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促进居民消费的建议范文1
[关键词]经济增长 居民消费 VAR 因果检验
改革开放以来，中国的经济实现了高速的增长，消费、投资和出口一直以来被作为推动经济增长的三大要素，近些年来我国的外贸出口对经济增长起到主要的推动作用，而从2011年世界银行的报告我们可以发现中国的经济增长模式已经发生了明显的转变，从2009年起，我国的经济增长开始转变为内需拉动，这打破了中国发展是由出口拉动的传统观念。
一、文献综述
2010年我国消费支出对经济增长的贡献率为36.8，成为了推动经济增长的第二大因素，对于居民消费与经济增长之间的关系，我国大量学者进行了相关研究，徐凤，金克琴（2009）运用协整理论对我国经济增长与国内居民消费之间的关系进行研究，证明了居民消费是拉动经济增长的重要因素。王云，赵斌（2010）利用SVAR模型研究了我国居民消费、固定资产投资变动和经济波动之间的动态关系模型，证明了居民消费与经济增长之间的正向关系。陈亮，朱琛（2010）论证了以扩大农村消费需求拉动经济增长的可行性，并就当前如何发挥我国农村居民消费对经济增长的有效支撑作用进行了探讨。刘东皇，沈坤荣（2010）通过构建模型实证检验了收入分配、居民消费与经济增长之间的关系，证明了居民消费对经济增长存在显著的积极影响，且对经济增长的效应强于投资。
二、实证分析
本文中我们选取了1990-2010年间我国居民消费和经济增长量作为数据指标，同时我们对数据进行了对数化处理，记作LnXF和LnGDP，数据来源于中国统计年鉴2011，样本总量为21。为了检验数据的平稳性，我们对数据进行了ADF单位根检验，结果如表1所示：
从表的结果可以得知，LnXF和LnGDP在5%置信水平下是平稳的，因此可以构建VAR模型。我们利用AIC最小原则，通过软件对数据进行反复测算，发现2阶的AIC最小为-43.2072，确定了模型为滞后2阶VAR模型。通过软件分析后，我们得到了居民消费和经济增长之间的VAR模型，如下所示：
从上述VAR模型中我们可以发现，滞后1期的居民消费增加1个百分点就会促进经济总量增加0.73个百分点，居民消费对经济增长具有很好的促进作用。为了更好地分析居民消费和经济增长之间的关系，我们对模型进行了葛兰杰因果检验，结果证明居民消费和经济增长之间存在着双向因果关系，消费可以促进经济的增长，经济发展的同时也促进了居民消费水平的提高，这进一步说明了居民消费与经济增长之间具有很强的相关性，提高我国居民消费水平对于促进经济增长具有重要意义。
三、政策建议
通过我国居民消费与经济增长之间的实证分析，我们可以发现消费对经济增长具有很强的拉动作用。因此，为了保障我国国民经济平稳、快速的发展，政府应当采取相应措施提高消费率，对此我们提出了以下几点政策建议：首先，政府应加快收入分配制度的改革，提高低收入群体的收入水平，完善社会主义保障制度，使收入分配制度更加公平、有效，从而提高社会消费水平；其次，政府应采取有效措施提高消费者信心，例如加强劳动者的就业保障，提供更多就业机会，创造稳定的宏观经济环境等等，通过这些措施来增强消费者信心，从而提高社会消费总量；除此之外，政府还应努力创造良好的消费环境，维护好市场经济秩序，对消费者的合法权利给予法律支持，有效打击假冒伪劣产品，同时加大对企业的监管力度。
参考文献：
[1]陈海燕，张世英.我国经济增长与居民消费的面板协整检验[J].统计与决策.2006年18期
[2]熊爱华.我国居民消费与经济增长分析[J].山东大学学报.2010年6期
促进居民消费的建议范文2
关键词：ELES模型；城镇居民；消费结构
三、结论及建议
北京市城镇居民消费结构的演变可以看出北京市的发展和进步，北京市城镇居民从满足衣、食、住的基本消费需求逐步地追求于文教娱乐、交通通讯、医疗保健等非基本的消费商品和服务。随着经济的发展、人民生活水平的提高，人们对消费品的需求变得高质量化、多元化，北京市政府和居民面对消费市场转型、消费结构优化等政策时，要相应的做出一些调整和解决措施，对其他特大城市也具有借鉴意义。
（一）稳定物价水平，促进居民消费健康发展。商品价格变化对居民消费的影响程度很大，居民的消费中大部分已成为生活必需品，食品、房价、交通通讯等商品的价格波动会导致居民消费成本增加，进而使消费意愿降低，阻碍行业的发展。从宏观经济角度上控制通货膨胀，稳定物价水平是保证居民健康消费、企业正常经营、市场稳定发展的重要举措之一。
（二）颁布相关政策法规，建立健全消费市场。随着居民的收入增加，居民对消费品的偏好和要求也随之变化，影响边际消费倾向的因素很多，其中包括消费市场的稳定性、消费渠道的完善程度以及消费者的消费意识。消费市场利用各种促销手段和消费者心理进行不合理的消费活动、消费者因缺乏消费意识经常受到欺骗。为了建立良好的消费市场，政府需要颁布相关的政策法规来规范市场供需双方的权利和义务，在保证消费者消费的合法权益下加大刺激商场力度，提高消费者的边际消费倾向，保持良好而稳定发展的消费市场。
（三）提升商品和服务品质，增强消费吸引力。拓展品牌引进渠道、引进国内外著名品牌，把北京打造为繁荣的首都消费市场；引导具有中国特色特色产品和服务的聚集，增强消费影响力，进而加大特色产品国外消费者的吸引力；促进商贸与金融、旅游等产业的融合，扩大金融、旅游、休闲等消费业态，鼓励各行业经营者建立战略合作关系，引导现代消费模式，共同开发消费市场。北京市作为国际商贸中心，满足消费者各种需求、打造具有中国特色的消费品牌、引导特色服务聚集，使北京成为国内外知名的消费市场。
（四）完善各类保障体系，提高居民消费观念。教育、娱乐和医疗项目在全国范围内的达到规定目标的城市很少，只有少数发展较好的城市才能做到。从北京市城镇居民消费结构来看，居民在文教娱乐、医疗保障等方面的消费逐渐从高档消费品转向生活必需品，这说明北京市的基础设施建设、医疗保障体制完善方面做的较好，还有上升的空间。完善城镇基本医疗保障制度、完善监管机制、提高教育服务水平、加强城镇娱乐基础设施建设是完善保障体系、提高消费者消费观念的重要举措。
参考文献：
[1] LluchC.TheExtendedLinearExpenditureSystem[J].Euro pean
EconomicReview，1973，4（1）：21-23
[2] 罗楚亮.经济转轨、不确定性与城镇居民消费行为[J].经济研究，2004（4）：100-106
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关键词：城镇居民消费结构；碳排放；建议
中图分类号：F12 文献标识码：A
收录日期：2014年3月11日
一、引言
当前，我国面对国内经济发展的需求和国际的压力。在过去，中国通过经济结构调整、提高能效、能源替代、植树造林、计划生育等行动，有效减少了中国CO2排放的增长率。但为了能够实现国务院常务会议通过的《“十二五”控制温室气体排放工作方案》中提到的到2015年实现单位国内生产总值二氧化碳排放比2010年下降17%的目标。我国仍需要结合本国国情，在低碳经济的多方面深入研究。
对于碳排放的研究领域而言，其本身属于一个新兴的领域，在1992年环境问题被提出，到1997年的《京都议定书》签订，这个问题才开始真正地被重视，也才产生了有关的研究，我国已有的有关碳排放的研究，大部分是研究碳排放与经济、产业的关系，而对于居民消费对碳排放的影响却不多，然而近年来发达国家的统计数据表明，居民生活消费的直接与间接能耗已超过产业部门，成为碳排放的主要增长点，并且居民的间接能源消费量是其直接能源消费的2.44倍。而现有关于还没有专门从居民间接消费的角度去探讨居民消费对碳排放的影响。所以，本文旨在研究城镇居民消费结构与碳排放的关系，回归分析，得出结论同时提出建议。
二、文献回顾
我国没有专门有关居民消费结构与碳排放关系的研究，但是有学者在研究居民消费与碳排放关系的时候有涉及消费结构的因素，比如，雷朝阳、资树荣在2012年的低碳发展背景下的城市居民消费调控探析的研究中建议改变消费结构、消费方式、消费文化来进行减碳，但未采用实证的方法去进行说明。
在模型方面，已有的研究碳排放和居民消费的模型有两种：一种是碳排放投入产出模型，另一种是IPAT模型（STIRPAT模型）。碳排放投入产出模型，比较典型的研究者是叶震，他在2011年和2012年发表的论文中都运用了投入产出模型。采用环境压力模型IPAT模型（STIRPAT模型），比如朱勤、彭希哲、陆志明等人，对人口与消费对碳排放影响进行实证分析。
三、实证分析
（一）模型建立。本文通过研究城镇居民在食品、衣着、居住、家庭设备与用品、医疗保健、交通通讯、文教娱乐、其他杂项这几方面的支出比重来解释消费结构，建立计量经济模型，如式（1）：
Carton=a1Foodt+a2Clotht+a3Livet+a4Applicationt+a5Healtht+a6Traffict+a7Educationt+a8Otherst （1）
基于式（1）的计量经济模型，利用我国1980～2012年的人口、收入、消费结构等数据进行碳排放测算及相关变量的回归分析，考察我国人口、收入及消费等因素对碳排放的影响规律。
（二）回归分析。OLS回归是回归中最为趋近原趋势的回归方法，所以本文采用OLS法对变量进行回归分析，得到下列结果表1。（表1）
根据以上回归结果，写出碳排放量和城镇居民间接消费支出占比之间的关系如下：
Carton=-156.21Foodt+465.5289Clotht-287.098Livet+954.6317Applicationt+457.6255
Healtht+399.8737Traffict-267.8974Educationt-579.4125Otherst
（三）结果分析。R2为0.910274说明回归结果具有一定的可靠性，其中APPLICATION和TRAFFIC的P值均小于5%，系数均大于零，这说明家庭设备及用品和交通通讯的回归显著，且和碳排放的关系呈正相关关系。也就意味着，家庭设备及用品和交通通讯的消费比重越大其碳排放强度较大，同时也给我们传递了这样一个信号：如果我们减少对家庭设备及用品和交通通讯的消费的过分依赖，调整间接消费结构，发展低碳模式的消费方式，就可以达到碳排放下降、环境改善的目的。
四、政策建议
（一）低碳式城镇化。对农村的建设，以公共交通建设为主体，提高资源的循环利用和新能源的开发利用，居民小区加强绿化建设。
（二）转变城市交通发展方式。尽快构建以低碳、绿色、环保、高效、低耗、安全为特征的城市低碳交通发展模式是一种有效的减碳方式。提倡有序发展私人交通、慢行交通、公共交通替代私家车出行的交通消费方式。
（三）促进节能技术的发展。我国属于发展中国家，环境保护方面的技术比较滞后，要想在发展的同时，降低碳排放，就需要提高对技能技术的要求，加强与国际的交流与合作，在运用理论的同时，结合我国的实际情况进行技术的改革，促进节能技术、无碳和低碳能源技术、二氧化碳捕捉与埋存技术等的运用和推广。
（四）推行鼓励低碳政策。制定相关的法律和政策，引导和鼓励居民使用节能产品，奖励节能减排的先进集体和个人。对于低碳实施表现突出的城市给予奖励和表彰，潜移默化地改变人们的消费结构。
主要参考文献：
[1]陆莹莹，赵旭.家庭能源消费研究述评[J].水电能源科学，2008.26.1.
[2]wei Yi MiIlg，Liu Lan cui.Fan'Ying，ete.The Impact of Lifestyle 0n Energy Use and c02 Emission；An empirical Analysis of China’residents[J].Energy Policy，2007.35.
[3]朱勤，彭希哲，陆志明.人口与消费对碳排放影响的分析模型与实证[J].中国人口・资源与环境，2010.20.2.
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关键词：居民消费 城市化 PVAR模型 脉冲响应分析
引言
投资、消费和净出口是拉动一国经济增长的三驾马车，我国依靠大规模的投资和强劲的出口一直保持着GDP高增长的发展态势。但是近年来，因国际金融危机、人民币升值等种种因素，出口对GDP的贡献率逐年减少，而且高强度投资对经济拉动的效用边际递减，当前依靠高投资高出口的发展模式已不再适用于我国的经济发展。从世界各国的发展来看，消费是影响并决定投资需求和经济增长的源动力。但是我国最终消费率一直低迷，从1978年的62.1%一路下滑至2010年的47.4%，远远低于国际平均水平，同时居民消费率更是从1978年的49.2%下降至2010年的33.8%。如何提高居民消费率从而促进经济增长，这个问题便成为我国经济发展模式转型中的当务之急。
居民消费受到了多方面因素的影响，我国近30年来的大规模人口流动无疑是其中一个重要的方面。目前，我国城市化进程开始加速，我国城市化率在1978年仅仅为17.92%，而去年已经达到了51.27%。不断提高的城市化率也影响了我国城乡居民的消费行为。因此，研究城市化水平与我国居民消费之间的动态关系不仅对促进我国经济发展模式的转变具有重大意义，同时对我国进一步改善城乡二元结构也有巨大的价值。
目前，已有不少学者从理论和实证两个方面来研究城市化与消费之间的关系，但大部分都集中于城市化对消费增长的分析上，忽视了居民消费对城市化的反向作用。鉴于此，本文采用面板向量自回归模型（Panel Vector Autoregressive，简称PVAR）和脉冲响应函数对2000-2011年我国29个省、自治区、直辖市的城市化率及居民消费率进行定量研究，从而得出两者之间的动态关系和相互影响情况，并提出相关政策建议。
面板向量自回归模型（PVAR）及相关理论
Chamberlain（1983）讨论了基于混合数据（PooledData）情形的回归方法，这实际上是面板数据向量自回归模型的雏形；接着，Holtz-Eakin、Newey和Rosen（1988）采用2SLS方法估计了单内生变量的时变系数的面板数据向量自回归模型。但二者都不是严格意义上的面板向量自回归模型。
严格意义上的面板向量自回归模型主要有两类，第一类是宏观面板数据即横截面个数较少，但是时间长度充分大的情况；另一类是微观面板数据，即横截面个数较多，但是时间长度较短的情况。对于宏观面板数据，Pesaran，Smith（1995）给出了一种一致估计的方法，即通过对面板数据向量自回归模型中，每个变量的个体平均时间序列数据，建立时间序列向量自回归模型的方法，来估计模型参数。而对于微观面板数据，Binder，Hsiao，Pesaran（2003）对个体固定效应面板数据分别进行了QML估计、GMM估计和最小距离估计（Minimum Distance Estimation），并且发现这些估计都是具有渐近正态分布的一致估计。
PVAR沿袭了VAR的优点，不再需要区分内生变量和外生变量，而是把所有变量均视作内生.可以真实反映出各变量之间的互动关系；正交化脉冲一响应函数能够分离出一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响。因此可以用来分析一个变量对其他变量的影响程度。并且，与VAR不同的是，面板数据的个体效应允许了不可观察的个体差异，时间效应则捕捉到个体在横截面上可能受到的共同冲击，得到的结果更符合事实。
模型的基本形式为：
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是个体i在时点t的s个可观测随机变量的s×1向量，Xi，t是个体i在时点t的s个可观测其它内生变量的s×1向量，ai是个体i的s个不可观测的个体固定效应的s×1向量，bit和cit分别l是期滞后变量Yi，t-1和Xi，t-1的s×s系数矩阵。
PVAR模型有三条假设：
假设1：对于任意的N和T>p+3，Yi1，Yi2，…，YiT是可观测的。
假设2：对于i=1，2，…，N；t=1，2，…，T，uit ：
i.i.d（0，Ω）即uit是具有零期望、协方差矩阵Ω的独立同分布的随机变量。
假设3：s1，变量Yit 和Xit 的之后变量Yi，t-1和Xi，t-1是模型的工具变量。
在估计面板数据时通常需要先消除样本中的固定效应，这里我们使用“向前均值差分”，即“Helmert过程”（Arellano等，1995）。这一方法通过消除每个个体向前的均值，即每一时期未来观测值的均值，保证了滞后变量与转换后的变量正交，进而与误差无关，因而可以使用滞后变量作为其工具变量，采用GMM的方法进行估计。
实证分析
（一）变量选取及数据来源
本文选取除香港、澳门、台湾以外的我国29个省、自治区、直辖市2000-2011年的城市化水平及居民消费数据进行实证分析，数据来源于2000-2012年的《中国统计年鉴》及各地区统计年鉴。本文使用stata.11和世界银行金融研究部Inessa Love（2006）博士提供的Pvar程序，进行软件分析。
城市化水平用城市化率（CSH）来操作，具体定义为各地区非农人口数占各地区总人口数的比重。居民消费率（JMXF）则直接引用了统计年鉴中各地区的居民消费率。为减弱数据异方差性及使其线性化，对以上数据进行对数处理，得LNCHS和LNJMXF。
（二）数据的描述统计
具体如表1所示。
（三）平稳性检验
建立PVAR模型需要变量平稳或变量间存在协整关系，以避免虚假回归，造成回归结果的不可信。故对31个省、市、自治区的数据使用LLC、IPS和PP-Fisher等三种面板单位根检验方法进行平稳性检验。根据表2可知，lncsh和lnjmxf的LLC、IPS和PP-Fisher的p值均小于0.01，在1%的显著性水平下都拒绝了存在单位根的原假设，为平稳的面板数据，可以建立PVAR模型并进行协脉冲分析及方差检验。
（四）建立模型
进行PVAR模型首先应该确定滞后阶数（ K）。一般来说，要求滞后阶数足够大，以便能完整反映所构造模型的动态特征；但另一方面，过大的滞后阶数将会导致自由度的减少，直接影响模型参数估计量的有效性，所以选择合适的滞后阶数非常重要。
在用“向前均值差分”（helmert）方法消除个体固定效应之后，采用GMM方法得到了模型参数的估计值。为了确定模型的滞后阶数，笔者分别对数据做了一到三阶滞后的PVAR模型估计，蒙特卡洛模拟500次。根据AIC和BIC准则，PVAR（1）的信息量取值最小，确定最优滞后阶数为一阶。
根据以上滞后期检验，最终确定建立PVAR（1）模型。PVAR（1）模型的GMM估计结果如表3所示。
可以看到，两个变量间的关系并不是对称的。对于居民消费率来说，它与其自身的滞后1期正相关，而与滞后1期的城市化率负相关，且两者分别在10%和5%的水平下显著。而对于城市化率，它与居民消费率和其自身的滞后1期均有着显著的正相关关系，都在1%的水平下通过显著性检验。
（五）脉冲分析
PVAR 模型的正交—脉冲反应函数可以反映来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前值和未来值的影响，刻画内生变量对随机扰动的动态反应，显示任意变量的随机扰动（新息Innovation）如何通过模型影响其他变量，并反馈到自身的动态过程。
图1显示了居民消费率和城市化率的脉冲响应结果。第一行是居民消费率对其自身和城市化率冲击所受到的影响。当本期给居民消费率一个单位正向标准差的冲击后，居民消费率立刻有了显著的正向反应，为0.024，并随着滞后期的增加而逐渐减弱，在第4期左右时转为负向响应，并有增强的趋势，但负向影响较小。当本期给城市化率一个单位正向标准差的冲击后，居民消费率便产生了一个负向的响应，并逐期增强，在第5期时达到-0.0104，在之后随滞后期逐渐收敛。第二行显示的是城市化率分别受到两个变量冲击时的影响。当本期给居民消费率一个单位正向标准差的冲击后，城市化率出现了负向的响应，约为-0.009，但随着滞后期的增加而逐渐减弱，并在第3期时转为正向响应，并不断增强，在第六期时达到0.01，可看出居民消费率对城市化率的正向效应大于一开始的负向冲击。而当本期给城市化率一个单位正向标准差的冲击后，城市化率立即有了一个较大的正向反应，为0.0153，并在第2、3期逐渐增强，达到0.0182，又在第4期开始减弱，并渐渐收敛。由此可见，当期居民消费率的增加不仅会带动之后几期居民消费率的增加，这种正面效应在长期中会逐渐减弱；而且在短期内对城市化率增长并没有显著的促进作用，但在第3期后就会带来城市化率的持续提高。而城市化率的增加会导致之后几期居民消费率的减少，不利于居民消费率的增加，但会在长期中促进城市化率的进一步增长。
（六）方差分解
方差分解表示的是当系统的某个变量受到了一个单位的冲击以后，以变量的预测误差方差百分比的形式反映变量之间的交互作用程度。它的主要思想是把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程信息相关联的几个组成部分，从而了解各信息对模型内生变量的相对重要性。本文利用方差分解技术分析文中两个变量分别对居民消费率和城市化率的贡献率。
表4显示了对两个方程第10期的方差分解结果。从中可知，居民消费率和城市化率对居民消费率的影响程度很接近，分别为57.2%和42.8%，居民消费率为更主要的影响因素。而对于城市化率来说，它的变动主要来源于自身，为84.4%，同时居民消费率的变动也对其有一定的贡献率，为15.6%。
结论
本文采用2000-2011年我国29个省、自治区、直辖市的数据，根据PVAR模型分析居民消费率和城市化率之间的关系，得到以下结论：
（一）居民消费率的提高会不断促进城市化水平的发展
首先，居民消费会通过乘数原理拉动整个经济的增长，投资也会同步增长，从而社会将有更多的资金用于城市的现代化建设，有利于城市的进一步扩张。其次，居民消费的不断发展会带来消费品的升级，在需求导向下推动产业结构的升级，企业向着规模化和专业化发展，带来消费聚集效应，成为提升城市化的重要动力。最后，居民消费率的提高自然会带来公共消费和服务消费者的群体随之增加，这要求各地在经济发展之外还要加大公共消费品的建设，并且吸收更多人员来到服务业。这就吸引农村人口不断流向城市，城市化率进一步提高。
（二）城市化率的提高会导致居民消费率的下降
城市化水平与居民消费率负相关似乎有悖于常理，但仔细观察我国当前城市化的发展模式和户籍制度就会发现这并不奇怪。
首先，城市化带来的投资率高涨压低了居民消费率。我国处于城市化高速发展的阶段，城市规划、基础设施建设是其中必不可少的一部分。目前，我国投资中约30%是基础设施投资，大部分是公共消费品，再加上约20%是住房投资，这些投资是城市化时期必需的，是未来消费增长的基础。但体现在当前的数据上，过高的投资量占GDP的比重就必然导致了居民消费率的相对降低。
其次，我国城市化还是低水平的城市化。长期以来，我国的城市化主要是依靠空间扩张和人口流入，但在制度建设、管理方式和社会保障上并未跟上。近年来，天价房、天价药的报道屡见不鲜，保障房价格高、质量差也在多地出现。这些养老、教育、医疗、住房等方面保障的不健全使居民只能提高自身的预防性储蓄，从而压低了日常的正常消费。
最后，是城市化水平和我国户籍制度之间的矛盾。一般我们都参照城市化率来评价一国的城市化水平，即城市人口数或从事非农业人口数占总人口的比重。但按照我国户籍制度，只要在城镇连续居住超过6个月之后，便被统计为城镇人口，但并未得到城市户籍。这就造成了大量进城务工的农民工在享受不到城市公共服务与社会保障体系的情况下成为了统计意义上的城市人口，造成了我国城市化率的虚高。据调查，这部分流动人口已经占总人口的12%以上，他们的思想观念、生活方式和消费行为都无法与城市的常住人口相比，储蓄率也因传统思想、收入较低和保障的缺乏而远高于常住人口，这就进一步导致了这一部分居民消费率的低迷。
相关建议
针对上述问题，为推进我国城市化的不断发展和有效提振居民消费率，从而实现我国经济的良性发展，提出以下政策建议：
协调投资与消费的比例关系，促进投资与消费良性互动。在国民收入总量一定的前提下，确定适度的投资规模，优化投资方式，找准投资与消费的结合点，确保积极稳妥地推进城市化进程；同时，制定有效的政策刺激消费，使消费水平提升，促进国民经济的发展。 改善城市化方式，科学规划，确保城市化速度与质量同步发展。将对城市化的关注点从速度和经济效益上转向对质量的重视，通过相关制度建设和改革，提高城市管理水平，从单纯的空间城市化转向人口、人才城市化，从而从根本上改善居民的生活、消费水平。
加大政府财政投入，拓宽融资渠道，健全社会保障体系，消除居民在养老、医疗、教育、住房方面的后顾之忧，减轻居民负担，同时提高中低收入者的收入，改善他们的消费预期。
改革现有的户籍制度，使当前仅有城市人口之名而无城市居民身份之实的大量农民工能真正地享受到与城市居民同等的各种权力，融入城市，成为城市的建设者又合理分享城市化的收益，实现农民市民化。这不仅能提高他们的消费倾向，促进居民消费，更能够进一步推动城市化的发展。
参考文献：
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促进居民消费的建议范文5
众所周知，居民消费是拉动一个国家或地区经济增长的源动力，而居民的消费行为是影响消费的内部因素。因此，要深入了解居民消费行为的内在规律，必须进行定量研究，在数据分析的基础上探究影响居民消费行为的各种变量及其相互关系。本文利用消费理论，旨在通过对重庆市城镇居民的消费函数和消费结构模型的构建以及城镇居民消费心理研究，探寻其消费行为特征和消费规律，建立合理的消费结构、促进消费结构升级；为制定合理的产业政策、引导城镇居民正确消费提供对策建议。
二、消费函数理论影响因素分析
重庆城市居民可支配收入从1979年的354.54增长到2010年的13715.25元，增长达到38.68倍，人均消费从1989年的711.13增长到2010年10876.12，增长达到15.29倍，收入和消费都在增长，但是消费没有收入增长得多。因此，需要建立一个合理的消费函数对l985―2010年收入和消费之间的内在联系加以描绘。
假设重庆城镇居民的消费行为满足经典消费理论的假定，结合重庆城镇居民消费的实际情况，将可支配收入、滞后期的可支配收入、滞后期的消费性支出、储蓄、城镇居民收入分配差距等五个因素作为解释变量，对重庆城镇居民消费进行协整分析，检验这五个变量与消费的长期关系。本文尝试将上述分析的五个因素加入到重庆城镇居民的的消费函数中，并对这些因素和消费进行协整分析，为后文更好的研究重庆市城镇居民消费打好基础。
三、实证分析过程
综合考虑以上各种因素，建立如下的一般性半对数消费函数模型:
lnC=f (ln y,，ln s, lnYt-1，In Ct-l, gin)
其中，C表示重庆城镇居民人均年消费支出，Y表示重庆城镇居民平均每人年可支配收入，S表示重庆城镇居民人均储蓄余额，gin表示重庆城镇居民基尼系数，用其作为重庆城镇居民收入差距的量化指标，Yt-1表示滞后一期的可支配收入，Ct-1表示滞后一期的消费性支出。对一般性半对数消费函数模型，我们假设其表达形式为线性的，从而得到如下的半对数消费函数模型:lnCt=ao+a1lnY+a2lnYt-1+a3 InCt-1+a4gin+a5lnS+Ut
检验结论：由于gin变量在一阶差分后就不存在单位根，而另外三个变量lnct、lny、lns是二阶单整序列，所以删除gin变量，这可能是样本数据不够大带来的影响。本文将用lny、lns建立关于lnct的函数，并用协整理论分析。本研究使用的是Johansen协整检验，检验结果为四期是最优滞后期，证明模型存在两个协整变量，为lns和lny。
LNCT= 0.615192LNS+0.742866 LNY+μt
(0.06051)(0.04671)
协整检验表示他们存在长期的协整关系，但是短期内是否存在因果关系还需进一步检验，现在使用格兰杰因果检验。由于格兰杰因果检验要求平稳的同阶变量，所以选取lnct，lny，lns的二阶差分，在选择最优滞后期时，Lnct与lns的最优滞后期为4期。储蓄在短期内对消费的影响不显著，两者互相不构成格兰杰因果关系。所以，lny是引起lnc变化的原因。
四、总结及建议
实证结果显示，对数模型中变量基尼系数由于和其他变量间不满足单整序列要求，所以被删除。另外模型显示1985-2010年重庆市的当期人均消费与前期的人均消费与当期的人均可支配收入之间存在长期均衡的稳定关系，但由于T值较小，不显著，从协整检验的结果来看重庆市城镇居民的前期人均可支配收入对当期人均消费的影响很小。当期人均可支配收入对当期人均消费具有61%的作用。从格兰杰因果检验中也能清楚看到可支配收入是引起消费变化的格兰杰原因。
所以，重庆市政府应积极提高城镇居民收入水平，因为收入是消费之本。政策建议上：一是要把提高居民收入作为发展经济的核心目标，提高中低收入居民特别是低收入居民的收入水平，将会提高全社会平均消费倾向和边际消费倾向。二是拓展消费领域与培育消费热点 适应居民消费需求的变化，从主要满足市场需求，逐步转变到既要满足市场现实需求，又要满足消费者的潜在需求上来。三是重庆市政府应不断拓宽消费领域，积极引导城镇居民的消费预期，要建立健全社会保障制度降低人们对未来支出预期的不确定性，增强消费信心，进而为增加居民消费需求提供保障。
参考文献：
[1]《重庆市人均消费与人均可支配收入的实证研究》冉光和.王学松.
[2]《计量经跻学――理诧、方若和模型》唐国.复且大学出板社.
促进居民消费的建议范文6
关键词：新疆；居民消费；政府消费；经济增长
改革开放以来，新疆经济高速增长，综合经济实力得到较大提高，但最终消费率尤其居民消费率持续走低。著名发展经济学家H.钱纳里等人进行的实证研究表明，在人均国内生产总值1000美元左右时，世界各国居民消费占国内生产总值的份额一般为61%，而根据钱纳里的“标准结构”理论，在人均GNP为1000美元左右时，居民消费率应在62.4%，而政府消费率为14%。新疆在2002年人均GDP已超过1000美元，但是居民消费率仅为38.2%，政府消费率为21.59%。同期全国居民消费率仅为44.04%，政府消费率为15.57%。截止2010年全国最终消费率为47.4%，居民消费率为33.8%，政府消费率为13.60%；2010年新疆最终消费率为为52.7%，居民消费率为29.04%，政府消费率为23.66%。可见目前全国和新疆的居民消费率都未达到这一标准，且新疆的居民消费率低于全国水平，政府消费率高于全国水平。近几年由于扩大内需政策启动，新疆政府消费率已超过“标准结构”；而居民消费率有持续下降的趋势。
一、新疆消费率的基本情况分析
（一）新疆居民消费率变动趋势分析
新疆居民消费率、城镇居民消费率、农村居民消费率基本上呈现出单边下降的趋势，农村居民消费率远远低于城镇居民消费率。且城镇居民消费率从1990-2010年平均下降0.39个百分点，农村居民消费率从1990-2010年平均下降0.4个百分点。与全国居民消费率相比，新疆居民消费率的波动性大，下降较多，从1978年的57.9%降至2010年29.04%的水平。全国居民消费率基本上呈现出一种先升后降的趋势，但从总体上看，全国居民消费率的波动性较小，从1978年的48.8% 下降至2010年的38.8%。新疆居民消费率与全国居民消费率比较，呈现完全不同的走势。新疆居民消费率与全国居民消费率于1985年和1996年达到相同水平，之后全国居民消费率略微有所回升，2000年后单边下降，新疆的波动性较大且一直低于全国水平。
（二）新疆政府消费率变动趋势分析
1978-2010年期间，新疆政府消费率从1978年的12.9%上升到2010年的23.7%，全国的政府消费率从1978年的13.3%变化为2010年的13.6%。总体上看新疆政府消费率波动性大且基本呈现不断上升趋势，而同期全国的政府消费率基本上呈现出一种波动且有略微下降的趋势。
1978-2010年新疆政府消费率在12.9%-23.7%之间波动，其中只有1978年、1980年、1993年和1994年未超过15%。近些年政府消费率已经远远超过曾令华（1998）提出的我国政府消费率不宜超过15%的上限。应该注意到，如果政府消费增长过快，高于经济增长速度，应该有所控制。为满足经济和社会发展对公共服务不断增长的需求，政府消费支出有必要随经济增长而相应增加，但政府消费占国内生产总值的比重不宜过快上升，已免影响居民消费率的提高。
（三）小结
通过以上分析，可以看出新疆最终消费率的下降的直接原因是由居民消费率的下降引起的，尤其相比较于城镇居民消费率，农村居民的消费率低且下降速度快。
二、新疆三大需求对GDP增长的贡献分析
（一）三大需求对经济增长的贡献率
结合新疆统计年鉴数据分析出，新疆三大需求对GDP增长的贡献率均是波动的，资本形成对GDP的贡献率振幅大于消费的；净出口对GDP的贡献率波动性也较大。另外三者之间呈现一种此长彼消的趋势，这也与政府要保持经济增长的宏观经济目标有关。尤其是当外需即净出口对经济增长的贡献率下降时，投资和消费就成为投资和消费就称为拉动经济增长的主要因素。
（二）三大需求对经济增长的拉动度
新疆消费对GDP的拉动较投资对GDP的拉动较为稳定；新疆投资对经济的拉动近几年要高于消费对经济的拉动；新疆消费和投资对于GDP的拉动百分点要多于净出口的；净出口对GDP的拉动在大多数年份中为负值。体现了短期内国家宏观调控中，投资虽然有一定的时滞性，但经济增长对投资的反应要快于对消费的反应，投资的过快增长会弥补消费需求的不足，带动总需求的较快增长。净出口部分不仅与一国或地的贸易禀赋、贸易政策有关，也与外需及内外部环境的不确定性有关。
（三）居民消费、政府消费以及农村居民消费、城镇居民消费对GDP的贡献率和拉动度
新疆政府消费对经济增长的贡献率越来越大，从1991年的2.8%上升为2010年的26.9%，且在相当年份中大于居民消费对经济增长的贡献率。而农村居民消费率低于城镇居民消费率所以表现出农村居民消费对经济增长的贡献率亦低于城镇居民消费。
新疆政府消费对经济增长的拉动百分点在不断提高，从1991年的0.5个百分点增加为2010年的5.9个百分点。且从1999年开始大多数年份是大于居民消费对经济增长的拉动的。由于农村居民的消费率、对经济增长的贡献率低，以至于农村居民消费对经济增长的拉动度也比较低。
三、新疆三大需求与GDP增长率的关联度分析
采用灰色关联度测度方法得出，总体上总投资是拉动新疆经济发展的主要因素。具体分成各个时期可以看出，1986-1990年内需中两大因素都是拉动经济发展的主要因素，两者的影响程度相当；20世纪90年代初期消费是拉动经济发展的主要因素；“九五”期间也表现为消费是拉动经济发展的主要因素；“十五”期间总投资对经济增长的影响程度最大；“十一五”期间总投资和消费拉动经济增长的作用相当。
四、结论及建议
以上分析得出：第一，新疆政府消费率在不断上升，最终消费率下降主要是由居民消费率下降引起的；
第二，新疆居民消费率低于全国平均水平，新疆政府消费率高于全国平均水平；
第三，居民消费率的下降尤其是农村居民消费率低，导致消费对经济增长的贡献率和拉动百分点的降低；
第四，当外需不景气时，投资拉动新疆经济增长的主要因素；
第五，通过灰色关联度的测度和分析，发现同上的结论，同时也发现最终消费率和投资率在较多的年份中与经济增长率的关联度相当。
因此，提出促进新疆消费需求的政策建议。
（一）促进居民增收特别是农村居民的收入，同时提高中等收入者的比重
凯恩斯认为消费是收入的函数，个人的消费在很大程度上与收入有关，亦与其消费倾向有关，消费会随着收入的增加而增加，但消费的增加额要小于收入的增量，且高收入者的消费层次高消费倾向低，低收入者的消费倾向高而消费层次低。所以要启动居民消费需求对经济增长的作用，不仅需要提高居民特别是农村居民的收入，而且要调整不同收入居民的结构。除了增加中低收入阶层居民的收入以外，还要提高中等收入者的比重，这样可以缩小收入差距来促进消费需求。
（二）完善社会保障制度，提高社会保障制度的覆盖率
新疆社会保障覆盖面过低，城镇居民除了基本医疗保险参与率较高外，其他四个险种参保率都很低；农村的社会保障体系刚起步。因此，新疆结合实际情况及时调整社会保障支出结构，健全社会保障功能，改变目前不合理的社会保障支出结构，通过健全社会保障体系来减轻人们的负担，增强人们的消费意愿。
（三）发展消费信贷，引导消费观念的转变
从观念、政策和环境上支持发展消费信贷，引导居民消费观念从储蓄型消费向适度的信贷型消费转变，提升消费结构升级。为此，信贷机构因加强服务创新和服务功能的完善；健全消费信贷的风险防范机制，在贷款品种上以住房、汽车、旅游、教育贷款为重点，且主要定位在中等客户，以降低居民的消费成本。
（四）提高道路等基础设施的覆盖率，缩短农村居民与市场的距离
城乡之间市场分割，农村市场规模小，较分散与居住点距离大。这些均不利于农村居民消费的实现，所以要投入资金完善农村公路、电力、通信等领域的建设，从而进一步开拓农村消费市场。
（五）大力发展教育，培育农村居民增收的“造血”功能
教育既是一种消费也是一种投资。作为投资的教育，它是一个重要的投资领域。美国经济学家舒尔茨发现，不同文化程度的人的“智力劳动”能力之比为大学：中学：小学=25：7：1，说明一个人的文化素质越高，生产劳动能力越强，对经济增长的贡献也越大。工人受教育程度高，在同样时间内付出的劳动多，生产率高，其收入自然也高。所以要像抓经济一样抓教育，教育要现行，要通过教育培育居民增收的造血功能。（作者单位：新疆财经大学经济学院）
参考文献：
[1]陈燕武.消费经济学—基于经济计量学视角[M].社会科学文献出版社.2008，13-25.
[2]李友德.人力资本投资于经济增长关系的实证研究[J].江汉论坛.2012（2）：28-32.
[3]房爱卿.我国消费需求发展趋势和消费政策研究[M].中国经济出版 社.2006，28-37.
