王浩軍+張曉琳+馬軍敬

內(nèi)容摘要：探索轉(zhuǎn)型時(shí)期我國(guó)居民消費(fèi)問(wèn)題具有非常重要的意義。本文綜合考慮影響我國(guó)居民最終消費(fèi)的各種因素，最終選取儲(chǔ)蓄率水平、人口老齡化結(jié)構(gòu)、社會(huì)保障支出水平和城鄉(xiāng)收入差距這四個(gè)目前在我國(guó)很突出的因素作為研究變量，并用這四個(gè)因素的代理指標(biāo)（儲(chǔ)蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會(huì)保障支出比、全國(guó)居民基尼系數(shù)）與居民最終消費(fèi)率進(jìn)行了系統(tǒng)的實(shí)證分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，四個(gè)指標(biāo)都與居民最終消費(fèi)率有很大的相關(guān)性。為此，建議在擴(kuò)內(nèi)需、提高居民消費(fèi)率的戰(zhàn)略實(shí)施中，要不斷完善社會(huì)保障體系、更加注視公平分配。

關(guān)鍵詞：居民最終消費(fèi)率 ? 社會(huì)保障 ? 收入差距

問(wèn)題的提出

消費(fèi)作為拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三駕馬車”之一，其運(yùn)行狀況直接關(guān)系到我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，并決定著我國(guó)居民的生活質(zhì)量。目前，我國(guó)存在“高投資、低消費(fèi)”的態(tài)勢(shì)，數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，2000-2010年這10年間，我國(guó)消費(fèi)率從62.3%下降到48.2%。然而，后經(jīng)濟(jì)危機(jī)時(shí)代，投資的低效率使得資本收益率過(guò)低，擴(kuò)內(nèi)需、提高消費(fèi)率成為我國(guó)轉(zhuǎn)型時(shí)期實(shí)現(xiàn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)有效治理的重要內(nèi)容。

研究綜述

影響居民消費(fèi)率的因素眾多，國(guó)內(nèi)外學(xué)者從不同角度深入、系統(tǒng)地進(jìn)行了研究。其中：Parker和Preston（2002）通過(guò)研究美國(guó)1982-1997年期間的消費(fèi)年均增長(zhǎng)率變動(dòng)，指出影響消費(fèi)率變動(dòng)的因素主要有跨期替代、消費(fèi)偏好變動(dòng)、及消費(fèi)保險(xiǎn)非完全市場(chǎng)化。Hubbard、Skinner和Zelds（1995）等人用生命周期模型并綜合考慮了年收入水平、醫(yī)療費(fèi)用及壽命長(zhǎng)度的不確定性等因素，分析了政府公共醫(yī)療補(bǔ)助計(jì)劃對(duì)低、中收入家庭儲(chǔ)蓄產(chǎn)生的影響，結(jié)果表明：美國(guó)現(xiàn)有的社會(huì)保障制度對(duì)家庭消費(fèi)率的提高有促進(jìn)作用。段炳德（2009）分析了我國(guó)1978-2008年的消費(fèi)率情況，認(rèn)為社會(huì)安全網(wǎng)不健全是我國(guó)消費(fèi)率偏低的重要原因。居民對(duì)醫(yī)保、養(yǎng)老、失業(yè)與教育等的預(yù)防性儲(chǔ)蓄，阻礙了消費(fèi)的擴(kuò)大。建議逐步建立健全社會(huì)安全網(wǎng)以減少人們的后顧之憂，從而提高消費(fèi)率。陳金明（2012）分別基于我國(guó)2000-2012年各地區(qū)人口年齡結(jié)構(gòu)和居民消費(fèi)的面板數(shù)據(jù)和1978-2010年（改革開放以來(lái)）的時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)的關(guān)系作了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，代表我國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)的少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)率分別呈顯著的正向和負(fù)向關(guān)系，且少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)率存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，人口年齡結(jié)構(gòu)是居民消費(fèi)的格蘭杰原因。齊吳珍（2012）根據(jù)我國(guó)1993-2010年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，分析了這一期間我國(guó)居民消費(fèi)的變化趨勢(shì)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)居民消費(fèi)率和平均消費(fèi)傾向總體上都呈現(xiàn)一種單邊下降的趨勢(shì)。并運(yùn)用回歸分析、協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法對(duì)影響我國(guó)居民消費(fèi)的五個(gè)主要因素：收入增長(zhǎng)率;收入分配差距;不確定性;流動(dòng)性約束;房?jī)r(jià)進(jìn)行了實(shí)證分析。

從以上研究可以發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)消費(fèi)率的影響因素分析少有將我國(guó)目前社會(huì)上比較突出的幾個(gè)問(wèn)題，如高儲(chǔ)蓄水平、人口老齡化、社會(huì)保障支出水平低、城鄉(xiāng)收入差距大等全部納入研究范圍的，分析缺乏針對(duì)性、全面性。因此，本文在已有的研究基礎(chǔ)上，對(duì)我國(guó)消費(fèi)率的影響因素進(jìn)行進(jìn)一步的研究，期望對(duì)我國(guó)實(shí)踐有所幫助。

變量解釋、數(shù)據(jù)來(lái)源及研究方法

（一）變量解釋及數(shù)據(jù)來(lái)源

我國(guó)居民消費(fèi)率較低的主要原因有高儲(chǔ)蓄、人口老齡化、社會(huì)保障體系不健全、城鄉(xiāng)收入差距大等，因此選取這四個(gè)因素，并各設(shè)一個(gè)代理指標(biāo)：儲(chǔ)蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會(huì)保障支出比、全國(guó)居民基尼系數(shù)，作為本文研究的自變量。在因變量居民消費(fèi)上，采用衡量指標(biāo)居民最終消費(fèi)率。

各變量指標(biāo)的計(jì)算方法及數(shù)據(jù)來(lái)源如下：

1.居民最終消費(fèi)率（sum）：用居民消費(fèi)占GDP的百分比來(lái)表示，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2012》。

2.儲(chǔ)蓄率（sav）：用城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄年底余額占GDP的百分比來(lái)表示，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2012》。

3.老年撫養(yǎng)比（eld）：中國(guó)有關(guān)法律規(guī)定：15-64歲為勞動(dòng)年齡區(qū)間。因此，本文的老年撫養(yǎng)比指標(biāo)用大于最大勞動(dòng)年齡的人口數(shù)占勞動(dòng)年齡人口總數(shù)的百分比表示，即

4.社會(huì)保障支出比（sse）：用每年財(cái)政支出中用于社會(huì)保障和就業(yè)支出的總額占財(cái)政支出總額的比重表示。數(shù)據(jù)根據(jù)《2012中國(guó)財(cái)政年鑒》和《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》中的相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算所得。

5.全國(guó)居民基尼系數(shù)（gini）：我國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局是將城鎮(zhèn)和農(nóng)村分別計(jì)算的居民基尼系數(shù)，對(duì)于全國(guó)居民基尼系數(shù)，采用Sundrum在1990年提出的城鄉(xiāng)分解法來(lái)計(jì)算，其公式為：

其中，G、G1、G2分別表示全國(guó)居民基尼系數(shù)、城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)、農(nóng)村居民基尼系數(shù)，p1、p2分別為城鎮(zhèn)人口和農(nóng)村人口占總?cè)丝诘陌俜直?，μ、?、μ2分別表示全國(guó)人均收入、城鎮(zhèn)人均收入、農(nóng)村人均收入，其中全國(guó)人均收入是根據(jù)城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入和農(nóng)村居民的人均純收入用人口比重加權(quán)平均得到的。數(shù)據(jù)根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2012》的相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算所得。

（二）研究方法

本文選取我國(guó)1990-2011年的數(shù)據(jù)作為樣本區(qū)間，為了避免模型中出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，首先采用ADF單位根檢驗(yàn)法，來(lái)判定變量的平穩(wěn)性。如果變量是非平穩(wěn)的，那么檢驗(yàn)變量是否單整，即通過(guò)對(duì)變量采取協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)確定變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系，本文采用了Johansen檢驗(yàn)方法來(lái)確定變量之間的協(xié)整關(guān)系。協(xié)整分析的是變量之間的單程關(guān)系，而確定變量之間相互關(guān)系則需要采取Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，所以本文在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上又對(duì)變量采取Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。最后進(jìn)行多元線性回歸，分析儲(chǔ)蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會(huì)保障支出比、全國(guó)居民基尼系數(shù)是如何影響我國(guó)居民最終消費(fèi)率的。

實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)endprint

單位根檢驗(yàn)（unit root test）主要是用來(lái)判定時(shí)間序列的平穩(wěn)性，以避免偽回歸現(xiàn)象的發(fā)生?；趩挝桓枷耄疚睦肊views6.0軟件得出我國(guó)居民最終消費(fèi)率、儲(chǔ)蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會(huì)保障支出比、全國(guó)居民基尼系數(shù)這五個(gè)變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果，如表1所示。

經(jīng)過(guò)ADF單位根檢驗(yàn)，我國(guó)居民最終消費(fèi)率、儲(chǔ)蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會(huì)保障支出比、全國(guó)居民基尼系數(shù)這五個(gè)變量不是平穩(wěn)時(shí)間序列，但其一階差分都是平穩(wěn)時(shí)間序列。服從一階單整，則可通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)判定它們之間是否具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

所謂協(xié)整，是指多個(gè)非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量的某種線性組合是平穩(wěn)的，即這些變量直接存在著一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。協(xié)整分析主要有兩種方法，當(dāng)只有兩變量時(shí)一般采用E-G兩步法;當(dāng)存在多變量時(shí)，一般采用Johansen方法進(jìn)行檢驗(yàn)。本文有五個(gè)變量，因此選用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果如表2。

由表2可知，跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果都表明：在5%的顯著性水平下，時(shí)間序列居民最終消費(fèi)率、儲(chǔ)蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會(huì)保障支出比、全國(guó)居民基尼系數(shù)之間存在一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，即它們之間存在一個(gè)協(xié)整方程。協(xié)整方程如下：

sum=0.9108+0.1653sav-4.4144eld+0.5411sse-0.46533gini ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，常數(shù)項(xiàng)和解釋變量的統(tǒng)計(jì)量都顯著。模型的估計(jì)參數(shù)為：R2=0.9063，DW=2.1456，F(xiàn)=41.1146，P=0.0000，模型整體擬合效果較好。又4-du=2.203>DW=2.1456>du=1.797，所以此方程不存在序列相關(guān)性。由協(xié)整關(guān)系模型可知，從長(zhǎng)期來(lái)看，儲(chǔ)蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會(huì)保障支出比、全國(guó)居民基尼系數(shù)對(duì)居民最終消費(fèi)率的關(guān)系具體表現(xiàn)在：儲(chǔ)蓄率增加一個(gè)百分點(diǎn)會(huì)導(dǎo)致居民最終消費(fèi)率增加0.1653個(gè)百分點(diǎn);老年撫養(yǎng)比增加一個(gè)百分點(diǎn)會(huì)導(dǎo)致居民最終消費(fèi)率減少4.4144個(gè)百分點(diǎn);社會(huì)保障支出比增加一個(gè)百分點(diǎn)會(huì)導(dǎo)致居民最終消費(fèi)率增加0.5411個(gè)百分點(diǎn);全國(guó)居民基尼系數(shù)增加一個(gè)百分點(diǎn)會(huì)導(dǎo)致居民最終消費(fèi)率減少0.4653個(gè)百分點(diǎn)。

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)主要是分析兩個(gè)時(shí)間序列之間的因果關(guān)系是否存在，即分析當(dāng)期因變量能在多大程度上被自變量所解釋，以及自變量的滯后期是否提高了對(duì)因變量的解釋程度。檢驗(yàn)思路是：用當(dāng)前的因變量對(duì)因變量的若干滯后期及自變量的若干滯后期進(jìn)行回歸，然后檢驗(yàn)自變量的這些滯后期變量作為一個(gè)整體是否改善了回歸結(jié)果，如果結(jié)果是肯定的，則稱該自變量是因變量的格蘭杰原因。本文采用Eviews6.0軟件得出我國(guó)居民最終消費(fèi)率、儲(chǔ)蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會(huì)保障支出比、全國(guó)居民基尼系數(shù)這五個(gè)變量格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果如表3所示。

從格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果可知：我國(guó)居民儲(chǔ)蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會(huì)保障支出比、全國(guó)居民基尼系數(shù)這四個(gè)變量都是居民最終消費(fèi)率的格蘭杰原因，反之卻都不成立，具有單向的格蘭杰原因。這說(shuō)明這四個(gè)變量都在一定程度上影響了居民最終消費(fèi)率的走勢(shì)。

（四）回歸模型

用Stata軟件對(duì)所選取的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，然后將所選取的解釋變量引入模型，按sum=β0+β1sav+β2eld+β3 sse+β4 gini+u方程進(jìn)行多元線性O(shè)LS回歸，得到表4結(jié)果。

OLS回歸結(jié)果：（2）

考慮到本文所研究的影響消費(fèi)率的各因素之間有可能有相關(guān)性，為了使回歸的結(jié)果更加可靠、有效，運(yùn)用似無(wú)相關(guān)回歸（SUR）來(lái)對(duì)模型進(jìn)一步估計(jì)，見表5。

對(duì)比表4和表5可以發(fā)現(xiàn)，OLS回歸結(jié)果和SUR回歸結(jié)果的差異性很小，結(jié)果基本一致，而且兩個(gè)回歸結(jié)果的擬合優(yōu)度都在90%以上，這更進(jìn)一步加強(qiáng)了該多元線性回歸公式結(jié)論的可靠性。

對(duì)sav、eld、sse、gini四個(gè)自變量分別進(jìn)行t檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果均顯示該四個(gè)解釋變量對(duì)被解釋變量sum是顯著的，并且對(duì)整個(gè)多元線性回歸方程進(jìn)行F檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示四個(gè)解釋變量對(duì)被解釋變量是聯(lián)合顯著的。

回歸結(jié)果分析

根據(jù)OLS回歸結(jié)果公式（2），可以知道儲(chǔ)蓄率與居民最終消費(fèi)率之間是反相關(guān)的關(guān)系，儲(chǔ)蓄率每增加1%，居民最終消費(fèi)率減少0.165313%，居民的可支配收入中，用于儲(chǔ)蓄的金額越多，用于消費(fèi)的金額就會(huì)減少;老年撫養(yǎng)比和居民最終消費(fèi)率之間也是反相關(guān)的關(guān)系，而且影響系數(shù)很大，老年撫養(yǎng)比每增加1%，居民最終消費(fèi)率就減少4.414363%，受消費(fèi)傾向和傳統(tǒng)消費(fèi)方式的影響，老年撫養(yǎng)比越高，居民用于消費(fèi)的金額就會(huì)越少，可見我國(guó)目前的老齡化現(xiàn)狀在深深地制約著我國(guó)居民的消費(fèi);全國(guó)居民基尼系數(shù)和居民最終消費(fèi)率之間也是反相關(guān)的關(guān)系，全國(guó)居民基尼系數(shù)每增加1%，居民最終消費(fèi)率就會(huì)減少0.4158295%，全國(guó)居民基尼系數(shù)表示了收入分配不平均，基尼系數(shù)越高，說(shuō)明中國(guó)城鄉(xiāng)之間居民收入分配差距越大，這大大限制了國(guó)家拉動(dòng)內(nèi)需的發(fā)展。

在回歸結(jié)果中我們發(fā)現(xiàn)，社會(huì)保障支出比和居民最終消費(fèi)率之間呈正相關(guān)的關(guān)系，財(cái)政支出中用于社會(huì)保障和就業(yè)支出等的比重每增加一個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)促使居民最終消費(fèi)率增加約0.54個(gè)百分點(diǎn)，財(cái)政支出中用于社會(huì)保障和就業(yè)支出等的比重越高，居民用于預(yù)防未來(lái)發(fā)生不測(cè)而進(jìn)行的預(yù)防性儲(chǔ)蓄越少，相應(yīng)地在消費(fèi)方面會(huì)有所增加。

從因變量和自變量之間關(guān)系形成的散點(diǎn)圖（圖1）看：隨著目前居民最終消費(fèi)率的逐漸降低，儲(chǔ)蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會(huì)保障支出比、全國(guó)居民基尼系數(shù)整體上都呈上升的趨勢(shì)。儲(chǔ)蓄率、老年撫養(yǎng)比、全國(guó)居民基尼系數(shù)和居民最終消費(fèi)率是反相關(guān)的關(guān)系，所以有此趨勢(shì)是正常的?？墒巧鐣?huì)保障支出比與居民最終消費(fèi)率也有相反的發(fā)展方向，這好像與回歸方程中正的回歸系數(shù)是矛盾的，然而，像上面回歸結(jié)果分析中所提到的，財(cái)政支出中用于社會(huì)保障和就業(yè)支出等的比重越高，居民的防御性儲(chǔ)蓄會(huì)減少，相應(yīng)地會(huì)有更多的可支配收入用于消費(fèi)，所以居民最終消費(fèi)率和社會(huì)保障支出比的相關(guān)系數(shù)為正;但是影響居民最終消費(fèi)率的因素很多，與居民最終消費(fèi)率呈反相關(guān)關(guān)系的因素也很多，本文的研究中就有三個(gè)（儲(chǔ)蓄率、老年撫養(yǎng)比、全國(guó)居民基尼系數(shù)），當(dāng)這類因素對(duì)居民最終消費(fèi)率的反向影響力大于社會(huì)保障支出比對(duì)居民最終消費(fèi)率的正向影響力，就會(huì)出現(xiàn)回歸方程②和圖1的結(jié)果。endprint

結(jié)論

實(shí)證結(jié)果表明：儲(chǔ)蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會(huì)保障支出比、全國(guó)居民基尼系數(shù)與居民最終消費(fèi)率都有很大的相關(guān)性。高儲(chǔ)蓄率、人口老齡化、社會(huì)保障體系不健全和城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大的現(xiàn)狀已深深地制約了我國(guó)居民的消費(fèi)。擴(kuò)大內(nèi)需、提高居民消費(fèi)率務(wù)必要先消除這些制約因素，使人們有足夠的可支配收入去消費(fèi)，并且在消費(fèi)時(shí)沒(méi)有后顧之憂，敢于去消費(fèi)，而這需要有一個(gè)健全的社會(huì)保障體系和強(qiáng)大的中等收入群體做支撐。

建議

（一）建立健全社會(huì)保障體系

社會(huì)保障體系的不健全，使我國(guó)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)很強(qiáng)，政府應(yīng)盡快彌補(bǔ)制度缺失，建立一套覆蓋城鄉(xiāng)的社會(huì)保障體系和便民快捷的服務(wù)體系。通過(guò)建立一套涵蓋年老、失業(yè)、患病、工傷、生育等的基本生活和基本醫(yī)療的社會(huì)保障體系，以減少人們對(duì)未來(lái)不確定性的擔(dān)憂，提高人們的消費(fèi)信心，尤其是通過(guò)逐步平衡城鄉(xiāng)社會(huì)保障待遇和提高低收入人群的收入水平，可以改善低收入群體的消費(fèi)預(yù)期和消費(fèi)結(jié)構(gòu)，達(dá)到大規(guī)模拉動(dòng)居民消費(fèi)的目的。此外，便民快捷的社會(huì)保障服務(wù)體系也有助于勞動(dòng)力在全社會(huì)范圍內(nèi)自由的流動(dòng)，使人力資源得到有效配置，利于人們?cè)鍪詹㈤g接拉動(dòng)消費(fèi)。

（二）緩解收入差距并提高中等收入群體的比例

目前，我國(guó)的居民收入差距仍在高位徘徊，這對(duì)居民消費(fèi)率的提高很不利。因?yàn)楦呤杖肴后w有消費(fèi)能力但缺乏消費(fèi)傾向，而低收入群體有較高的消費(fèi)傾向，卻受收入水平的限制沒(méi)有足夠的消費(fèi)能力。因此，需要政府深化收入分配改革，提高中等收入群體的比例，以在一定程度上緩解收入差距所引發(fā)的消費(fèi)疲軟現(xiàn)象。提高中等收入人群比例的途徑有：

一是調(diào)整國(guó)民收入分配格局，逐步提高居民收入在國(guó)民收入分配中所占的比重，同時(shí)提高勞動(dòng)報(bào)酬在初次分配中的占比。

二是通過(guò)構(gòu)建相應(yīng)的體制機(jī)制，可以實(shí)現(xiàn)低收入群體收入向上的流動(dòng)，這是擴(kuò)大中等收入群體的重要路徑。

三是綜合利用財(cái)稅、轉(zhuǎn)移支付等手段，加快構(gòu)建中等收入群體占多數(shù)的“橄欖型”社會(huì)結(jié)構(gòu)。

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2.車曉惠.我國(guó)最終消費(fèi)率影響因素實(shí)證分析[J].商業(yè)時(shí)代，2012（4）

3.方匡南，章紫藝.社會(huì)保障對(duì)城鄉(xiāng)家庭消費(fèi)的影響研究[J].統(tǒng)計(jì)研究，2013（3）

4.楊向晴.收入分配差距對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)的影響分析[D].浙江工商大學(xué)碩士論文，2013（6）

5.齊吳珍.我國(guó)居民消費(fèi)及其影響因素分析[D].安徽大學(xué)碩士論文，2012（4）

6.蘇興林.中國(guó)人口老齡化與居民消費(fèi)[D].山東大學(xué)碩士論文，2012（5）

7.賈穎.轉(zhuǎn)型時(shí)期中國(guó)居民消費(fèi)分析及宏觀政策研究[D].財(cái)政部財(cái)政科學(xué)研究所博士論文，2012（2）endprint

結(jié)論

實(shí)證結(jié)果表明：儲(chǔ)蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會(huì)保障支出比、全國(guó)居民基尼系數(shù)與居民最終消費(fèi)率都有很大的相關(guān)性。高儲(chǔ)蓄率、人口老齡化、社會(huì)保障體系不健全和城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大的現(xiàn)狀已深深地制約了我國(guó)居民的消費(fèi)。擴(kuò)大內(nèi)需、提高居民消費(fèi)率務(wù)必要先消除這些制約因素，使人們有足夠的可支配收入去消費(fèi)，并且在消費(fèi)時(shí)沒(méi)有后顧之憂，敢于去消費(fèi)，而這需要有一個(gè)健全的社會(huì)保障體系和強(qiáng)大的中等收入群體做支撐。

建議

（一）建立健全社會(huì)保障體系

社會(huì)保障體系的不健全，使我國(guó)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)很強(qiáng)，政府應(yīng)盡快彌補(bǔ)制度缺失，建立一套覆蓋城鄉(xiāng)的社會(huì)保障體系和便民快捷的服務(wù)體系。通過(guò)建立一套涵蓋年老、失業(yè)、患病、工傷、生育等的基本生活和基本醫(yī)療的社會(huì)保障體系，以減少人們對(duì)未來(lái)不確定性的擔(dān)憂，提高人們的消費(fèi)信心，尤其是通過(guò)逐步平衡城鄉(xiāng)社會(huì)保障待遇和提高低收入人群的收入水平，可以改善低收入群體的消費(fèi)預(yù)期和消費(fèi)結(jié)構(gòu)，達(dá)到大規(guī)模拉動(dòng)居民消費(fèi)的目的。此外，便民快捷的社會(huì)保障服務(wù)體系也有助于勞動(dòng)力在全社會(huì)范圍內(nèi)自由的流動(dòng)，使人力資源得到有效配置，利于人們?cè)鍪詹㈤g接拉動(dòng)消費(fèi)。

（二）緩解收入差距并提高中等收入群體的比例

目前，我國(guó)的居民收入差距仍在高位徘徊，這對(duì)居民消費(fèi)率的提高很不利。因?yàn)楦呤杖肴后w有消費(fèi)能力但缺乏消費(fèi)傾向，而低收入群體有較高的消費(fèi)傾向，卻受收入水平的限制沒(méi)有足夠的消費(fèi)能力。因此，需要政府深化收入分配改革，提高中等收入群體的比例，以在一定程度上緩解收入差距所引發(fā)的消費(fèi)疲軟現(xiàn)象。提高中等收入人群比例的途徑有：

一是調(diào)整國(guó)民收入分配格局，逐步提高居民收入在國(guó)民收入分配中所占的比重，同時(shí)提高勞動(dòng)報(bào)酬在初次分配中的占比。

二是通過(guò)構(gòu)建相應(yīng)的體制機(jī)制，可以實(shí)現(xiàn)低收入群體收入向上的流動(dòng)，這是擴(kuò)大中等收入群體的重要路徑。

三是綜合利用財(cái)稅、轉(zhuǎn)移支付等手段，加快構(gòu)建中等收入群體占多數(shù)的“橄欖型”社會(huì)結(jié)構(gòu)。

參考文獻(xiàn)：

1.楊麗.農(nóng)村居民消費(fèi)率影響因素分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2013（19）

2.車曉惠.我國(guó)最終消費(fèi)率影響因素實(shí)證分析[J].商業(yè)時(shí)代，2012（4）

3.方匡南，章紫藝.社會(huì)保障對(duì)城鄉(xiāng)家庭消費(fèi)的影響研究[J].統(tǒng)計(jì)研究，2013（3）

4.楊向晴.收入分配差距對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)的影響分析[D].浙江工商大學(xué)碩士論文，2013（6）

5.齊吳珍.我國(guó)居民消費(fèi)及其影響因素分析[D].安徽大學(xué)碩士論文，2012（4）

6.蘇興林.中國(guó)人口老齡化與居民消費(fèi)[D].山東大學(xué)碩士論文，2012（5）

7.賈穎.轉(zhuǎn)型時(shí)期中國(guó)居民消費(fèi)分析及宏觀政策研究[D].財(cái)政部財(cái)政科學(xué)研究所博士論文，2012（2）endprint

結(jié)論

實(shí)證結(jié)果表明：儲(chǔ)蓄率、老年撫養(yǎng)比、社會(huì)保障支出比、全國(guó)居民基尼系數(shù)與居民最終消費(fèi)率都有很大的相關(guān)性。高儲(chǔ)蓄率、人口老齡化、社會(huì)保障體系不健全和城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大的現(xiàn)狀已深深地制約了我國(guó)居民的消費(fèi)。擴(kuò)大內(nèi)需、提高居民消費(fèi)率務(wù)必要先消除這些制約因素，使人們有足夠的可支配收入去消費(fèi)，并且在消費(fèi)時(shí)沒(méi)有后顧之憂，敢于去消費(fèi)，而這需要有一個(gè)健全的社會(huì)保障體系和強(qiáng)大的中等收入群體做支撐。

建議

（一）建立健全社會(huì)保障體系

社會(huì)保障體系的不健全，使我國(guó)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)很強(qiáng)，政府應(yīng)盡快彌補(bǔ)制度缺失，建立一套覆蓋城鄉(xiāng)的社會(huì)保障體系和便民快捷的服務(wù)體系。通過(guò)建立一套涵蓋年老、失業(yè)、患病、工傷、生育等的基本生活和基本醫(yī)療的社會(huì)保障體系，以減少人們對(duì)未來(lái)不確定性的擔(dān)憂，提高人們的消費(fèi)信心，尤其是通過(guò)逐步平衡城鄉(xiāng)社會(huì)保障待遇和提高低收入人群的收入水平，可以改善低收入群體的消費(fèi)預(yù)期和消費(fèi)結(jié)構(gòu)，達(dá)到大規(guī)模拉動(dòng)居民消費(fèi)的目的。此外，便民快捷的社會(huì)保障服務(wù)體系也有助于勞動(dòng)力在全社會(huì)范圍內(nèi)自由的流動(dòng)，使人力資源得到有效配置，利于人們?cè)鍪詹㈤g接拉動(dòng)消費(fèi)。

（二）緩解收入差距并提高中等收入群體的比例

目前，我國(guó)的居民收入差距仍在高位徘徊，這對(duì)居民消費(fèi)率的提高很不利。因?yàn)楦呤杖肴后w有消費(fèi)能力但缺乏消費(fèi)傾向，而低收入群體有較高的消費(fèi)傾向，卻受收入水平的限制沒(méi)有足夠的消費(fèi)能力。因此，需要政府深化收入分配改革，提高中等收入群體的比例，以在一定程度上緩解收入差距所引發(fā)的消費(fèi)疲軟現(xiàn)象。提高中等收入人群比例的途徑有：

一是調(diào)整國(guó)民收入分配格局，逐步提高居民收入在國(guó)民收入分配中所占的比重，同時(shí)提高勞動(dòng)報(bào)酬在初次分配中的占比。

二是通過(guò)構(gòu)建相應(yīng)的體制機(jī)制，可以實(shí)現(xiàn)低收入群體收入向上的流動(dòng)，這是擴(kuò)大中等收入群體的重要路徑。

三是綜合利用財(cái)稅、轉(zhuǎn)移支付等手段，加快構(gòu)建中等收入群體占多數(shù)的“橄欖型”社會(huì)結(jié)構(gòu)。

參考文獻(xiàn)：

1.楊麗.農(nóng)村居民消費(fèi)率影響因素分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2013（19）

2.車曉惠.我國(guó)最終消費(fèi)率影響因素實(shí)證分析[J].商業(yè)時(shí)代，2012（4）

3.方匡南，章紫藝.社會(huì)保障對(duì)城鄉(xiāng)家庭消費(fèi)的影響研究[J].統(tǒng)計(jì)研究，2013（3）

4.楊向晴.收入分配差距對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)的影響分析[D].浙江工商大學(xué)碩士論文，2013（6）

5.齊吳珍.我國(guó)居民消費(fèi)及其影響因素分析[D].安徽大學(xué)碩士論文，2012（4）

6.蘇興林.中國(guó)人口老齡化與居民消費(fèi)[D].山東大學(xué)碩士論文，2012（5）

7.賈穎.轉(zhuǎn)型時(shí)期中國(guó)居民消費(fèi)分析及宏觀政策研究[D].財(cái)政部財(cái)政科學(xué)研究所博士論文，2012（2）endprint