动机。现阶段我国人口年龄结构转变过程仍处于起步阶段，可能是这两方面的效应相当，两者相互抵消后使得人口年龄结构转变并不对总体消费率产生明显影响。但是，随着人口年龄结构转变的进一步加速，老年抚养比对消费率的影响将逐步显现。

在城乡消费率扩展模型1的修正结果中，时间变量与抚养比交互项time*for和time*fyr均能通过显著性检验但符号不同，说明时间与抚养比之间存在交互作用，即在人口年龄结构转变进程中的不同阶段上，抚养比对消费率作用不同。对于城镇居民，time*for系数为负，time*fyr系数为正，说明与2000年之前我国尚未进入人口老龄化社会这一时期的消费率水平相比，人口年龄结构转变带来的老年抚养比的上升导致消费率减少，而少儿抚养比的增加则导致消费率增加;对于农村居民，time*for系数为正，time*fyr系数为负，说明进入21世纪之后，老年抚养比、少儿抚养比的上升则分别导致了消费率的上升、下降，人口年龄结构对消费率的时期作用与城镇居民相反。由此可见，与进入人口老龄化社会之前相比，现阶段人口结构转变在城、乡区域对消费的影响是有差异的。此外，由扩展模型1的修正结果可知，对于城、乡居民均存在time*for系数绝对值大于time*fyr，说明人口年龄结构转变进入加速期后，相对于少儿抚养比，我国老年抚养比对消费率影响更大。

进一步地，修正扩展模型2的估计结果显示，城乡人口年龄结构均通过家庭人均收入增长率对消费率具有偏效应，但具体作用变量不同。对于城镇居民，存在少儿抚养比对消费率的偏效应，具体为：conrfyr=0.4833-0.8901*incgr，城镇居民家庭人均收入每增长1个百分点，偏效应增加0.4744个百分点。且随着家庭人均收入增长率的提高，少儿抚养比对消费率的偏效应呈现线性递减趋势，当家庭人均收入增长率达到54.29%时，少儿抚养比对消费率的偏效应达到拐点。近年来，我国城镇居民家庭人均收入增长率持续保持在8%左右，这意味着现阶段城镇少儿抚养比对消费的偏效应为0.4120，具有正向影响，说明城镇居民家庭消费存在向子女倾斜，而老年抚养比对消费的偏效应不显著可能与城镇老年人具有相对完善的社会保障制度有关。对于农村居民而言，则存在老年抚养比对消费的偏效应，

具体为conrfor=1.7429+4.1930*incgr，即家庭人均收入增长率每增加1个百分点，偏效应增加1.7848个百分点，老年抚养比对消费率的偏效应随农村居民家庭人均收入增长率的增加而上升。进入21世纪以来，我国农村家庭人均纯收入连年增长，根据历年《中国统计年鉴》数据，增长率由2000年的4.18%增加至2011年的11.42%。然而在现阶段尚不健全、水平较低的农村社会保障制度不能充分发挥作用的情况下，家庭对老人赡养的责任不断加重，可能会在较大程度上影响农村居民家庭消费支出决策，出现对老年人生活消费支出的家庭负担水平随老年人口数量上升而不断增加的现象，这与农村老年抚养比对消费偏效应的线性增长模式是一致的。由上述偏效应分析可见，消费与人口年龄结构之间的关系在收入增长这一因素的影响下得到了强化与凸显。

此外，基本模型中城、乡居民消费率的一期滞后（conrt-1）系数均为正，且能够分别通过显著性检验，说明我国城乡居民消费习惯较为稳定，虽然消费水平能够随收入水平增加而上升，但整体消费决策仍然比较谨慎。收入比（incr）对城乡居民消费具有显著影响，收入差距的扩大会导致消费率增长，这一点可能与城镇居民对农村居民的消费示范效应有关。城乡通货膨胀率（ifr）与居民消费率之间不具有显著相关关系，说明目前通货膨胀率并不是消费率变动的主要原因。

五、结论与讨论

总体而言，我国城乡人口年龄结构与居民消费具有密切关系。本文利用1987-2011年时间序列数据，在单位根和协整理论的基础上，基于OLS模型对我国城乡人口年龄结构与居民消费之间的关系进行了实证研究，得到以下结论。

第一，城、乡居民消费率与少儿抚养比之间均具有显著的正相关关系，少儿抚养比越低，居民消费率越低，少儿抚养比的降低对城、乡居民消费率边际变化的影响差异不大;但现阶段老年抚养比对城、乡居民消费率的作用并不显著。

第二，人口年龄结构与时间的交互作用显示：与进入人口老龄化时期之前相比，对于城镇居民而言，老年抚养比的上升导致消费率减少，少儿抚养比的上升则导致消费率的增加;对于农村居民而言，老年抚养比、少儿抚养比的上升则分别导致了消费率的上升、下降;但无论是对于城镇居民还是农村居民，当人口年龄结构转变进入加速期后，老年抚养比对消费率的影响均大于少儿抚养比。人口年龄结构与收入增长率的交互作用显示：城镇、农村居民人口年龄结构通过家庭人均收入增长率对消费具有偏效应，其中少儿抚养比对城镇居民消费率具有显著偏效应，老年抚养比对农村居民消费具有显著偏效应，这表明在家庭收入增长的情况下，城、乡居民家庭消费分别存在向照料子女、赡养老人方面的倾斜。

第三，扩大内部消费需求是促进我国经济增长的关键。根据我国人口年龄结构与城乡居民消费关系的实证研究结果，本文认为现阶段政府首先应该加大对现代农业发展的支持力度，向农村居民作出政策倾斜，减轻农村居民的家庭负担，增强农村居民的消费信心;其次，应尽快完善城乡社会保障制度，特别是建立一体化的城乡养老和医疗保障体系，缩小保障水平差距，降低城乡老年居民对未来不确定性的担忧;最后，政府还应宣传、倡导积极的老年消费观念，对老年市场的发展给予正确引导，大力扶持老龄产业发展。

本文在同一框架下对我国现阶段城、乡人口年龄结构与居民消费关系进行了比较分析。但由于人口老龄化是一个动态发展过程，人口年龄结构转变与消费之间关系也并非一成不变。随着人口老龄化程度进一步加深，城、乡居民消费情况会如何变化，又会有哪些新的差异，这是需要长期动态研究的内容。在平均受教育年限延长、平均预期寿命延长等多方面因素的综合影响下，现阶段国际通用定义下人口抚养比等人口结构指标的适用性也值得进一步商榷。此外，本文主要讨论了人口年龄结构与消费之间的关系，但由于影响消费变动的因素具有高度复杂性（比如人口因素方面可能还与人口性别结构、空间结构等具有密切关系），同时也会受到如经济发展水平、城镇化与现代化水平、社会保障水平、收入分配制度、政府支出结构等诸多因素的影响，这些均决定了将消费问题放入一个更丰富的研究框架中进行讨论的可能性，相关内容尚待进一步展开深入的研究。

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[责任编辑冯乐]

市场化改革与居民消费论文范文第2篇

一、序论

1.城市居民消费结构与物流需求的关系

简单来说就是城市居民消费结构的变化和物流产业的生存与发展是息息相关的，可以说，城市居民消费结构的变化决定着物流发展的兴与衰，不但如此，城市居民消费结构改善还是物流产业兴盛发展的前提条件，也是物流产业在社会地位不断提高的前提条件。正如我们所说的一样，两者是相辅相成的，物流需求同样反映着消费结构的层次与变化，在如今这个惜时如命的快节奏社会里，物流产业的发达与否不但表现并决定了一个城市甚至国家的发达程度，也逐步成为经济发展的第三源泉，可以说，物流产业的发达既能促进消费结构的转型，也是一个城市或国家消费结构良好的表现。

2.含义（含义需要把消费结构和物流需求分开来说）

（1）城市居民消费结构的含义

所谓消费结构，就是城市居民的可支配收入的分配方式。不同的消费方式占总的可支配收入消费的百分比，这就是所谓的消费结构，城市居民消费结构的变化能清晰准确地表现出城市居民生活的水平状况，也是衡量一个地区人民生活水平和经济程度的重要指标。大家众所周知的“恩格尔系数”，是国际通用的衡量消费结构的方法，即食品消费占总消费的百分比。

（2）物流需求的含义

物流需求是指一定时间内物体空间的移动。现代物流对于城市的经济发展具有重要意义与决定性的作用，已经成长为经济增长的第三源泉，物流费用成为商品经济交易的不可忽视的一大部分。马云的成功主要原因就是便利便宜，而其最大的优势，就是物流产业的巨大优势。可以看出，物流产业未来会成长为决定和表现城市居民生活水品和经济发展的重要指标，其前景是相当广阔的。

3.城市居民消费结构与物流需求研究的意义

保证城市居民消费结构与物流需求的合理适应，新中国新时期社会的主要矛盾是人民日益增长的物质需求和落后的生产力之间的矛盾，前面也讲了物流产业对于新时期经济发展的重要作用，那么物流需求对消费结构的适应就显得格外的重要。自1979年改革开放后，我国城市居民的生活有了天翻地覆的变化，当前人民的生活已经不仅仅局限于温饱，有相当一部分居民的生活已经从温饱过渡到小康时期，城市居民的消费结构也发生了天翻地覆的变化，人们更多地把可支配收入投入到享受型的消费中，比如更多的人把余下的可支配收入投入到旅游度假中，我国的城市居民的恩格尔系数自1978年改革开放以来飞速下降，人民生活水平显著提高，从以前的温饱50%下降到如今的30%多，可以说，消费结构的变化是巨大的，对物流需求适应设施的挑战也是巨大的，此项研究能够使我们确切的认识到当前的经济基础与上层建筑的适应关系，对于提升人民的生活水平，调整物流产业的结构有着不能忽视的作用。

二、当前消费结构与物流需求的现状

改革开放以来人民的生活经历了天翻地覆的变化，居民的各项收入也较改革开放以前有了很大的提升，同样的，居民的消费结构自然也就有变化了，我们轻而易举的就能发现居民不再仅仅只是满足于温饱状态下的食品食物的生活方面支出，而把更多的生活中的可支配收入投入到享受型的消费中，如旅游度假，衣着出行，私人车的大量增加，洗浴足疗的大众化，各种高雅文化如西餐厅高尔夫的大量流行和大众普遍化，各种娱乐性消费的快速大量崛起，人们生活的丰富多样化，充分的说明了城市居民的消费结构正在发生变化，更多的娱乐行业正在蓬勃的向上发展，而就在这些行业快速发展的同时，城市物流需求也在禁受严峻的考验，巨大的消费结构变化，意味着物流需求的快速应对，如今的城市居民消费结构已经基本更倾向于娱乐享受型的消费结构，以广东省的消费结构为例，就充分说明了消费结构的变化和其与物流需求的密切的关系。

1.关于城市居民消费结构

（1）首先是2002年的食品消费支出。我们可以很轻易地看出食品消费支出呈上升状态，最开始的2002年食品支出只有4380.36元，可以说城市居民的食品消费还是挺大的，而本年的可支配收入有13380.47元，相对于这个总数，4380.36元的支出真的已经是一个大头，而且本年的恩格尔系数达到了41%，虽然达到了小康状态，但这个结果并不是十分让人满意的，也不是十分理想的，但令人可喜的是2002年-2007年广州市的人民的收入一直在增加，食品消费所占的恩格尔系数除2004年外也逐年递减，这说明城市居民的消费结构出现了很大的变化，从2002年的41%下降到2007年的富裕状态的百32.8%，恩格尔系数的下降意味着广州市物流需求也要做出相应的调整变化，以适应消费结构带来的巨大变化，加强城市物流设施建设调整，才能够应对城市消费结构转型带来的压力，也是城市居民消费结构与物流需求的关系密切的一个具体的表现。

（2）接下来我们看一下衣着消费的支出情况，衣着消费可以说是生活情况转好，城市居民消费结构转型的一个侧面的表现，也是继食品消费之后的第二个明显的消费，衣着的消费情况是生活的温饱和小康，小康和富裕的表现的过渡的关键点，过渡中往往最明显的表现就是衣着消费结构的变化，因为满足食品消费之后，城市居民的消费往往会转移到衣着上，衣着消费结构的变化往往暗示居民生活水平的提高。2002年的衣着消费仅有564.71元，但是从2002年到2007年一直都处于上升的状态，到2007年时，城市居民衣着消费已经达到1183.48元，可以说已经相当高了，对城市物流需求所提出的挑战也是相当高的，城市物流需求的要求和压力较2002年提升了不少，也是城市居民消费结构和城市物流需求关系密切的又一个重要标志。

（3）第三点是与我们生活最为密切的家庭设备用品及服务的消费，这一点是与我们生活较为密切的一点。一般生活方面家庭设备用品及服务的消费，其也能从侧面表现出居民生活水平，城市居民消费结构的变化改善，也是城市物流需求的一个巨大的挑战，同样的，家庭设备用品及服务消费的费用也是逐年增长的，从2002年的仅有的746.85元一直上升到2007年的1092.72元，进一步加强了城市物流需求的压力，也加大了城市物流设施建设的压力。另外，家庭设备用品及服务的消费所占的比例是逐年下降的，这也从侧面表现出城市居民收入的增加，说明了城市物流需求对城市经济的促进作用。

（4）第四点是居民普遍关心的医疗问题的消费结构，这个方面的消费在总的支出的比例并没有十分明显的变化，值得一提的是，医疗费用的逐年上升说明了城市居民更加注重自身的健康问题，也从侧面表现出了城市居民生活水平的提高，医疗问题是早在很久前国家就一直注意的问题，也是城市居民比较关心的一个问题，近些年的医疗消费不断上升也给城市物流的压力带来了巨大的挑战，尤其是医疗用品中物流运输的高要求，对于新时期城市物流需求更是一个巨大的挑战，城市物流设施和物流建设可以说势在必行医疗消费的结构变化是很明显的，2002年医疗消费所占的百分比是5.7%，到2007年的几年间一直处于波动状态，但总体的比例并没有太大变化，总体的消费金额却是逐年上涨的，从2002年的只有592.71元上涨到2007年的1127.15元，不得不说，医疗消费的上涨也是城市物流需求的一个巨大的推动。

（5）接下来的几点，交通和通讯，娱乐文教都代表了城市居民的娱乐享受型消费，交通及通讯的2002年的消费只有1185.74，而2007年交通通讯的消费上升到3509元，可以说增长是十分的迅速，所占的可支配收入的比例也几乎翻了一番，娱乐文教的消费和比例一直都是处于比较高的状态，从2002年至2007年的消费支出的大幅度增长和所占比例的急剧增加可以看出城市居民的生活消费结构出现了巨大的变化，居民食品消费及其比例下降的同时其他娱乐享受型消费行业的快速发展上升，充分表明了新时期城市居民消费结构的巨大变化，也表现出了新时期居民消费的多样化和城市居民享受型消费的崛起，私家车的增多，手机等高精尖技术产品的快速的更新换代以及手机的大众化普及型，通讯越来越便利，人与人之间的通讯更加便利，娱乐型消费的快速兴起，人们对自身身体心理健康的高度重视，使得娱乐放松型的行业消费逐渐的兴起起来，同时，国家对知识教育的重视，随着社会知识层次的普遍提高，人们也越来越重视知识教育，文教类的消费结构发生了巨大变化，所占的花费和比例也达到了很高的高度，这些都对城市的物流需求，物流设施设备建设提出了更新的，更高的要求。

（6）那么需要特别说的一点是居住消费，不得不说，居住消费是城市居民生活中一个最大的消费，同时也是最重要的一个消费，尤其近些年房价的上涨，更使得居住的消费对城市家庭的消费结构产生了巨大的影响，由表可知，2002年的居住消费是981.43元，但是从2002年～2007年一直都是处于上涨状态，到2007年，城市居民居住消费已经达到1878.54元，彻底的翻了一番，所占的消费百分比也有小幅度的回升，不得不说对于城市居民的生活的影响是不小的，也间接地改变了城市居民的消费的结构，从而对城市的物流需求造成一定的影响和改变，同时，城市居民居住消费大幅度上涨，而居住消费所占的总支出比例却变化不大，能从侧面说明人民收入的提高，生活水平的提高，也就意味着可支配收入的增多，城市居民消费也就会随之水涨船高，那么这样就对城市的物流需求造成了一定的影响，也就迫使城市的物流需求和物流设施必须进行改进，以适应城市居民消费的增长带来的巨大影响。

（7）杂项商品及服务，这个就比较简单了，就是城市居民日常消费中的杂项和一些服务，一般也能表现城市居民消费结构的一些小变化，是一个比较小的表现点，从表中可以看出，2002年的杂项消费只有468.90元，从2002年到2007年的几年间一直处于上升状态，2007年的杂项消费上升到了666.62元，令人震惊的是杂项消费所占的总消费的比例却一直在下降，从2002年的4.4%一直下降到2007年的3.5%，这充分说明了城市居民的消费不再仅仅局限于食品家居，而把更多的可支配收入投入到生活的享受型消费中，进一步促进城市居民多样化消费的同时，也丰富了城市居民消费的多样化，促进城市居民消费结构的转型，同时进一步促进城市物流需求，加强城市的物流基础设施建设。

（8）最后两项是城市居民人均消费性总支出和可支配收入，这个就比较简单了，也比较直观，从最初的2002年的分别只有10671.78元和13380.47元一路上涨到2007年的18951.32和22469.00，其增长速度不可谓不快，几乎翻了一番，城市居民收入的大幅度上涨使得城市的消费结构也发生了变化，居民可支配收入的增长会使城市居民的消费结构进一步改善，也会使消费变得多样化，享受型消费的行业及消费额会大幅度增长，城市居民的消费结构会偏向于享受型消费和娱乐型消费，结构的改变会促使城市物流需求也发生相应的变化，对城市物流需求的促进作用也是巨大的，同时，物流设施设备建设也会因为城市居民消费结构的改变而变得更加被重视和被完善。

2.接下来我们看一下城市物流需求的事例。

（1）从表中可以看出，受城市居民消费结构变化的影响，城市物流需求从2003年到2007年发生了巨大的变化，城市物流需求从2003年的只有1494.27亿元一直上涨，最后发展到2007年的2624.24亿元。

（2）可以说，城市居民的消费结构已经发生了巨大变化，可支配收入的增长必然带来享受型消费的增长，受此影响，城市物流需求从2003年的只有29296万吨一直上涨，到2007年已经达到45852万吨，正如前面我们所说的，城市居民消费结构的变化会给城市物流需求带来巨大的影响。两者的关系是密切的，是相辅相成的。

三、消费结构对物流需求影响分析

1.促进城市物流行业的快速发展，会进一步加强城市的物流基础设施建设。

2.使得物流需求更加繁荣，物流公司的数量也会水涨船高，促使物流行业发展为城市经济建设的重要力量，促进物流行业服务质量的提高。

3.促进物流公司的自我完善以应对城市居民消费结构变化带来的城市物流需求变大问题，间接地扩大城市物流的需求，扩大城市物流公司的规模，加强物流行业建社。

4.完善城市居民消费结构与物流需求密切相关，相辅相成的体系机制。

四、城市居民消费结构与物流需求研究的结论

1.城市居民消费结构与物流需求有着密切的联系，随着经济的发展，城市居民消费结构必然会发生巨大的变化，随之而兴起的各大行业也会对城市物流需求产生新的要求。

2.而城市物流需求要对这些新变化做出及时有效的应对措施，当城市物流需求足够发达，能够达到城市居民消费结构的变化时，作为经济发展的第三源泉的物流行业是完全能够带动城市经济的快速发展的，这就又促进了经济的快速发展。

3.进一步改变了城市居民消费结构，继而形成循环，使得城市居民消费结构和城市物流需求相辅相成共同发展进步，达到合理平衡。

4.使得城市居民消费结构日益完善，城市物流基础设施建设和物流行业蓬勃发展，城市居民消费结构和物流需求共同发展，达到城市居民消费体系和物流需求的互惠双赢。

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作者简介：刘东（1992- ），男，天津市静海县人，本科，物流管理专业

市场化改革与居民消费论文范文第3篇

摘要：基于结构向量自回归（SVAR）模型，研究我国居民消费、固定资产投资变动和经济波动之间的动态关系。实证结果表明，尽管我国居民消费、固定资产投资变动和经济波动之间存在正动态冲击效应，但持续性不强，并且居民消费、固定资产投资带动经济增长单位效率差。此外，扩大居民消费对经济增长的效力强于扩大固定资产投资产生的效力。

关键词：经济增长；居民消费；固定资产投资；SVAR模型；结构冲击

一、引言

消费和投资是拉动经济增长的两大引擎，消费的拉动作用较投资的拉动作用更具持续性。尽管我国经济取得了快速发展，但突出的经济增长结构问题影响了国民经济的稳定发展，而且显现了投资对经济增长贡献率超过消费对经济增长贡献率的现象。图1显示，我国居民消费对经济增长贡献率总体处于下降趋势，固定资产投资对经济增长贡献率总体处于上升趋势。从2001年开始，我国经济增长主要由投资拉动。尤其是2009年，在世界经济大幅下滑的情况下，我国经济能够保持8.7%的增长速度，主要是靠政府大量的基础设施等固定资产投资带动的。但是，居民消费、固定资产投资变动引起的经济波动，即居民消费、固定资产投资受到冲击对产出的动态影响不能通过贡献率得以表现，可能存在固定资产投资对经济增长贡献率高，但是固定资产投资受到冲击对经济增长影响弱，这可以通过居民消费、固定资产投资变动和经济波动之间的动态关系来说明。

结构向量自回归（SVAR）模型是研究变量间动态冲击效应较成熟的方法，它是基于向量自回归（VAR）模型提出的。一个n元p阶的SVAR模型：

二、实证分析

（一）变量说明

国内生产总值、居民消费、固定资产投资是一国经济发展水平、消费水平、投资水平最具代表性指标，本文旨在研究居民消费、固定资产投资变动与经济波动之间的动态关系，而增长率是反映波动（变动）较合理的指标。因此，本文选取了实际国内生产总值增长率（RGDP）、实际居民消费增长率（RXF）、实际固定资产投资增长率（RTZ）三个变量，并以1978年为基期（1978=100）的居民消费价格指数和GDP平减指数（根据名义GDP和不变价GDP计算得到），消除1978-2009年居民消费及国内生产总值和固定资产投资的价格因素，从而得到实际增长率（样本期间为1979-2009年）。

（二）SAVR模型及识别

SVAR模型是基于VAR模型提出的，传统的VAR理论要求模型中每一个变量是平稳的，随着协整理论的提出，对于非平稳时间序列，只要各变量之间存在协整关系就可以直接建立VAR模型。所以，首先要对变量进行平稳性检验。本文运用ADF检验，根据AIC和SC准则、DW值、参数t统计量，确定C、T、L,检验结果如表1所示。结果表明RGDP、RXF、RTZ在1%的显著性水平下是平稳的，因此可以直接建立VAR模型，然后对参数施加约束，识别SVAR模型。

建立SVAR模型，其次要确定VAR模型的滞后阶数。EViews5.0给出了判断滞后阶数的模块，一般根据LR（5%显著水平）、FEP值、AIC值、SC值、HQ值进行确定，经过综合比较，选定滞后阶数为1阶。检验结果见表2。

选择滞后阶数时还要注意VAR模型残差的自相关和异方差。经检验，选择滞后1期。残差序列不存在自相关和异方差，由于篇幅限制，将不在列示。

最后,检验VAR（1）的稳定性，若不稳定，脉冲响应函数将失效。经检验，VAR(1)的AR单位根的模都小于1，满足稳定性条件，根据SVAR（1）得到的脉冲响应函数是稳健的、可靠的，检验结果见表3。

对于n元p阶SVAR模型，需对结构式施加n(n-1)/2限制条件才能识别结构冲击。本文建立的SVAR（1）模型含有三个内生变量，即n=3，需施加3个约束条件。一般情况下，依据经济理论对参数进行约束，参数约束有短期约束和长期约束之分。长期约束一般是零约束，是指一个变量对另一个变量的结构冲击的长期响应为0, 而本文所选取的三个变量之间有着较强的相互影响关系。因此，选择短期约束：(1)固定资产投资产生经济效益具有滞后性，又基于我国现实情况，即居民消费与固定资产投资当期相互带动作用较弱，可以认为居民消费变动和固定资产投资变动之间当期无影响，即假设a23=0，a32=0；(2)居民消费变动受当期产出波动的影响，通过建立RXF与RGDP之间的回归方程（依据加权最小二乘估计），估计RGDP对当期RXF的长期平均影响系数为0.785146，因此假设a21=0.785146。

模型估计结果：a12=-0.252974，a13=-0.056602，即实际居民消费增长率每提高一个百分点，在当期实际GDP增长率大约提高0.253个百分点，实际固定资产投资增长率每提高一个百分点，在当期实际GDP增长率大约提高0.057个百分点，说明在拉动经济增长力度方面，居民消费优于固定资产投资。

（三）脉冲响应函数分析

脉冲响应函数是分析当一个误差项发生变化，或者说模型受到某种冲击时对系统的动态影响，用以描绘在扰动项上施加冲击，对内生变量当前值和未来值所带来的影响。本文选择追踪期数为10，实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏离带。

由图2可知，给实际消费增长率一个正冲击，在第1期对实际GDP波动产生最大正效应，约0.379个百分点，之后冲击效应减弱，到第8期已趋于0，但是从第5期到第8期出现了程度微弱的负效应，在第6期出现最大负效应，约为-0.027个百分点，然而从第1期到第8期累积冲击效应约为0.887个百分点。总体上，居民消费变动的结构冲击对经济波动产生正影响，但持续性不强。

给实际固定资产投资增长率一个正冲击，在第2期对实际GDP波动产生最大正影响，约0.216个百分点，之后影响逐渐减弱，到第8期趋于消失，从第5期到第8期也出现了程度微弱的负影响，在第6期出现最大负影响，约为-0.022个百分点，然而从第1期到第8期累积冲击效应约为0.398个百分点。总体上，固定资产投资变动的结构冲击对经济波动产生正影响，但是不仅持续性不强，而且对经济波动的冲击力度弱于居民消费变动对经济波动的冲击力度。

来自实际GDP增长率自身的一个正冲击，在第1期对经济波动产生最大正效应，约为1.499个百分点，然后下降，在第5期出现最大负效应，约为-0.137个百分点，于第7期冲击效应趋于消失，前7期累积冲击效应约为2.187个百分点，总体上冲击影响为正。说明经济波动主要受自身冲击的影响，实际GDP增长率与其滞后值有较大的关联，应注意我国经济发展的长期战略。由于本文变量以实际增长率表示，居民消费增长率、固定资产投资增长率的结构冲击对GDP增长率影响较弱，表达的是，若居民消费增长率、固定资产投资增长率增加一单位，引起GDP增长率较小幅度的增加，只能说明增加单位居民消费、单位固定资产投资，对经济增长的带动力较弱，即效率较差。而不能认为居民消费、固定资产投资不能促进经济增长，因为居民消费、固定资产投资是带动经济增长的两个最主要的动力。

上述实证结果表明，虽然总体上来自居民消费、固定资产投资变动的外生结构冲击对经济波动产生正效应，但是脉冲响应路径显示，仅持续4期正效应，并出现了4期程度微弱的负影响，而且经济波动主要受自身结构冲击的影响，说明我国居民消费、固定资产投资带动经济增长不仅持续性不强，而且单位效率差。但是，由于居民消费变动对经济波动的冲击力度强于固定资产投资变动对经济波动的冲击力度。所以，对于促进经济增长而言，扩大居民消费产生的效力强于扩大固定资产投资产生的效力。

由图3可知，给实际GDP增长率一个正冲击，在第1期对居民消费变动产生最大正效应，约为1.177个百分点，之后从第3期到第6期出现了负效应，在第4期出现最大负效应，约为-0.106个百分点，冲击影响于第6期趋于0，然而从第1期到第6期累积冲击效应约为1.255个百分点。总体上，来自经济波动的外生结构冲击对居民消费变动产生正效应，但只是短期影响。

同样给实际GDP增长率一个正冲击，也是在第1期对固定资产投资变动产生最大正影响，约为3.557个百分点，之后也是从第3期到第6期出现了负影响，在第3期为-0.714个百分点，冲击效应于第6期趋于消失，然而从第1期到第6累积冲击效应约为2.403个百分点。总体上，来自经济波动的外生结构冲击对固定资产投资变动产生正影响，虽然只是短期影响，但是受到经济波动的冲击力度强于居民消费变动受到经济波动的冲击力度。

上述实证结果表明，虽然总体上来自经济波动的外生结构冲击对居民消费、固定资产投资变动产生正效应，但是脉冲响应路径显示，只持续2期正效应，并出现了4期程度微弱的负影响，但是不能认为经济增长对保持居民消费、固定资产投资持续增长效用不大，因为只有产出不断增加才能保证消费、投资的持续增长，这只能说明，我国居民消费、固定资产投资自身存在问题，削弱了产出增加对其增长的持续促进作用。然而，固定资产变动受到经济波动的冲击力度强于居民消费变动受到经济波动的冲击力度，说明我国经济产出倾向于用于固定资产投资，和现实相符，由图1可知，固定资产投资对经济增长贡献率总体上处于上升趋势，尤其从2001年开始，固定资产投资成为拉动经济增长的主要动力。

（四）预测方差分解

方差分解是另一种分析变量间动态关系的方法，是将每个内生变量的方差分解成与各结构冲击相关联的组成部分，用相对方差贡献率评价各结构冲击对每个内生变量的相对重要性。由表4可知，在RGDP方差分解中，居民消费增长率的结构冲击对经济增长率预测方差贡献率经过第1、2、3期增长，于第4期开始基本稳定在8.5个百分点。固定资产投资增长率的结构冲击对经济增长率预测方差贡献率经过第1、2、3期增长，于第4期开始基本稳定在2.1个百分点。经济增长率自身结构冲击对经济增长率预测方差贡献率经过第1、2期下降，于第3期开始基本稳定在89.3个百分点。这和图2脉冲响应分析结果基本一致，经济波动主要受自身结构冲击影响，居民消费、固定资产投资变动的结构冲击对经济波动影响微弱，从而说明居民消费、固定资产投资带动经济增长单位效率差；同时，RGDP方差分解也验证了，居民消费变动对经济波动的影响明显强于固定资产投资变动对经济波动的影响。

在RXF方差分解中，经济增长率的结构冲击对居民消费增长率预测方差贡献率于第5期开始基本稳定在44.7个百分点，但是居民消费增长率自身结构冲击对居民消费增长率预测方差贡献率较大些，于第5期开始基本稳定在54.85个百分点。因此，虽然经济波动对居民消费变动产生了较大程度的影响，但居民消费变动受自身结构冲击影响较大。在RTZ方差分解中，经济增长率的结构冲击对固定资产投资增长率预测方差贡献率经过前4期微弱波动，于第5期开始基本稳定在81个百分点。因此，固定资产投资变动主要受经济波动的影响。由此可知，以上分析结果和图3脉冲响应分析结果也基本一致，经济波动的结构冲击对固定资产变动的影响力较大，从而说明了我国经济产出倾向于用于固定资产投资。

三、结论及建议

本文基于SVAR模型分析了我国居民消费、固定资产投资变动和经济波动之间的动态影响关系，实证结果揭示了以下两方面问题。

（一）我国经济保持长期稳定增长面临压力

居民消费、固定资产投资作为带动经济增长的最主要的两个动力，然而图2脉冲响应函数和RGDP方差分解表明，二者的变动冲击并不能对我国经济增长产生长期且持续的正影响，二者带动经济增长单位效率差，并且图3脉冲响应函数表明，经济增长只对二者增长产生短期影响，从而较难通过持续提高我国居民消费水平、固定资产投资水平影响经济增长。因此，我国经济保持长期稳定增长面临压力，这一问题主要归因于我国居民消费水平偏低及固定资产投资结构失衡。

1．居民消费水平偏低。居民收入是影响居民消费水平的主要因素，图4显示了1978-2009年我国居民收入占国内生产总值比重变化情况。图4表明，我国居民收入占国内生产总值比重，1978-1984年处于上升阶段，但最大没超过60%；1984-1992年处于下降阶段，从1988年开始低于50%；1993-2009年基本保持在40%左右。较长时间内，我国经济产出分配到居民部分较少，居民收入水平偏低。加之我国社会保障制度不健全，存在有钱不敢花现象，以及我国居民重储蓄，居民消费结构不合理，家庭消费支出以住房、医疗、教育消费支出为主，从而造成居民消费水平偏低。长期低收入和低消费造成居民消费带动经济增长单位效率差，不利于经济的持续增长。一次经济增长冲击，虽能带动当期消费较大程度增加，但只要上述限制因素存在，也会对后期消费造成不利影响。

2．固定资产投资结构失衡。固定资产投资按结构分，主要分为建筑安装工程（各种房屋、建筑物的建造工程和各种设备、装置的安装工程）和设备工具器具购置两部分，图5显示了1981-2009年建筑安装工程、设备工具器具购置占固定资产投资比重变化情况。由图5可知，虽然建筑安装工程占固定资产投资比重处于下降趋势，但是每年都在60%以上，而设备工具器具购置占固定资产投资比重没有超过30%。由此可见，大量固定资产投资用于公共基础设施、房屋等建筑物建设，而用于企业购买生产设备、器具等生产投资较少。这一现象容易造成重复投资，物品、服务供给长期增长受到限制。这种结构失衡的固定资产投资，尤其是存在大量质量差的重复投资，造成固定资产投资带动经济增长单位效率差，必然影响经济持续稳定增长。

（二）我国经济增长存在投资短期性问题

图2脉冲响应函数和RGDP方差分解表明，对于促进经济增长而言，扩大居民消费产生的效力强于扩大固定资产投资产生的效力，然而图3脉冲响应函数和RXF、RTZ方差分解表明，我国经济产出倾向于用于固定资产投资。事实上，我国已显现投资拉动型经济增长模式，主要因为：消费增长受收入、消费习惯、社会保障制度、宏观经济发展状况等因素影响，因此短期内消费增加程度有限；然而，短期内投资能够得到较大程度增加，并且容易受政府宏观经济调控控制，因此政府能够在短期内通过大幅增加投资刺激经济增长。我国应对国际金融危机的4万亿财政刺激计划，使得我国在国际经济形势恶化的情况下仍保持了8.7%的增长速度，而这项计划的大量资金用于公共基础设施等建筑物投资，充分说明了短期内能够通过大幅增加投资刺激经济增长。但是，投资的最终目的是生产更多的物品和服务以满足居民需求，扩大投资刺激经济增长在长期内最终要落在消费上。因此，我国靠投资拉动经济增长具有短期性，应以消费作为拉动经济增长的主要动力。

综上所述，为使我国经济健康持续稳定发展必须从以下几方面入手：第一，调整固定资产投资结构，加大企业生产设备性投资，扩大企业生产规模，为社会提供更多的物品和服务。首先，合理规划公共基础设施建设，防止重复投资，减少盲目投资，降低对资金的占用率；其次，控制房地产建设规模，加强对资金流向房地产市场的管制；最后，根据国家产业结构调整目标，加大对生产企业尤其是中小生产企业的资金扶持，尤其是制定合理的贷款优惠政策，满足生产企业扩大规模对资金的需求。第二，调整投资消费比例，扩大经济产出用于居民消费部分。主要是提高居民收入水平，合理调整国民经济初次分配，加大再分配力度，尤其是健全并完善工资管理制度，减轻企业税收负担，提高职工薪酬待遇，拓宽农村居民收入渠道，积极引导农村剩余劳动力转移。第三，建立健全社会保障制度，提高社会福利水平，优化消费结构，增强居民消费信心。主要应完善养老保险、医疗保险、住房公积金制度，提高保障水平和覆盖率，降低住房、医疗、教育支出占家庭消费支出的比重，提高生活消费品支出占家庭消费支出的比重，从而避免有钱不敢花现象。

参考文献：

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（责任编辑：关立新）

市场化改革与居民消费论文范文第4篇

【摘要】近年来，随着经济结构调整，安徽省现金流通也呈现出新的特点和趋势。本文在对安徽省现金流通特征与产业结构演变进行分析的基础上，分别建立关于现金投放量与现金回笼量的向量自回归模型，然后利用格兰杰因果关系、脉冲响应函数和方差分解实证分析了产业结构、需求结构和城乡结构等因素对现金投放量与现金回笼量的动态影响。这对现金管理部门关注与分析经济结构变化，强化现金流通管理具有非常重要的现实意义。

【关键词】经济结构 现金流通 VAR模型 政策建议

一、引言

现金是货币供应量中的重要组成部分，也是其中最活跃的一个层次。对现金投放和回笼规律的研究不仅是货币政策能否顺利实施的保证，同时还对地区经济结构调整发挥至关重要的作用，因为现金投放和回笼的规模及结构可以直接反映一个地区经济结构及其发展水平的变化。近年来，安徽省的产业结构、需求结构、就业结构、区域结构、城乡结构等随着经济发展的具体实际不断深入调整和优化。2014年安徽省政府工作报告中指出，经济结构调整是实现经济社会全面、协调、可持续发展的主要路径。伴随着经济结构的变化，安徽省现金运行也呈现出新的特点。近十年来，安徽省现金投放、回笼量分别增加了3～4倍，净回笼额逐年攀升，居高不下。中国人民银行行长助理金琦（2010）指出，随着社会经济的不断发展，迅速提升现金社会管理和服务水平迫在眉睫。现金供给必须要满足于现金需求，服务于经济社会发展的要求。因此，研究安徽现金流通与经济结构的关系是保持适度货币供应量的重要基础。

二、安徽省现金流通特征分析

（一）现金流通量逐年攀升，现金增长率呈现周期性变化

伴随着经济的快速增长，安徽省现金流通量也呈现逐年增长态势。全省GDP总值从1995年的2003.58亿元增长至2013年的19038.9亿元。现金投放和回笼分别增长了7倍和10倍。从投放回笼增长率来看，1996年～2013年安徽省投放回笼增长率与GDP的增长均呈现出周期性变化过程。安徽现金回笼的年平均增幅为15.83%，现金投放年均增幅为11.83%。其中，1997年、2001年、2004现金投放和回笼增长特别突出，投放增幅分别达到20.35%、13.22%、18.37%，回笼增幅分别达到18.83%、25.02%、20.89%。2006年至今，流通中现金总量增长率虽然也有起伏，但变化幅度明显减缓。

（二）现金净回笼额逐年攀升，居高不下

1995年～2000年，现金呈现出净投放和净回笼并存的现象，并且净投放和净回笼量都比较小。从2000年开始安徽省现金持续呈现净回笼态势，净回笼增长率除2002年、2006年和2009年的8.79%、3.68%以及3.75%，其余年份均实现两位数增长。总体而言，自2000年以来安徽省现金运行均处于净回笼增长阶段。

（三）从券别结构来看，100元券是占比第一位的券别

10元券是使用率最高的中档货币，20元是其补充；1元券是最主要的找零券别，但回笼渠道略为不畅。从投放情况看，100元券投放比重总体持续上升，且始终占据主导地位，50元券在2004年以后投放占比呈下降趋势。20元2006年以后投放数均稳定在2.5%左右，而10元券则维持在10%上下波动，说明在中档货币中，10元券受群众欢迎程度较高；1元、5角、1角券在2005年后基本保持稳定，且1元券投放占比仅次于100元券，反映出1元券一直充当找零的重要角色；分币在2000年后基本没有投放。从回笼情况看，100元券回笼比重逐渐增大，且占据主力地位，反映出随着经济发展，人民生活水平提高及物价的上涨，大面额使用量越来越多；50元券回笼比重略有下降，20元、10元、5元券回笼比重较小，且逐年下降，其中10元券回笼占比高于20元券和5元券，说明中档货币中10元券使用频率相对较高；1元、5角和1角券回笼占比最小，其中5角和1角自2009年以来回笼占比几乎接近于零，剔除硬币易沉淀性因素，可见5角和1角使用量逐年下降，1元券在找零券别中使用率最高；自2000年以来安徽省分币基本没有回笼，反映出分币已淡出群众日常生活丧失辅币找零作用。

（四）投放回笼的季节性特征明显

分析近四年月度现金投放回笼数据，安徽省总体上呈现“春节前大投放，春节后大回笼，6、9、12月少量净投放，其余月份小幅净回笼”的规律。现金投回年度内仍表现出生产、消费的季节性特点，6月农副产品收购旺季，现金净回笼减少或出现小幅净投放；春节、“五一”、“十一”传统节假日后现金净回笼迅速。

（五）现金投放回笼的区域格局显著

从近五年安徽省各地市现金投放回笼情况看，淮南、马鞍山、淮北、铜陵作为主要的资源型工业城市，现金均呈现净投放状态，其他地市均呈现净回笼态势。在现金净回笼城市中，合肥、阜阳、安庆净回笼量位居前列。合肥市作为省会城市，是安徽省经济的龙头，中心城市经济效应明显。阜阳、安庆是安徽省传统的现金净回笼地区，区域经济相对落后，城镇化水平较低。外出务工人员创造巨大劳务收入，由于地方经济发展不活跃，资金大部分进入金融机构，形成回笼。

三、安徽省经济结构演进特点和变化趋势

经济结构是一个由许多系统构成的多层次、多因素的复合体，是衡量一个国家和地区经济发展水平的重要尺度，其内涵包括经济发展过程中的需求、产业、就业、区域、城乡等方面的结构和比重。经济结构合理就能充分发挥经济优势，促进国民经济各部门的协调发展。本文主要从产业结构、需求结构、城乡结构、地区结构几个方面探讨近年来安徽省经济结构的变化特点和变化趋势。

（一）产业结构

1.各产业保持适度增长，产业结构转换实现历史性突破。世界经济发展史证明，产业结构中第二、三产业比重的高低、各产业内部新兴产业比重的高低，一定程度上标志着一个国家或地区经济发展水平和经济结构层次的高低。随着安徽省经济持续快速健康发展，产业结构也不断优化升级。一、二、三产业占GDP的比例由2000年的37.4∶38.2∶24.4调整为2013年12.3∶54.6∶33.1，第一产比重下降25个百分点，二、三产业比重分别上升16.4和8.7个百分点，实现了产业结构由“二一三”到“二三一”质的突破。特别是近几年，安徽省积极推进产业结构调整，产业结构升级加速，工业主导型增长格局进一步强化。从安徽省国内生产总值结构的统计数据可以看到，第二产业比重呈快速上升趋势，尤其是2004年以来第二产业发展迅速，2013年达到54%；第三产业呈现平稳发展趋势，相比2003年占比有所下降；第一产业比重持续下降，2013年占比只有12.3%，安徽渐渐从农业大省向工业大省迈进。

2.产业内部结构明显改善。第一产业中，农、林、牧、渔业比例关系逐步调整。农业比重下降，牧业、渔业比重上升。同时农业内部结构调整的步伐也在加快，粮食和经济作物比例得到调整，大宗农作物开始向优质高产高效、专业化和区域化方向发展。第二产业中，工业开始由传统工业向现代工业转化。交通运输设备和电气机械及器材制造业等行业成为高增长行业，饮料制造业、纺织业、通用设备制造业等传统行业成为下降最快的行业。工业创新驱动力继续加强，高新技术产业、装备制造业、战略性新兴产业迅速发展。第三产业平稳发展，规模不断扩大。三产增加值由1995年的888.54亿元增加到2013年的6286.8亿元，年均增长13.7%。第三产业中，传统行业稳步发展，新兴领域不断拓展。交通运输业、批发和零售贸易业比重呈下降趋势，邮电通信业比重则不断上升；金融和保险业所占比重呈下降态势，房地产业、社会服务业、卫生体育和社会福利业等比重则有不同程度的上升。

（二）需求结构

1.投资率不断上升，消费率趋于下降。安徽省投资率由1995年的41.16%上升到2012年的51.45%；消费率由1995年的58.84%上升至2002年63.68%，然后开始下降到2012年的49.03%。由于安徽省净出口比例较低，对整体经济的影响较小，安徽省经济的需求结构变动主要表现为消费和投资之间的此消彼涨。

2.投资向优势行业和高技术行业集中，效益明显提高。投资对经济增长的作用具有双重效应，它既能增加生产能力，又对生产构成需求。投资结构调整是产业结构优化升级的先导。从2005年到2012年，安徽省黑色金属冶炼业投资增加了近8倍，占全部工业行业投资的比重上升12.2个百分点；非金属矿物制品业投资增加3.4倍，比重上升5.2个百分点；交通运输设备制造业投资增加3倍，比重上升4.1个百分点；采掘业投资增加1.8倍，比重上升2个百分点；医药、食品制造、电子设备等行业投资比重也有较大提升。2013年，全省高技术制造业完成投资618.4亿元，增长23.1%，增幅超过了全部制造业投资2.7个百分点。投资的大幅增加，有力地促进了上述行业的快速发展，进而使全省工业行业结构发生了较大变化。提高投资效益的客观要求是加快结构调整的必然结果，近年来，安徽省资本形成总额中存货变动所占比重大幅度下降，存货变动占GDP的比重由2000年的5.5%降到2012年的1.02%，表明投资效益得到明显改善，宏观经济运行质量逐步提高。

3.消费内部结构变动大，消费结构升级明显。近年来，安徽省最终消费呈现三大特点：一是政府消费增长强于居民消费。从2000年到2012年，最终消费中，居民消费占比由82.94%下降到77.77%，政府消费占比则由17.06%上升到22.23%，上升了5.1个百分点。二是城市消费强于农村消费。居民消费中，农村消费占比由59.70%降至25.29%，下降了34.11个百分点，城市消费占比则由40.30%上升到74.71%，城市消费对最终消费增长的带动增强。三是居民消费结构升级加快。2013年，安徽省人均GDP为31684元，居民消费结构中吃、穿、用的消费比重下降，住、行及文化、教育、旅游、娱乐、体育和医疗保健消费比重上升。2012年，城乡居民恩格尔系数为38.7%和39.25%，分别比2000年下降了7个和13.2个百分点。

4.外需乏力，经济外向度不高。内需仍是经济增长的主要动力。我省的经济外向度一直较低，经济的对外依存度比全国平均水平低20个百分点，实际利用外资不到全国的1%，在用支出法计算的国内生产总值中，继续处于忽略不计的范围。

（三）城乡结构：城镇化建设力度加大，农村剩余劳动力转移加快，城镇化水平进入加速提升阶段

近年来，安徽省大力实施城镇化战略，加快城镇化发展，加速农村劳动力转移。城镇建设力度加大以及农村劳动力大量转移，使安徽省城镇化水平稳步提高。至2013年，全省城镇居住人口由2000年的1706万人增加到2012年的2754万人，城镇化水平由28%提高到46.5%，年均增加1.5个百分点，是建国以来安徽省增长最快阶段。与全国平均城镇化率的差距，也从8.2个百分点缩小到6.1个百分点。

（四）地区结构：市场机制促进了区域优势发挥，合肥及皖江地区发展加速，产业分工更趋明显

从近年全省各地的经济发展状况看，安徽省经济重心正逐步向合肥及长江沿岸城市倾斜，产业集聚效应开始显现。目前呈现“一圈，一带、一群”的区域经济格局（以合肥为中心的城市圈、以合肥、芜湖为双核的皖江城市带和皖北城市群）。区域经济发展呈现以下特点：一是三大经济圈经济发展迅速。皖江示范区发展保持领先优势。2013年皖江示范区实现生产总值12555.5亿元，GDP总量在全省经济中的比重不断上升；合肥经济圈发展快于全省，GDP增幅比全省高0.4个百分点；皖北地区发展缓中趋稳。二是投资向合肥及沿江城市集中。2012年，全省投资中45%投向了合肥及沿江四市，其投资总量及增幅在全省都处于靠前位置。三是皖北地区农业比重大，合肥及马芜铜四市工业优势明显，皖江示范区现代服务业快速发展。2012年，皖北地区一产增加值占全省的46.8%，粮食产量占全省的55.2%；合肥及马芜铜四市工业增加值占全省的40.7%，对全省工业增长的贡献率达到55.4%，全省的家电、交通运输设备制造、黑色及有色金属冶炼等生产企业主要集中在这里。2013年，皖江示范区服务业增加值突破4000亿元，旅游业、文化产业等现代服务业占据较大比重。

四、安徽经济结构与现金流通关系的实证分析

（一）变量选取与数据说明

首先，被解释变量现金流通从投放与回笼两个维度采用现金投放量（TF）和回笼量（HL）进行衡量，同时为了增加数据的平稳性分别对TF和HL进一步取自然对数。其次，产业结构（SC）用第三产业增加值占GDP比重表示。第三，需求结构变量用固定资产投资率（TZ）和最终消费率（XF）代表。最后，采用城镇人口比重（CZ）和流向省外半年以上人数占比占常住人口比重（SW）来反映城乡结构。鉴于数据的可获得性，本文实证样本选取的时间跨度为1995～2012年，所有原始数据均来自《安徽统计年鉴1996～2013》和年度投放回笼统计表。

（二）单位根检验

本文试用Eviews6.进行ADF检验，从检验结果可知，LnTF、LnHL、SC、TZ、XF、CZ和SW均属于一阶单整I（1）序列。因此，LnTF和LnHL可能分别与SC、TZ、XF、CZ、SW存在协整关系。

（三）VAR模型的稳定性检验

由于LnTF、LnHL、SC、TZ、XF、CZ和SW均属于一阶单整序列，因此可以尝试将LnTF和LnHF分别与SC、TZ、XF、CZ、SW建立VAR模型进行实证分析。在建立VAR模型之前，为了选择尽可能长的滞后期，本文利用AIC、SC和LR准则将VAR模型的最优滞后阶数均确定为1。结果表明两个VAR模型都是稳定的。因此，本文以下基于VAR模型的所有分析结果都将是可信的。

（四）格兰杰因果检验

本文首先检验产业结构、需求结构和城乡结构对现金投放量与现金回笼量是否具有显著的格兰杰因果关系，但是发现现金投放量LnTF和现金回笼量LnHL分别与SC、TZ、XF、CZ、SW之间不存在任何显著的因果关系，但进一步检验产业结构、需求结构和城乡结构对现金投放量增长率与现金回笼量增长率是否存在显著的格兰杰因果关系时，却发现产业结构、需求结构和城乡结构分别与现金投放量增长率与现金回笼量增长率存在一定的因果关系。

五、脉冲响应函数

根据脉冲响应函数方法原理，我们通过使用Eviews6.0软件分别给予影响现金流通的因素SC、TZ、XF、CZ和SW一个单位的正冲击，从而分别得到关于现金投放量（LnTF）和现金回笼量（LnHL）的脉冲响应函数图，具体如图1、2所示。在图示中，横轴表示冲击作用的滞后阶数（单位：年度），纵轴表示现金投放量（或回笼量）自然对数的变化率，实线表示脉冲响应函数，代表现金投放量自然对数（或现金回笼量自然对数）对自身冲击及其相关影响因素冲击的反应，虚线表示正负两倍标准差偏离带。

首先，从图1、2中可以看出，当在本期给第三产业增加值在GDP中占比SC一个正冲击后，现金投放量与现金回笼量的脉冲响应函数均表现出一种由负转变为正的变动轨迹。现金投放量和现金回笼量对SC正冲击的响应系数分别在第2期和第1期的为-0.000434和-0.025251，小于零。但在此之后，现金投放量和现金回笼量对SC正冲击的响应由负逆转为正，并且保持一种持续增长态势。其中，现金投放量和现金回笼量的脉冲响应系数值一直增加到第10期的0.025065和0.017188。

其次，从图3、4中可以看出，现金投放量与现金回笼量对固定资产投资率当期一个单位正冲击的脉冲响应函数变化存在较大差异。一方面，现金回笼量在前7年对固定资产投资率正冲击的响应一直为正，其中在第4期达到峰值0.034021，但是从第8年开始由正转变为负。另一方面，现金回笼量对固定资产投资率正冲击的脉冲响应系数虽然前4年出现正负反复，但是从第5年开始一直为负，而且时间越长，固定资产投资率的增加越不利于现金的回笼。

第三，从图5、6中可以看出，现金投放量与现金回笼量对最终消费率当期一个单位正冲击的响应始终为负，即表明现金投放量和现金回笼量与最终消费率之间负相关。一是现金投放量和现金回笼量的负响应值分别在第4年与第2年达到峰值-0.021429和-0.023062。二是现金投放量和现金回笼量对最终消费率正冲击的累积负效应分别是-0.148857和-0.160278。三是以现金投放量和现金回笼量对最终消费率正冲击第10年的脉冲响应系数值为例，分别为-0.010233和-0.013837。综上说明，最终消费率对现金投放量的负效应从峰值、累积效应大小和持续时间等方面均要大于现金回笼量。

第四，从图7、8中可以看出，现金投放量与现金回笼量对城镇人口在总人口中的比重CZ当期一个单位正冲击的响应始终大于零，这表明现金投放量和现金回笼量与城镇人口占比正相关。一是城镇人口占比一个单位正冲击对现金投放量与现金回笼量的扩张效应分别在第9年和第7年达到峰值，分别为0.028516和0.040938。二是城镇人口占比CZ对现金投放量与现金回笼量的累积效应分别为0.230203和0.367461。三是比较现金投放量与现金回流量对城镇人口占比的脉冲响应图发现，现金回笼量在每一年份的响应系数值均大于同期的现金回流量。

最后，从图9、10中可以看出，现金投放量与现金回笼量对流向省外半年以上人数占比SW当期一个单位正冲击的响应始终大于零，这表明现金投放量和现金回笼量与流向省外半年以上人数占比正相关。通过比较现金投放量与现金回笼量对流向省外半年以上人数占比的脉冲响应函数图发现，无论是累积效应、持续时间抑或正效应的峰值都大致相同。其中，现金投放量与现金回笼量对流向省外半年以上人数占比一单位的正冲击的累积效应分别为0.098217和0.099219，正效应的峰值分别是第2年的0.012034和？0.018063。

六、方差分解

脉冲响应函数模型描述的是模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响，而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差来表示）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。本文采用高铁梅（2006）使用的相对方差贡献率（RVC）来表示贡献率。具体的公式表示为：

可以看出，现金投放量的标准误差被分别分解为SC（第三产业占比）、TZ（固定资产投资率）、XF（最终消费率）、CZ（城镇人口占比）和SW（流向省外半年以上人数占比）的贡献比重变化情况。如果不考虑现金投放量自身的贡献率，所有影响因素对现金投放量波动的贡献率都在逐渐增加，但是增加的速度以及贡献率的大小存在的较大差异，贡献率大小依次是固定资产投资率、城镇人口占比、最终消费率、流向省外半年以上人数占比和第三产业增加值占比。首先，固定资产投资率和城镇人口占比对现金投放量波动的贡献率不仅增加较快，而且较大。其中，固定资产投资率和城镇人口占比对现金投放量波动的贡献率最大分别达到32.9116%和23.6452%。其次，最终消费率和流向省外半年以上人数占比对现金投放量波动的贡献率相对稳定，增加非常缓慢。相对而言，最终消费率的贡献程度更大一些。第三，第三产业增加值占比对现金投放量的贡献率很小，且变化也不大，最高年份仅为5.4259%。

如以上图表所示，现金回笼量的标准误差被分别分解为SC（第三产业占比）、TZ（固定资产投资率）、XF（最终消费率）、CZ（城镇人口占比）和SW（流向省外半年以上人数占比）的贡献比重变化情况。如果不考虑现金回笼量自身的贡献率，除流向省外半年以上人数占比之外，各影响因素对现金回笼量的贡献率都在逐渐增加。其中，城镇人口占比对现金回笼量波动的贡献程度最大，在第6年高达58.5680%。另外除了最终消费率对现金回笼量波动的贡献程度大约保持在14～15%左右之外，流向省外半年以上人数占比、第三产业增加值占比和固定资产投资率对现金回笼量波动的影响都相对较小，尤其是固定资产投资率，其最大贡献率也仅为1.3466%。

综上分析可知，各影响因素对现金投放量与现金回笼量波动的贡献大小存在较大差异，这是因为各因素对现金投放量与现金回笼量的影响机制不同所导致的。

七、结论与政策建议

本文首先在对安徽省现金流通特征与产业结构演变进行分析的基础上，分别建立关于现金投放量与现金回笼量的向量自回归模型，然后利用格兰杰因果关系、脉冲响应函数和方差分解实证分析了产业结构、需求结构和城乡结构等因素对现金投放量与现金回笼量的动态影响，并得到了以下结论。

首先，格兰杰因果关系检验发现现金投放量和现金回笼量分别与第三产业增加值占比、固定资产投资率、最终消费率、城镇人口占比和流向省外半年以上人数占比之间不存在任何显著的因果关系，但进一步检验产业结构、需求结构和城乡结构对现金投放量增长率与现金回笼量增长率是否存在显著的格兰杰因果关系时，却发现产业结构、需求结构和城乡结构分别与现金投放量增长率与现金回笼量增长率存在一定的因果关系。

其次，利用脉冲响应函数分析各因素对现金投放量与现金回笼量的动态影响发现，一是现金投放量与现金回笼量对第三产业增加值占比的正冲击的响应函数均表现出一种由负转变为正的变动轨迹。虽然优化产业结构，尤其是三产比重的增加，长期可以从增加现金流通量与现金回笼量两个方面改善现金流通的状况，其中对现金投放的刺激效应要明显好于现金回笼。二是现金投放量与现金回笼量对固定资产投资率当期一个单位正冲击的脉冲响应函数变化存在较大差异。固定资产投资率的上升前期会导致现金投放量的增加，但长期不利于现金的回笼。三是现金投放量和现金回笼量与最终消费率之间负相关，但最终消费率对现金投放量的负效应从峰值、累积大小和持续时间等方面均要大于现金回笼量。四是现金投放量和现金回笼量与城镇人口占比正相关，但城镇人口占比对现金回笼量的增加效应在持续时间、效应峰值和累积效应等方面均要强于现金投放量。五是现金投放量和现金回笼量与流向省外半年以上人数占比正相关，且流向省外半年以上人数占比对现金投放量与现金回笼量的累积效应、持续时间抑或正效应的峰值都大致相同。

第三，利用方差分解分析产业结构、需求结构和城乡结构对现金投放量和现金回笼量波动的贡献大小时发现，固定资产投资率和城镇人口占比对现金投放量波动的贡献率较大，最大限度可分别达到32.9116%和23.6452%；与之相对，城镇人口占比对现金回笼量波动的贡献程度非常大，最大限度高达58.5680%。除了最终消费率的贡献程度基本维持在14%～15%左右，其余变量对现金回笼量波动的贡献程度都非常小。

本文以上实证结论对于现金管理部门关注与分析经济结构变化对现金投放回笼的影响，以及强化现金流通管理具有非常重要的理论意义。为此，本文提出以下政策建议。

（一）掌握现金流通规律，做好现金流通分析预测

一是要与政府、统计、财税、各金融机构等形成合力，加强合作，加大信息共享，准确掌握辖区各种影响现金需求的社会经济因素、文化因素，及时掌握辖区现金投放、回笼新情况、新变化。二是需要定期不定期地对银行业金融机构开展现金检查工作，及时发现现金流通变化趋向及问题。三是建立并完善现金投放回笼监测系统。在商业区、人口密集的居民区、农村地区设立人民币流通监测点。四是进一步加强现金流通理论和政策的研究探索，完善现金投放回笼管理和调控机制，着重分析和研究对现金投放与回笼有重大影响的新因素。

（二）正确引导资金流向，促进经济结构调整

通过目前安徽现金的持续净回笼在一定程度上说明了安徽省的资金运用还有很大空间，很大程度上反映储蓄投资转化渠道不畅，因此人民银行要将货币发行和其他货币政策配合使用，正确引导资金投向，促进安徽省经济结构调整和优化，进而促进当地经济发展。一是要根据农业、农村的发展形势，适当增加农业贷款总量，引导农民增加农业投入；特别是针对安徽省外出打工人员较多的现状，引导帮助部分打工人员回乡创业，用好用活打工收入，繁荣本地市场。二是金融部门要大力支持第三产业的发展，提升第三产业发展层次。三是要用适当的货币去匹配经济发展。现金供给必须要满足于现金需求，服务于经济社会发展的要求，更好的促进经济结构的调整和优化。

（三）加强现金管理，做好现金流通的“质量工程”

一是要保障适应经济社会发展需要的现金供应“量”。根据社会经济发展的状况，重点监测用现量大的企事业单位、金融机构等现金流通情况，注意现金投放的季节效应，保障社会经济合理需求。建立人民币券别投放监测制度，及时了解和掌握辖区内各券别人民币的流通状况人均持有量及市场接受度，并根据实际情况合理调配各券别人民币比例，优化流通中人民币的券别结构。二是注重现金“质”的管理，重点做好人民币整洁度和反假工作。在保证现金供应总量满足的前提下，科学组织货币投放回笼，制定各地区年度小面额货币投放计划，提高原封新券的调运和投放频率，以新逐旧、以投促回，将残损人民币回收工作与原封新券投放相结合。

（四）推广非现金支付工具，大力推进金融服务电子化

要改善安徽省现金持续净回笼的局面，应根据商品流通的新特点和新需要，进一步推广非现金结算工具。金融机构要深入推广银行汇票、商业汇票、个人支票、本票和信用卡等新型支付结算工具运用，畅通结算渠道，降低结算成本，加快结算速度，加强资金支付安全。尤其针对安徽省农产品交易活跃和外出务工收入现金流回较多的情况，特别要完善农村金融服务和有关金融配套设施，加大对农民的宣传，因地制宜不断开发满足农村地区差异化需求的金融服务，尽快改变农村地区支付结算手段落后的局面。

（五）加强立法与信用体系建设等配套措施，更好发挥现金在社会流通和支付中的作用

一是加强立法建设。充分考虑社会主义市场经济条件下现金流通出现的新情况、新问题，在广泛征求社会各界的意见建议的基础上，制订《现金交易法》，明确大额现金交易监测、跟踪调查的范围、时限、违规使用现金应承担的法律责任等条款，为加强现金管理提供法律依据。二是加强社会信用体系建设。不仅要大力宣传非现金结算安全快捷的好处，推广普及非现金结算，更重要的是要加强偏远地区和原材料生产销售地区的支付结算体系建设，为非现结算提供技术支持。三是改善对中小企业的金融服务，拓宽农村信用社的结算渠道。提高金融服务水平，特别是针对目前农村信用社融资结算渠道不畅，客户取现转行外汇（存入它行汇往外地）引起现金投放较多的现状，应从政策和措施上积极引导信用社逐步推广银行本票、银行卡及商业票据承兑贴现等业务，加快联网通汇体系和金融电子化建设步伐，以不断改善服务设施、扩大客户服务范围、缩短结算资金在途时间，最大限度地减少现金使用量，更好地进一步促进农村经济和中小企业快速、健康地发展。

参考文献

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作者简介：丁伯平（1962-），中国人民银行合肥中心支行，副行长，高级经济师，研究方向：货币政策理论与分析。

市场化改革与居民消费论文范文第5篇

摘要：学术逻辑、政治逻辑和市场逻辑是现代大学制度安排的逻辑基础。这三者虽然都是产生于现代大学组织的制度规范体系内，但它们却常常处于冲突和博弈状态之中。大学的“三元逻辑”在大学制度建构中的角逐，反映的是大学制度中学术权力、行政权力和经济权力三者之间的制约状态，表现的是学术利益、政治利益和经济利益三者之间的结构关系。构建现代大学制度，必须处理好三种权力和三种利益之间的辩证关系，三元动态制衡是处理好三种权力和三种利益关系的逻辑归属。

关键词：现代大学；大学制度；逻辑；动态制衡

收稿日期：2014-05-19

基金项目：河南省社科规划项目“新制度经济学视野下的地方高校制度创新研究”（2010FJY016）阶段性成果

作者简介：张锟（1962-），男，河南鹿邑人，河南理工大学高级经济师。

进入21世纪以来，随着建设世界一流大学和高等教育强国战略的实施，构建具有中国特色的现代大学制度成为时代命题。构建现代大学制度，无法绕过的就是大学的逻辑问题。在高等教育大众化、市场化乃至全球化的发展环境下，笔者拟对大学制度的安排逻辑进行深入研究，为我国现代大学制度的建立提供逻辑支撑。

一、大学存在与发展的“三元逻辑”

关于大学的逻辑问题，中外学者从不同的角度进行了不同程度的研究。目前，国内关于大学本质的研究大体可以归纳为三个维度：学术逻辑、政治逻辑和市场逻辑，我们将其称为大学的“三元逻辑”或“三维逻辑”，这正是现代大学制度安排的逻辑基础。

（一）学术逻辑：大学组织生存与发展的边界

所谓大学的学术逻辑，是指大学的以高深知识的传播、推广和发展为追求的基本规律及特征，亦即学术性特征，这是大学作为独特的社会组织生存与发展的本源性基础。组织理论认为，任何人类组织都是属于社会的组织，是社会大系统中的一个基本单元。一方面，任何社会组织都必须与环境进行物质、能量、信息的交换，组织所依赖的环境是组织生存的基本条件；另一方面，任何社会组织都必须拥有自己的边界，使自己成为一个相对独立的单元。组织理论通常用“组织的行动者的特征、行动者之间的关系特征以及他们的活动特征来界定组织的边界”。大学作为一个社会组织也是如此。

纵观大学发展的历程，从其诞生之日起，就从未有过绝对孤立、封闭的发展。当今的大学受外部环境影响之深、之广已是史无前例，但大学始终在不断的适应中保持着自己相对的独立性和独特性，历久弥新，始终薪火相传，其关键就在于维持了之所以为大学的学术性组织边界。自11世纪大学诞生以来，大学研究“高深学问”的学术宗旨没有改变，“追求科学和学术的工作永远属于大学”，“学术”作为从古至今大学发展的中心概念从未被动摇，从未被代替。大学正是通过其学术性稳固并维持了组织的基本边界，而学术自主自然也成为大学制度追求的基本保证和基本目标。因此，大学虽历经近千年，但其追求“高深学问”的初衷和组织本色却没有改变。

大学的这种追求“高深学问”的学术性本然體现在以下三个方面：

第一，大学组织传承和创新知识的活动主题始终未发生改变。在大学发展的过程中，虽然其结构和规模日益复杂和扩展，但它的发展始终围绕着传承知识和创新知识这一主题。尽管不同国家的大学办学模式各异，但“我们都会注意到学者和科学家主要关心四件事情：保存知识和观念、解释知识和观念、追求真理、训练学生以‘继承事业’”。当前，已进入社会中心的现代大学，尽管有环境压力和自身发展的需求，但其组织活动的主题却从未发生改变。

第二，教师作为大学组织活动的主体始终未发生改变。大学是人类发展到一定历史时期产生的社会组织，它是由多元主体在进行知识的生产和传递过程中建立起来的特殊的社会关系和组织形式。大学活动的类型主要包括两大类，即学术活动和管理活动，开展这两类活动的主体就是大学活动的主体，或者说大学的主体就是上述这两类活动主体的集合。但大学的管理活动终究是服务于大学的学术活动，任何组织的管理活动都是实现组织目标，保持组织高效运行的必要手段，它在大学活动中处于从属地位，学术活动始终处于中心地位。大学中的管理人员绝大多数为“双肩挑”，也就是说，他们在参与学校的管理工作的同时，也实质性参与教学、科研等学术活动。“在非常实际的意义上说，教职员工整体就是大学本身——是它最主要的生产要素，是它荣誉的源泉；教师们是这种机构的特有合伙人”。总之，大学的各项活动始终是围绕学术活动而展开的，大学教师作为知识的传承者和创新者，始终处于学术活动的中心和主体地位。

第三，维系大学组织活动的基本规则体系并未发生改变。大学制度是大学活动的基本规则体系，它体现的是大学对自身中心活动的内在要求。从现代大学产生之时起直至今天，大学自治和学术自主一直是大学组织的内在规律、逻辑要求和矢志追求，这也正是大学制度构建的根基和本源，也是大学组织长盛不衰的基础性支撑。在大学与环境互动、博弈的过程中，虽然大学一直保持着“追求高深学问”和构建“象牙塔式精神家园”的“高贵气质”，但其作为社会的一员，必然会受到外界环境的诸多影响和制约，绝对的大学自治和学术自主从未被实现。虽然如此，但大学制度作为维系大学组织追求自身发展的基本规则体系，特别是现代大学制度的构建必然是以大学自治和学术自主为追求目标，这也是大学组织的使命之所在。

（二）政治逻辑：大学的功能在于促进人类发展和社会进步

所谓大学的政治逻辑，就是指大学具有为国家、经济社会的建设和发展服务、承担社会责任的功能属性，这是一种基于教育的政治论哲学的逻辑，亦即“工具论”逻辑。首先，这种逻辑强调的是大学要为国家建设和社会进步服务，要为国家和社会的发展培养人才，为国家建设提供科学技术支撑，大学被纳入国家总体发展战略计划之中。其次，政治逻辑还主张和强调大学作为国家优秀传统文化、社会共同价值观念、政治理念、道德观念的传承者，应该为维护和稳定国家的社会秩序、为国家实施公共政策发挥其特殊作用。

从大学功能的历史演进过程看，大学的政治逻辑是在大学的发展中逐渐强化，并取得了其存在和流行的合法性。在中世纪的欧洲，大学是进行教学和知识交流的团体，这时的大学常常被教会控制。到了19世纪初，德国柏林大学是世界上第一个把教学和科研结合起来的大学。柏林大学的这一办学理念，一方面，促进了德国科学技术和国家的发展；另一方面，促进了民族的团结，使日耳曼民族运动空前高涨，柏林大学继法国之后成为世界科学教育的中心，促进了其他国家的发展。19世纪下半叶，美国高校在接受了德国科学与民主的办学思想之后，也开始重视大学的科研功能，形成了一批研究型大学，这一批研究型大学把科学研究视为大学教育的重要功能。但处在经济发展初级阶段的美国从其经济社会发展的实际出发，并未把兴办“学府”性大学作为其唯一的追求，而是受实用主义哲学思潮支配，把培养实用型人才和直接为社会服务放在大学教育活动的首位。20世纪初，美国威斯康星大学最先提出，大学要以服务社会为己任，并将其付诸实践，取得了巨大成功。此后，美国的大学逐渐成为“公众的服务站”。这种实用性和功利性的教育价值观对美国大学教育的发展乃至国民素质的形成起到了重要的导向作用，至今实用性和功利性仍是美国精神的重要特征。

从我国大学的发展来看，传统大学在制度安排上的哲学基础，就是一种典型的政治逻辑，其主要表现是注重大学在政治斗争和经济社会发展中的工具性价值。即使是现代大学，无不具有服务国家、政府和社会的特征，而且随着社会的不断进步和发展，这种特征变得更加明显。《中华人民共和国高等教育法》明确指出：“高等教育必须贯彻国家的教育方针，为社会主义现代化建设服务，与生产劳动相结合，使受教育者成为德、智、体等方面全面发展的社会主义事业的建设者和接班人。”我国实行的“科教兴国”“人才强国”战略，都是大学的政治逻辑的集中体现。学界关于现代大学应具备培养人才、学术创新、服务社会、文化传承和创新等四项功能的观点更加使大学的政治逻辑成为系统化的理论。

（三）经济逻辑：大学自身生存与发展的利益需求

大学的经济逻辑又叫大学的市场逻辑，是指在市场经济条件下，大学为了谋求自身的生存与发展，自觉顺应国家和地方经济发展的实际需要，主动适应市场需求，开展与经济和市场的良性互动，谋求经济利益。

大学的经济逻辑是由大学组织的经济性决定的。第一，大学是以诸多生产要素构成的特殊的经济组织。现代西方经济学家认为，生产要素包括劳动力、土地、资本、企业家才能等。随着科技的发展和知识产权制度的建立，技术、信息像其他生产要素那样，也是作为相对独立的要素投入生产的。尽管大学与生产经营组织有所不同，但它要维持其教学科研等基本活动的正常运转总是离不开上述生产要素的投入和使用的。同时，现代大学也是一个通过权责分配和相应的层次结构所构成的有机整体。大学的特殊性主要是指它与企业、公司等生产经营组织的生产方式和生产产品的形式的不同而已。第二，大学是以最优资源配置来追求组织效用的最大化。在市场经济社会中，大学组织为实现办学目标，必然对自己有限的资源进行优化和组合，发挥现有资源的最大效率，使获得的各种资源的边际效用与价格比相等。虽然最终未必能够真正实现效用的最大化，但大学在进行决策时，必须会用这种经济理性理念去分析和预测。

大学组织的经济性使得大学与社会经济状况密切相关。一方面，大学的发展促进和推动了经济的发展。大学通过培养高级专门人才、提高劳动者素质、提升社会总体科学文化水平等功能，为经济发展提供智力和文化支撑；同时，大学又通过科学研究和社会服务，为提升企业科技创新能力，节约生产成本，增加知识附加值，来推动整个国家经济的发展；另外，随着高等教育大众化、高教成本分担机制和补偿机制的实施，大学的发展在刺激居民消费的同时也拉动了经济的增长。另一方面，经济的发展也促进和推动了大学的发展。经济作为大学组织生存和发展的物质基础，是大学组织必备的资源，也就是指大学的师资、教学设施等条件；大学教育作为非义务教育，接受大学教育的家庭也必须具有一定的经济基础；经济发展的状况也必然影响大学发展的规模、速度和人才培养的形式、层次、质量、规格等，甚至制约大学组织的优化和变革。

（四）三种逻辑“制衡”发展的理路

资本、权力和知识是现代社会中存在着的三个基本的决定社會结构和关系形态的因素。首先，资本、权力和知识本身因为有着各自质的规定性而形成自己的独特性，并因此独特性而在现代社会中扮演重要的、不同的角色，发挥着特有的作用，甚至发挥作用的路径也是各不相同的。其次，资本、权力和知识之间又紧密地交织在一起，是一种“三位一体”的关联性存在。三者都不可或缺，没有资本即无资源，没有权力即无秩序，没有知识即无发展。但是这三者中的任何一方都不能一股独大，关键是如何在保持各自独立的基础上实现“共赢”与“包容性发展”。

从一定意义上讲，现代社会要实现社会的良性发展和有序治理，就要处理好资本、权力和知识的关系，在一定程度上保持权力和知识之于资本的独立地位。西方国家在大学制度的构建中，较好地制定了大学与社会关系的制度，维护了大学的独立与学术自由的特性。究其原因，一是秉承了自古希腊以来所追求的学术独立于政治和其他社会建制的良好的传统理念；二是在西方市场经济发展的历史路径中，他们深刻地体会到，市场与资本对学术的侵蚀、毁灭的危险性。于是，他们力求最大限度地削弱或者说减少资本对知识的直接干预，这是制度安排与机制设计的主要目标。由于知识的创造和大学的运转是无法完全摆脱对资本的依赖与需求的，所以制度与机制构建的重点就是如何合理地协调大学与资本之间的冲突。在此，权力（即政府）的作用至关重要。由于权力的特殊性质，可以通过公共权力二次分配的方式，也即以财政划拨的方式，将资本输入到大学之中，使其获得知识生产的经济保障和生存的物质条件；权力也可以通过立法的形式规范资本与知识的结合，以确保知识生产的资本独立性与自主性。实践证明，把现代社会“三位一体”的权力、资本和知识适度地分离，保持它们各自相对的独立性，是实现三者良性互动和彼此促进的最佳选择。这种处理知识与资本、知识与权力之间微妙关系的思路，对探索我国现代大学制度的创新，妥善处理学术权力、行政权力和经济权力三者之间的关系，优化学术利益、政治利益和经济利益三者之间的结构具有重要的意义。

二、我国大学“三元逻辑”的矛盾与冲突

如上所述，大学作为一种独特的社会组织，其生存和发展的逻辑逐步从一元学术逻辑转变为学术逻辑、政治逻辑、市场逻辑三元共存的状态。正是这种状态使大学成为一个具有多种社会经济资源的多功能集合体，人们对大学的关注度空前高涨，大学所担负的责任也日益繁重，大学的追求也变得多元和丰富。然而，毋庸讳言的是，大学的“三元逻辑”在很多情况下并不是和谐并存的，恰恰相反，它们之间的矛盾和冲突始终存在着，有时还十分尖锐和突出。现行制度下的中国大学，“三元逻辑”常常处于失衡和纠结的状态，主要体现在以下几方面。

（一）大学的政治逻辑对学术逻辑的抑制

大学的政治逻辑，强调的是大学的“工具性”。国家对大学的干预似乎有着天然的合法性，大学制度的制定就理所当然地主动适应国家的需要，大学的工具化和大学制度的国家政策化就是这一理念最直接的体现。在这种理念的支配下，大学学术逻辑时常受到政治逻辑的威胁，学术逻辑常常因此受到抑制。政治逻辑强调国家在大学制度的构建中的决定性作用，它在大学制度的制定和执行中是国家公共政策运行的一种形式，是国家实现全盘战略的一种手段与策略，与其他形式的国家公共政策具有同质性。若按照此逻辑，那么国家与大学之间就是典型的主从关系，服从与被服从的关系，大学制度必须紧密围绕着国家意志和权力核心进行构建。在我国的当前大学制度中，深深地镶嵌着强烈的政治逻辑，浓烈的权力和政治色彩业已成为现代大学制度改革中的一大难题，当下，学术界有关高校“去行政化”“去级别化”的讨论就是例证。狄尔泰认为，从时间维度考量，人类生活的每一刻既是对过往的反省又是对未来的能动，并呈现出一种连续的过程，也即传统。我国传统文化中的“政教合一”的儒家思想，对我国的教育有着极为深刻的影响。从早期的“修身、齐家、治国、平天下”，到清末的兴新学、御侮救国、振兴民族等理念，无不彰显教育治国安邦的终极愿望和政治责任。新中国成立至今，我国大学管理虽历经多次变革，但国家办大学的基本格局未发生改变，大学对国家权力的依附状态未发生改变，为国家社会经济发展服務的目标未发生改变，大学内部行政权力的强势地位也未发生根本性变革，例如，近年来，国家教育主管部门组织全国高校开展大学章程的统一修订也是一个例证。然而，大学的自主办学和学术自治却显得较薄弱，大学办学的自主权被限定在有限的空间里，大学内部的学术权力很难与行政权力形成制衡。综上所述，“政教合一”这一传统理念对我国教育有着深刻的影响，政治逻辑在大学自治、学术自主方面始终处于主导地位，成为新时期构建我国现代大学制度无法回避的难题之一。

（二）大学的经济逻辑对学术逻辑的挤压

随着市场经济的发展，大学的经济逻辑对学术逻辑的挤压日益严重。经济逻辑的哲学基础是个人主义的方法论，并由此派生出个人主义、自由至上、有限政府等。社会是个体的集合，国家是保障个体在特定制度约束下的追求个人利益的机构。体现在教育方面，经济逻辑的本意是指教育的投入与产出的特性，追求以尽量少的政府干预，通过保证自由交易的选择（即“择校”）来提高教育的质量与效率。这在一定意义上，对大学制度的改革与发展具有很好的促进作用，但我国大学目前的现实情况却与这一本意相去较远，异化的经济逻辑对学术逻辑的挤压日益严重。如近年来，许多高校在内部管理和学术评价等方面纷纷引入目标管理体系，以在限定时间内完成学术成果的硬性指标，并将此作为评价管理者和教师教学、科研效益的主要的甚至是唯一的手段，把薪酬激励作为唯一的激励机制，而对各项学术成果的创新度、实践性及其推广等却无人问津，只追求数量的累积，这种“泛绩效化”倾向，会动摇广大教师追求真理、真知的意志和毅力，教师队伍会普遍出现浮躁、急功近利的现象；教育主管部门在设定职称评审条件方面亦是如此，比如，教职工在规定时间内必须完成一定数量的科研成果，才能取得相应的职称评审的资格，这样一来就出现了大量低水平的学术成果，频频发生学术不端行为，甚至在院士资格的评审中，也不时出现学术不端现象。大学学术评价的外部化制约，加上内部学术评价的利益化倾向，使得大学的学术逻辑被重重挤压，看似轰轰烈烈的学术活动背后，缺少的是“板凳坐得十年冷”的痴迷和执着，这无不令人担忧。同样，在经济逻辑的支配下，一些大学的办学理念和制度安排也受到市场经济的影响。在市场经济与政府转型过程中的某些不足与缺陷，将会直接影响大学制度本身的定位与架构。其主要表现是办学理念的庸俗化和制度安排的短期化，对人才的培养出现“车间化批量生产”的现象，一味设置热门专业，超高生师比和超大班授课现象的出现，都使高校培养人才的质量难以保证。

（三）学术逻辑与政治逻辑、经济逻辑博弈的常态化

大学的学术逻辑强调大学要始终保持学术自由，以此保持大学的边界，因此，面对日益强盛的政治逻辑和经济逻辑的挤压和侵蚀，学术逻辑不得不与政治逻辑、经济逻辑进行不断的博弈和抗争。当政治逻辑或经济逻辑日益处于强势或主导地位时，学术逻辑对政治逻辑的抵触、排斥就会以不同形式表现出来，这是大学的一种本质反应，这种反应也常常因为政治逻辑或经济逻辑的退让变得激烈，学术逻辑展示出无比强大的权力，甚至会达到盲目自由、目空一切的程度。在历史上出现的学术表达超越社会现实、违反经济社会发展规律的现象，就是学术逻辑过于强化的表现，从而导致大学处于故步自封、步履维艰的境地。然而，当政治逻辑和经济逻辑的影响日益加深时，大学又往往会失去其原有的本色和追求，学术逻辑极有可能让位于政治逻辑而成为附庸，迎合市场逻辑而被异化，从而偏离求真的轨道，成为迎合物本逻辑的反学术逻辑。在我国，大学的学术逻辑对政治逻辑的屈服和依附出现在“十年动乱”时期，大学成了无产阶级专政的工具，生产劳动成了大学的主导课程。在中国改革开放和高等教育大众化的进程中，面对新时代的要求，我国的大学摆脱了过去计划经济的影响，主动适应市场需求，追踪和利用市场发展自己。但是，不可否认的是，大学在对市场开放的过程中，不可避免地受到了市场经济的消极影响和侵蚀，大学的功利化追求成为一种普遍现象，大学的学术逻辑受到了空前挑战。当前，我国大学普遍存在的行政化倾向，以及学术不端、学术腐败等现象的产生，就是学术逻辑在与政治逻辑、经济逻辑的博弈中处于劣势的外在表现，这种表现对大学的影响是消极的，承受质疑和责难成为大学无法回避的客观现实，学术自律、学术规范成为大学自救的不二选择。随着经济社会的不断进步和发展，三种逻辑的博弈还会持续，任何一所大学的三种逻辑的稳定和平静状态都是暂时的。

三、三元动态制衡——现代大学制度的逻辑归属

如上所述，博弈的状态是大学的学术逻辑、政治逻辑和经济逻辑表现出的常态，但是要构建现代大学制度，就必须处理好“三元逻辑”之间的辩证关系，即让学术权力、行政权力和经济权力各司其职，使学术利益、政治利益和经济利益各得其所。当前，让学术逻辑回归应是我们处理好三者关系的首要任务。当然，学术逻辑的回归不等于抛弃内外部环境而恣意放大它的权力，而应是理性回归，保持“三元逻辑”在相互制约中的动态均衡，并将其体现和落实到现代大学制度中。

制度经济学理论告诉我们，制度是指人际交往中的规则及社会组织的结构和机制。制度是为调整和固化权力和利益而存在的，因此，不同的制度反映了不同的权力和利益结构。制度创新的動力是由制度的非均衡引起的，制度创新是指制度由非均衡向均衡转变的过程。所以，构建现代大学制度就要找出现代大学区别于传统大学的特质，一方面要从现代大学的权力和利益的结构状况人手，另一方面要对大学制度的均衡状态进行分析。

大学的“三元逻辑”在大学制度建构中的博弈，从本质上讲，它所反映的是大学制度中行政权力、经济权力和学术权力之间的制约状态，以及政治利益、经济利益、学术利益三者之间的结构关系。大学组织会在发展的某个阶段，要么突出单一逻辑在大学制度构建中的作用，即在该逻辑的支配下，过分强调某一权力和利益要素，“一元逻辑”成为大学的哲学基础；要么是对“三元逻辑”进行简单的“混合”。各自独立的逻辑在同一制度体系中的简单“混合”，其实质仍旧是“一元逻辑”的简单相加，各自孤立，且各自通过无序膨胀来挤压其他逻辑。要构建现代大学制度就必须消除上述弊端，遵循大学发展规律，理顺“三元逻辑”之间的关系，建构相互牵制、保持动态平衡的“制衡”关系。

（一）构建现代大学制度必须突破“一元逻辑”的主导，向“三元逻辑”动态制衡状态转变

在现代大学制度构建中，如果只重视、突出某一逻辑，并由该逻辑支配大学组织中的权力和利益要素，那么其他两个逻辑就会被弱化或忽视，这样就必然会回到传统大学制度的“一元逻辑”的老路上去，从而导致现代大学制度整体权力和利益的结构体系处于失稳状态，进而衍生出更多的制度危机。

在建立新的大学制度时，如果政治逻辑成为现代大学制度的“一元逻辑”，这不仅会制约高校潜能的发挥，甚至会出现违背教育规律办学的混乱局面，而且也会影响政府教育目标的实现。因为，如果大学外部的政治权力和政治利益在大学制度中成为主导，行政权力过多地干预大学内部事务，这不仅难以产生对大学的有效激励，难以激发大学的潜能，而且还会造成“千校一面”的状况，导致教育资源分配不公而形成恶意竞争，甚至出现大量浪费的现象。“文化大革命”期间，由于“以政治为纲”，大学出现了很多违背教育教学规律的办学现象，这是特定历史时期的极端现象，但它所带来的历史教训是十分深刻的。

在建立新的大学制度时，如果市场逻辑成为现代大学制度的“一元逻辑”，那么就会使大学失德、失道。市场逻辑深刻地影响着大学教育资源的配置。在市场机制不完善的情况下，如果新的大学制度过度强调和突出经济权力和经济利益，必然会强化“唯利主义”“自由主义”的价值取向，教育理念的短视化、教育教学行为的短期化现象势必盛行。因此，市场逻辑一元主导，必将造成大学制度体系的失衡，大学组织应有的稳定性就会丧失，甚至滑向违背教育规律、违背人才成长规律的深渊。

在建立新的大学制度时，如果学术逻辑成为现代大学制度的“一元逻辑”，那么大学的生存和发展就会受到严重阻挡。首先，大学作为社会组织的一员，不能脱离政府和社会孤立地存在，必然有各种能量要素的交换。其次，大学自身的价值理想、目标的实现，均要求其重视处理好与外部环境的关系。否则，大学就将成为无本之木，无源之水。因此，如果学术逻辑被无限放大，政治权力、经济权力和政治利益、经济利益被过度挤压，必将导致学术权力失控，学术利益过度聚集，最终危及大学组织的生存和发展的空间。事实上，任何一种权力如果失去均衡，就会产生严重后果。在大学制度建设过程中，大家对“一元逻辑”主导的危害性有了较为清醒的认识，于是便开始寻求“三元逻辑”共存的协调方法。

（二）构建现代大学制度必须遵循“三元逻辑”制衡的原则

要有效避免现代大学制度的某种权力和利益的过度集中所导致的这种权力和利益的膨胀，或过度分散所导致的这种权力和利益的分裂，就必须实现政治、经济和学术“三元逻辑”间的相互牵制，在互相牵制中谋求几种权力和利益的平衡。当然，这种平衡是一种动态的，且必须是趋向系统稳定的。解决政治逻辑、市场逻辑和学术逻辑三者问的矛盾和冲突，是实现“三元逻辑”制衡的关键，也是构建现代大学制度不可回避的方面。如上所述，在传统的大学制度中，“三元逻辑”虽处于同一制度体系内，但却各自独立，边界分明，一旦某一逻辑处于强势地位，便演变成由“一元逻辑”主导的局面。总之，“三元逻辑”的简单相加不能产生相互制衡的实际效果。大学制度由传统向现代转变，实现大学制度功能和结构的整体优化，适应现代大学发展规律，政治逻辑、经济逻辑和市场逻辑的相互制衡已成为构建现代大学制度的必然要求。

要实现“三元逻辑”既结构紧密又动态制衡的目标，就必须建立相应的制衡机制。建立现代大学制度“三元逻辑”制衡机制的核心或关键点是“权力”和“利益”。具体地说，就是要形成大学的相关主体，如，就是要形成政府、大学及其教职员工、市场、社会团体、学生及其家长等多元主体间相互联系和相互制约的机制。既要实现多元主体间政治权力、经济权力和学术权力的相互制衡，也要实现多元主体间政治利益、经济利益和学术利益的相互制衡。在建立一个多层次、全方位的制衡体系和实际运作机制时，既要充分考虑多元主体的权力和利益关系，又要对大学组织自身的使命给予充分关照；既要对过去的权力和利益关系进行冷静分析，又要用发展的眼光来把握、谋划未来的发展，通过对其他权力和利益，尤其是对社会权力和利益给予充分关注、培育和体现，来平衡和理顺“三元逻辑”之间的关系。

（三）构建现代大学制度必须为“三元逻辑”制衡留下自适应空间

制度变迁理论认为，由于参与者个体在信息、能力和理性认知上存在着差异，因此，他们对新制度的反映是不一样的。这种差异化的反映，就会影响制度的形成与演化。增加制度弹性，即增加制度制定的参與者对制度创新的适应性，就可以实现效益的持久增长。构建现代大学制度必须遵循“三元逻辑”制衡原则，但由于大学的多样性和复杂性，在同一所大学的不同时期，或者在同一时期的不同大学的大学逻辑会有较大的差异。因此，在现代大学制度的构建中，要给予“三元逻辑”充分的自我调节的空间，使之具有相应的弹性。这就是说，在现代大学制度的建构过程中，不仅要遵循“三元逻辑”，确保“三元逻辑”互相制衡，还要充分尊重不同大学的差异性和同一所大学不同时期的阶段性特征，为大学独立处理权力关系和构建利益结构，留下足够的空间，使大学的“三元逻辑”保持动态平衡，使大学制度成为一个具有自我调节能力和具有较大弹性的自适应系统。这就是我们所要阐述的构建现代大学制度的“三元逻辑”动态制衡理论，简称“三元动态制衡”。

2012年，我国共有普通高等学校和成人高等学校2790所，其中，普通高等学校2442所（含独立学院303所），成人高等学校348所；在普通高校中，本科院校1145所，高职（专科）院校1297所。全国共有培养研究生的单位811个，其中，培养研究生的高等学校534所。从管理权限看，有国家直管、省管、市管之分；从办学特色看，有综合性大学，也有专门学院；从办学定位看，有研究型、教学型、教学研究型大学、研究教学型大学之分；从办学历史看，有百年老校，也有新办学校；从投资主体看，有国家公办、省公办、地市公办大学，还有民办和合作办大学等。面对如此复杂多样的情况，一方面，如果要求所有高校在构建现代大学制度时，完全按照相同权重的“三元逻辑”关系进行设计，未必符合中国当代大学发展的实际。另一方面，同一所大学在发展过程中，其内外部条件随时都在发生变化，这种变化必然要求大学对“三元逻辑”的权重作出相应的调整。因此，依据上述“三元逻辑”动态制衡理论，给每所大学在构建现代大学制度的逻辑遵循上保留自主调节的空间，使之有能力根据自身情况构建自适应制度体系，以达到权力关系和利益结构的动态平衡，这应当是每所大学最根本的选择。

（责任编辑 焦薇缜）

市场化改革与居民消费论文范文第6篇

摘要：投资、消费、出口常被喻为带动经济增长的“三驾马车”。近年来，福建省城镇居民消费比重难提高、居民消费率逐年走低、平均消费倾向有所下降等现状表明消费对经济的拉动作用在减弱，刺激消费，发挥消费在经济增长中的重要作用成为学界和决策层的共识。为此，将城镇居民消费动力概括为经济和社会两个方面，提出了城镇居民可支配收入、城镇居民恩格尔系数、人口城镇化率等7个可能成为城镇居民消费动力的指标，通过建立协整模型、分位法多元线性回归模型实证分析消费动力的促进作用，从而提出促进福建省城镇居民消费增长的对策建议。

关键词：消费；城镇居民；增长动力；福建省

文献标识码：A

doi：10.19311/j.cnki.16723198.2016.13.009

1 福建省城镇居民消费增长动力的实证分析

本文以城镇居民消费性支出代表消费（记作LNZC），利用eviews6.0软件逐一从静态相关和长期均衡等两个方面实证分析能够促进消费增长的因素对城镇居民消费的影响，并建立综合模型。

1.1 城镇居民消费增长动力的来源综述

综合国内外研究消费增长动力的成果，可以成为居民消费增长动力的有居民收入、市场价格、消费结构、产业结构、城镇化程度、金融因素、消费者偏好、经济预期、社会保障等，大致可分为经济和社会两方面因素。为了能够准确反映福建省城镇居民消费的实际状况，应该在考虑数据可获取性、可信度的前提下，将这些因素按照既定的技术路线进行实证分析，逐个筛选，使用筛选后的指标建立综合模型，才能比较完整、客观地得出福建省居民消费增长的动力。由于实证分析必须有可靠的数据来源，社会因素往往取决于人的心理等主观因素，本文拟采用指标主要以经济因素为主。

1.2 动力因素实证分析

本部分将可能成为城镇居民消费增长动力的因素与城镇居民消费之间的关系逐一开展实证分析，以确定综合模型的指标。分别用LNSR表示城镇居民可支配收入、LNEGE表示城镇居民恩格尔系数、LNJG表示第二三产业占GDP比重、LNXJ表示居民消费价格指数、LNLL表示金融机构存款基准利率、LNCZH表示人口城镇化率、LNBZ表示财政用于社会保障支出。以上数据均采用1981-2014年的时间序列，其中金融机构存款基准利率以每次调整时间日为准加权平均为年度利率；人口城镇化率在年鉴已有的时间序列数据基础上，结合第4、5次人口普查数据平滑为完整时间序列数据。

1.2.1 相关性分析

相关分析的结果可以用相关系数r和散点图表示，0|r|1，r值越大，相关性越强。图1分别是7个动力因素与城镇居民消费的相关散点图，并得出相关系数。

相关性分析结论：一是城镇居民可支配收入、城镇居民恩格尔系数、第二三产业占GDP比重、人口城镇化率、财政社会保障支出等5个指标与城镇居民消费支出存在显著的线性关系，其相关系数分别为0.9865、-0.8764、0.9928、0.9942、0.9786。由于恩格尔系数是一个逆向指标，其时间序列与消费支出之间存在显著的负相关关系，因此消费结构变化与居民消费之间存在正向线性相关。二是价格与居民消费不存在线性相关。虽然理论上是影响消费变动的重要因素，但是福建省的城镇居民消费与价格变动没有必然相关。三是利率与居民消费不存在线性相关。主要原因：投资是拉动我国经济增长的主要动力，几次比较重大的利率调整主要是针对投资和基建领域的“过热”现象进行的，与居民消费间存在较长而复杂的传导，对居民消费的影响很小。

1.2.2 协整性分析

经过相关性分析筛选后，对与居民消费存在显著线性相关关系的5个指标进行协整分析，以检验这些因素与居民消费之间是否存在长期稳定关系。

（1）单位根检验。

使用最常用的ADF检验法检验城镇居民消费支出与其他5个动力因素指标的平稳性。检验结果显示，这些指标在5%临界值水平下均为一阶单整序列，可以进一步建立协整回归方程。

（2）E-G 两步法协整关系检验。

第一步：按照yt=β0+β1xt+εt分别建立5个动力因素指标与城镇居民消费性支出的协整回归模型，结果如下：

方程1：LNZC=0.3174+0.9334LNSR（Adjusted R-squared=0.9991）。

方程2：LNZC=28.2061-5.126LNEGE（Adjusted R-squared=0.7609）。

方程3：LNZC=-34.057+9.682LNJG（Adjusted R-squared=0.9852）。

方程4：LNZC=-4.7518+3.5644LNCZH（Adjusted R-squared=0.9876）。

方程5：LNZC=-1.2259+0.7093LNBZ（Adjusted R-squared=0.9563）。

第二步：对回归模型残差进行ADF检验，检验结果显示，以上5个回归方程的残差都是一阶单整序列，回归模型具有可信度，协整关系成立。

（3）协整性分析结论。

5个动力因素指标与城镇居民消费之间的两变量协整回归方程成立，除恩格尔系数Adjusted R-squared=0.7609外，其他指标Adjusted R-squared均大于0.95，拟合效果十分显著；且5个回归方程残差都是1%临界值下的一阶单整序列。据此，可以认为城镇居民可支配收入、城镇居民恩格尔系数、第二三产业占GDP比重、人口城镇化率、财政社会保障支出与城镇居民消费之间存在长期稳定的均衡关系，其对居民消费的影响都是正向的，可以成为促进城镇居民消费增长的动力。

1.2.3 ECM模型分析

ECM（误差修正）模型是对变量长期均衡关系的线性调整机制。根据格兰杰定理，ECM模型可以将长期均衡关系和短期动态特征结合到一个模型中，使偏离长期均衡状态的变量修正到均衡状态。将两变量的ECM模型简记作：Δyt=β1Δxt-λecmt-1+εt，建立ECM模型如下：

ECM模型分析结论：只有城镇居民可支配收入与城镇居民支出之间能够建立ECM模型，表明收入与消费间存在着十分稳定的长期均衡关系，即使短期偏离后，也会以每一标准点0.4325的力度自发修正回均衡状态。而其他4个变量虽然与消费之间存在长期稳定的均衡关系，但短期内经常偏离这一状态，且无法自发修正。

1.3 城镇居民消费增长动力综合模型指标筛选结果

通过对拟采用的指标进行实证分析筛选结果显示，7个指标中，价格、利率与城镇居民消费不相关，不适宜作为城镇居民消费动力综合模型的分析指标；而其他5个因素与城镇居民消费都存在长期均衡的协整关系。因此，将以城镇居民可支配收入、城镇居民恩格尔系数、产业结构、人口城镇化率、财政社会保障支出等作为建立城镇居民消费动力模型的指标。

1.4 城镇居民消费增长动力综合模型—分位数（QR）回归模型

由于影响城镇居民消费增长动力的因素较多，为了详细地反映各种动力的影响力度，使用分位法回归模型进行实证分析。

以城镇居民消费支出（LNZC）为因变量，分别以城镇居民可支配收入（LNSR）、城镇居民恩格尔系数（LNEGE）、产业结构（LNJG）、人口城镇化率（LNCZH）、财政社会保障支出（LNBZ）为自变量分别在20%-80%区间以每10个百分点为刻度，建立多元线性分位法回归模型（表2）。

2 城镇居民消费增长动力实证分析结论及原因

通过以上分析，城镇居民可支配收入、城镇居民消费结构、第二三产业占GDP比重、城镇化进程、社会保障等是福建省城镇居民消费增长的动力。这些动力在不同阶段的作用和特征有所不同。

2.1 收入是城镇居民消费最重要、最直接的动力

在分位法回归模型中，收入对消费的正向影响参数总体上呈现逐步提高趋势，表明随着消费规模的增长，收入对消费促进作用越发明显。从ECM模型来看，收入每增长1个百分点拉动消费增长0.9699个百分点，在短期中偏离均衡趋势后，以0.4325个百分点的力度自发修正，说明收入对消费作用不仅长期影响很大，也能够明显影响当期消费。

2.2 消费结构改善较强地刺激居民消费增长

分位法回归模型显示，代表城镇居民消费结构的恩格尔系数对消费的促进作用呈现“V”型反转，在消费水平由低位向中位发展时，促进作用逐渐减弱；突破中位后，迅速加强，其加强力度超过前期减弱力度。如福建省城镇居民恩格尔系数从62.6%（贫困）发展到514%（温饱）时，居民消费性支出增幅高达15.1%，从51.4%（温饱）发展到40.9%（小康）时仅为7.4%。

2.3 产业结构升级刺激居民消费增长

第二三产业占GDP比重对居民消费的影响呈现出由低分位向高分位逐步增强的趋势，表明产业结构升级对居民消费的刺激作用会随着居民消费水平的提高而提高。主要原因是，产业结构升级为居民消费提供了更加丰富和有效的供给，使居民消费欲望增强。最典型的例子莫过于Iphone系列智能手机的出现引领了整个智能手机的行业发展，从而改变了手机行业格局。2015年以来，国家决策层也注意到供给对消费和经济的影响，多次表态要注重“供给侧”改革。

2.4 社会保障对居民消费增长起“托底”作用

社会保障对居民消费增长的正向作用随低分位向高分位发展过程迅速减弱，意味着低消费水平下，社会保障的动力很强，高消费水平下，社会保障的动力迅速衰减。在社会保障完善的情况下，居民可以不必专门进行储蓄以备不时之需，会刺激近期和远期消费需求；同时，社会保障通过直接给予低收入者补贴、补助的方式提高低收入者的购买能力来拉动消费，这就是社会保障的“收入替代因素”。

2.5 城镇化对消费的促进作用不明显

在分位法回归模型中，城镇化对消费除了中分位水平上略有拉动外，其他分位水平呈现负影响关系，并且在高分位水平上负影响关系还有扩大化趋势。究其原因，福建省当前的城镇化进程没有彻底解决城乡二元体制的弊端，反而出现了外来务工人员与城镇居民、新迁入居民与原居住居民的新城乡二元现象，并且在居住、养老、医疗、就业、教育等保障方面存在巨大差异，限制了新转移人口的消费增长。新世纪以来，伴随着城镇化进程而出现的住房价格上涨对其他消费产生了“挤出效应”，反而限制了居民其他领域的消费。

3 促进福建省城镇居民消费增长的对策建议

实证分析结论表明：收入水平仍是影响城镇居民消费的决定性因素，因此，要促进福建省城镇居民消费增长，首先要想方设法增加城乡居民收入，改善消费结构，同时推进城镇化建设，加快产业结构升级，完善社会保障体系。

3.1 努力增加城镇居民收入，改善消费结构

一是要使居民收入水平整体提高，首先要关注城镇居民中的低收入群体。增加低收入者收入，正确处理好政府、企业和劳动者三者间的关系，扩大劳动者在国民收入中所占份额，进一步降低政府、企业的份额，促进工资性收入增长。二是完善最低工资制度，适时提高最低工资标准，建立正常的科学的工资增长机制，根据企业利润变化及市场物价波动情况调整劳动者工资水平，调配工资指导线的基准线和下线，为企业薪资增长提供制度支撑。三是提供更多的就业机会。实施更加积极的就业政策，推动小微企业发展壮大；同时鼓励自主创业，以创业带动就业。重点加强对低收入群体的职业技能培训和适当的政策倾斜。四是进一步提高中等收入群体的收入水平。

3.2 加快“供给侧”改革，推进产业结构升级

一是政府应鼓励企业加大科研投入，发挥创新精神，培育和提高创新能力，政府应出台相关政策措施引导企业创新，从而提高产品竞争力，促进企业发展壮大；增加公共消费品供给，带动和刺激个人消费需求等。二是运用政策工具引导市场需求，拓展新兴消费领域，让新产品、新技术逐渐被市场认可，被消费者接纳，从而促进产业结构调整与转型升级。

3.3 加快新型城镇化建设，增强城镇化对消费的拉动作用

现阶段的城镇化建设对消费增长促进作用不明显，甚至会降低居民消费。这就要求转变城镇化发展模式，加快推进新型城镇化，考虑居民消费的影响因素，即城镇化规模和速度的确定应与所在区域人口的消费需求能力相适应，与所在区域人口消费的集聚效应、扩散效应相适应，与自然资源的承载能力相适应，以此来综合确定城镇化规模，把握好推进城镇化的速度。

3.4 完善社会保障体系，注重社会公平

增加居民收入，进而增加居民消费还需要进一步完善社会保障体系，努力实现社会保障全覆盖，增加城镇居民转移收入。要统筹完善现行的城镇居民社会保障体系，加大财政投入力度，逐步提高对城镇贫困群体的保障水平。多渠道筹集资金，探索建立覆盖面更广、保障程度更高的社会保障和社会救助体系。

参考文献

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