陳　曉　魏蘭葉

(新疆大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆 烏魯木齊　830046)

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提高城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的路徑探究

陳曉魏蘭葉

(新疆大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆 烏魯木齊830046)

基于城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)傾向與基尼系數(shù)之間成反比的函數(shù)關(guān)系，研究了影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民平均消費(fèi)傾向與基尼系數(shù)的因素。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢(shì)下，增加外貿(mào)依存度，不但會(huì)減少城鎮(zhèn)居民消費(fèi)，還會(huì)擴(kuò)大收入差距；可以通過(guò)降低失業(yè)率、增加城鎮(zhèn)化率或者減小城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)和固定資產(chǎn)投資所占比重間接提高城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平，達(dá)到擴(kuò)大國(guó)內(nèi)需求的目的。

城鎮(zhèn)居民；APC；基尼系數(shù)；擴(kuò)大內(nèi)需

一、研究背景

受到2008年美國(guó)引發(fā)的次貸危機(jī)以及世界性金融危機(jī)的影響，全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢、消費(fèi)低迷，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)同樣受到一定程度的波及，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緩慢、外貿(mào)出口下降，同時(shí)我國(guó)還面臨著“中等收入陷阱”，在這種形勢(shì)下，擴(kuò)大國(guó)內(nèi)需求已經(jīng)成為當(dāng)前拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿1]。1997-1998年的東亞金融危機(jī)導(dǎo)致我國(guó)面臨的國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境嚴(yán)重惡化，同時(shí)2000年美國(guó)經(jīng)濟(jì)減速使得2001年全球經(jīng)濟(jì)陷入衰退，我國(guó)政府于是提出了擴(kuò)大內(nèi)需的政策。2002年朱镕基總理在《政府工作報(bào)告》中明確指出，“在國(guó)際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)嚴(yán)峻的環(huán)境下，實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)較快增長(zhǎng)的根本對(duì)策，是實(shí)現(xiàn)消費(fèi)和投資雙拉動(dòng)，擴(kuò)大我國(guó)的國(guó)內(nèi)需求”[2]。2010年年底我國(guó)政府出臺(tái)投資4萬(wàn)億工程建設(shè)，用于擴(kuò)大內(nèi)需、拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)較快增長(zhǎng)、加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。但是，這些政策造成我國(guó)投資與消費(fèi)不協(xié)調(diào)、投資率長(zhǎng)期偏高，帶來(lái)了產(chǎn)能過(guò)剩的問(wèn)題。事實(shí)證明，要實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)健康持續(xù)增長(zhǎng)，就必須努力擴(kuò)大國(guó)內(nèi)消費(fèi)需求，改變消費(fèi)與投資結(jié)構(gòu)不合理的局面。

要擴(kuò)大國(guó)內(nèi)需求，研究消費(fèi)者平均消費(fèi)傾向的影響因素、找尋擴(kuò)大平均消費(fèi)傾向的路徑顯得十分必要。凱恩斯(1936)的絕對(duì)收入假說(shuō)將消費(fèi)和收入聯(lián)系起來(lái)，他的消費(fèi)理論最早分析收入分配與消費(fèi)需求之間的關(guān)系，該理論認(rèn)為隨著收入的增加邊際消費(fèi)傾向遞減，因而縮小收入差距可以提高居民的總體消費(fèi)水平[3]。杜森貝里(1949)在凱恩斯理論的基礎(chǔ)上提出了相對(duì)收入假說(shuō)，認(rèn)為消費(fèi)行為具有很強(qiáng)的示范效應(yīng)，高收入家庭的消費(fèi)對(duì)低收入家庭有示范效應(yīng)，導(dǎo)致低收入家庭的邊際消費(fèi)傾向大于高收入家庭[4]。李軍(2003)研究收入差距與居民消費(fèi)需求之間的定量關(guān)系，得出二者之間有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系[5]。苗慧凱(2005)分析我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大，對(duì)于消費(fèi)需求具有多方面的消極作用，最終影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展[6]。王少平、歐陽(yáng)志剛(2007)用泰爾指數(shù)計(jì)算我國(guó)的城鄉(xiāng)收入差距，借助面板協(xié)整模型揭示了城鄉(xiāng)收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)產(chǎn)生阻滯作用[7]。徐仲昆等(2013)認(rèn)為，我國(guó)收入差距過(guò)大，造成我國(guó)的出口依賴和內(nèi)需不足[8]。劉志彪 (2012)指出，我國(guó)國(guó)內(nèi)需求不足的根結(jié)在于中等收入群體占總?cè)丝诒戎剌^低，只有調(diào)整收入分配差距，才可以實(shí)現(xiàn)投資與消費(fèi)結(jié)構(gòu)的平衡[9]。此外，我國(guó)的居民消費(fèi)問(wèn)題一直是我國(guó)學(xué)術(shù)界的熱點(diǎn)問(wèn)題之一。筆者研究了在開放經(jīng)濟(jì)條件下影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民平均消費(fèi)傾向和基尼系數(shù)的主要因素，這有助于擴(kuò)大內(nèi)需的同時(shí)，避免國(guó)內(nèi)收入差異過(guò)大引發(fā)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題。

二、城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)傾向與收入分配的計(jì)算

1、平均消費(fèi)傾向的計(jì)算

首先，由城鎮(zhèn)居民的實(shí)際人均可支配收入與實(shí)際消費(fèi)性支出，求得不同收入階層的平均消費(fèi)傾向，計(jì)算公式為APC=c/yd，其中APC代表平均消費(fèi)傾向，yd代表可支配收入，c代表消費(fèi)支出。中國(guó)城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)傾向如圖1所示。

圖1　城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)傾向變化圖

如圖1所示，城鎮(zhèn)居民平均消費(fèi)傾向有三個(gè)明顯的特征:第一，中國(guó)城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)傾向大致呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)，尤其是1991年以前，波動(dòng)較大。第二，2008年以后，我國(guó)城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)傾向介于50%-70%左右，明顯低于全球發(fā)達(dá)國(guó)家的平均值75.2%。第三，2012年以來(lái)，城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)傾向顯著較低，2014年城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)傾向達(dá)到了1992年以來(lái)的最低點(diǎn)。因此，筆者認(rèn)為提高我國(guó)城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)傾向可以達(dá)到擴(kuò)大我國(guó)國(guó)內(nèi)需求的目的。

2、收入差距的計(jì)算

1943年，美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家阿爾伯特·赫希曼根據(jù)勞倫茲曲線關(guān)于收入分配公平程度的指標(biāo)，提出了基尼系數(shù)這一概念。該比例數(shù)值，在0和1之間，是國(guó)際上用來(lái)綜合考察居民內(nèi)部收入分配差異狀況的一個(gè)重要分析指標(biāo)[10]。基尼系數(shù)可以比較直接和客觀的反應(yīng)一個(gè)國(guó)家內(nèi)的貧富差距，可以衡量和預(yù)防社會(huì)貧富兩級(jí)分化，在世界各國(guó)內(nèi)得到了普遍認(rèn)可[11]?；嵯禂?shù)的計(jì)算公式為：

其中，|Yi-Yj|是任何一個(gè)收入樣本差的絕對(duì)值，n是樣本容量，u是收入均值。由于該方法的樣本不好選取，計(jì)算比較復(fù)雜、難度大，并且1987年之后我國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局把城鎮(zhèn)收入等級(jí)分成不均等的7組，因此筆者采用的基尼系數(shù)計(jì)算公式為：

其中，P是總?cè)丝跀?shù)，M是總收入，Pi是第i組的人口占總?cè)丝诘谋戎兀琈i是累計(jì)到第i組的收入。因此根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒中對(duì)城鎮(zhèn)居民收入階層分組，以及每個(gè)收入階層的人數(shù)和收入，得到的城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)如圖2所示。其中，1985年、1986年、2013年、2014年的城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)是通過(guò)對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)的理論分析和實(shí)證研究[12]，依據(jù)我國(guó)居民基尼系數(shù)的波動(dòng)歷程以及聯(lián)合國(guó)公布的我國(guó)基尼系數(shù)，得出的預(yù)測(cè)值[13]。

圖2　城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)

由圖2可以看出，我國(guó)城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)較高，隨時(shí)間變化大致呈現(xiàn)出遞增的趨勢(shì)。1994年、1998年、2002年、2008年、2010年達(dá)到了較高值，然后開始下降。自2002年以來(lái)，除了2009年以外，我國(guó)城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)一直介于0.3與0.4之間，說(shuō)明我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入差距較大。

三、城鎮(zhèn)居民平均消費(fèi)傾向和基尼系數(shù)的影響因素分析

1、模型建立

(1)數(shù)據(jù)來(lái)源

為了驗(yàn)證影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)、基尼系數(shù)的主要因素，通過(guò)對(duì)它們建立經(jīng)濟(jì)模型，來(lái)確定它們之間的關(guān)系。主要的解釋變量是外貿(mào)依存度[14]、美元與人民幣的匯率[15]、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的比重[16]、城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)[17]、城鎮(zhèn)化率[18]、城鎮(zhèn)居民就業(yè)率[19]，以及是否發(fā)生金融危機(jī)、是否加入WTO。然后對(duì)這些影響因素做最小二乘模型回歸。各變量的詳細(xì)情況如表1所示。

表1　模型中變量說(shuō)明、預(yù)期符號(hào)及理論含義

數(shù)據(jù)來(lái)源:《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒(1986-2014)》；中華人民共和國(guó)統(tǒng)計(jì)局；中國(guó)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)；2013年、2014年基尼系數(shù)參考《中國(guó)民生發(fā)展報(bào)告2014》。

(2)ADF檢驗(yàn)

首先在Eviews7.2中分別對(duì)上式中的各個(gè)時(shí)間序列變量做平穩(wěn)性檢驗(yàn)[20]，得出所有數(shù)據(jù)在5%的水平下一階差分平穩(wěn)(如表2所示)，說(shuō)明它們都是一階單整平穩(wěn)序列。然后運(yùn)用Eviews7.2對(duì)選取的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。

表2　變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

(3)多重共線性及優(yōu)化

為了消除價(jià)格因素、減小異方差，對(duì)時(shí)間序列指標(biāo)取自然對(duì)數(shù)。通過(guò)最小二乘法，得出模型的R2與F值較大，但是各個(gè)參數(shù)估計(jì)值的t檢驗(yàn)值較小，說(shuō)明各解釋變量對(duì)被解釋變量的聯(lián)合線性作用顯著，但各解釋變量間存在共線性使得它們對(duì)被解釋變量的獨(dú)立作用不能分解[21]。由各變量的相關(guān)系數(shù)圖可知，lnAPC與lnFTD、lner、lnegr、lnczh、lnur的相關(guān)系數(shù)較大，lnegr、lner與lnFTD高度相關(guān)；lnjn與lnFTD、lnegr、lner、lnfir、lnczh的相關(guān)系數(shù)較大，lnczh與lnFTD、lnfir高度相關(guān)。采用逐步回歸、剔除變量法克服多重共線性[22]，最終確定的模型如下：

lnAPCt=β0+β1lnFTDt+β2lnczht+β3D1lnFTDt+β4urt+μ1t

lnjnt=β0+β1D2+β2lnFTDt+β3D1lnFTDt+β4D2lnFTDt+β5lnert+β6lnfirt+β7lnegrt+μ2t

2、模型分析

(1)協(xié)整檢驗(yàn)

模型中所采用的時(shí)間序列均為一階差分平穩(wěn)序列，因此它們之間可能存在著協(xié)整關(guān)系。為了進(jìn)一步考察這些數(shù)據(jù)中是否確實(shí)存在協(xié)整關(guān)系，對(duì)這些數(shù)據(jù)進(jìn)行EG兩步法協(xié)整檢驗(yàn)[23]。采取最小二乘法進(jìn)行協(xié)整回歸，得到的回歸結(jié)果如表3所示。

由D.W.值可以看出回歸模型不存在嚴(yán)重的序列相關(guān)性問(wèn)題[24]，由F值和T值可以看出解釋變量整體以及單個(gè)解釋變量都比較顯著，并且從R2可以看出方程的擬合優(yōu)度較高，擬合效果較好。

表3　協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

(2)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步分析各組變量之間是否存在因果關(guān)系，分別對(duì)它們進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

表4　格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

由表4可知：在10%的置信水平下，可以認(rèn)為外貿(mào)依存度是APC的格蘭杰原因，也就是說(shuō)調(diào)整對(duì)外貿(mào)易依存度可以影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出；城鎮(zhèn)化率是APC的格蘭杰原因，為我國(guó)政府提出通過(guò)提高城鎮(zhèn)化率來(lái)擴(kuò)大我國(guó)的國(guó)內(nèi)需求提供了理論依據(jù)；而城鎮(zhèn)居民的失業(yè)率不是APC的格蘭杰原因；外貿(mào)依存度是jn的格蘭杰原因，也就是說(shuō)調(diào)整對(duì)外貿(mào)易依存度可以影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)；fir是jn的格蘭杰原因，固定資產(chǎn)投資會(huì)影響城鎮(zhèn)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)等多個(gè)方面，是社會(huì)固定資產(chǎn)再生產(chǎn)的主要手段，因此固定資產(chǎn)投資會(huì)影響基尼系數(shù)；恩格爾系數(shù)是jn的格蘭杰原因，恩格爾系數(shù)是衡量收入分配的一個(gè)重要指標(biāo)，恩格爾系數(shù)低意味著居民收入高，恩格爾系數(shù)大，表明居民收入低，因此恩格爾系數(shù)會(huì)影響基尼系數(shù)；美元與人民幣的匯率不是jn的格蘭杰原因。

(3)脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)用來(lái)衡量回歸模型受到某種沖擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)造成的動(dòng)態(tài)影響，可以比較直觀的刻畫出變量之間的效應(yīng)及動(dòng)態(tài)交互作用。各變量間的脈沖響應(yīng)關(guān)系如圖3-圖9所示。

圖3　lnAPC對(duì)lnFTD的脈沖響應(yīng)

圖4　lnAPC對(duì)lnczh的脈沖響應(yīng)

圖5　lnAPC對(duì)lnur的脈沖響應(yīng)

圖6　lnjn對(duì)lnFTD的脈沖響應(yīng)

圖7　lnjn對(duì)lnegr的脈沖響應(yīng)

圖8　lnjn對(duì)lnfir的脈沖響應(yīng)

圖9　lnjn對(duì)lner的脈沖響應(yīng)

從圖3至圖5可以看出，給外貿(mào)依存度一個(gè)單位的正向沖擊，會(huì)使得APC開始時(shí)波動(dòng)較小，但是隨著時(shí)間波動(dòng)劇烈，長(zhǎng)期來(lái)看沒(méi)有很大的影響；給城鎮(zhèn)化率一個(gè)單位的沖擊，雖然在第6期有所回落，但是無(wú)論短期還是長(zhǎng)期均有正向影響；給城鎮(zhèn)居民失業(yè)率一個(gè)單位的沖擊，短期來(lái)看，APC略微增大，但長(zhǎng)期來(lái)看，失業(yè)率的增加，顯著的降低了居民的平均消費(fèi)傾向。

由圖6至圖9可以看出，給外貿(mào)依存度一個(gè)單位的沖擊，短期會(huì)使基尼系數(shù)下降，但是長(zhǎng)期卻導(dǎo)致了基尼系數(shù)的增大；給恩格爾系數(shù)一個(gè)單位的正向沖擊，短期會(huì)使基尼系數(shù)下降，但是長(zhǎng)期卻導(dǎo)致了基尼系數(shù)的增大；給城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資占比一個(gè)單位的正向沖擊，在第3期會(huì)略微增加基尼系數(shù)，但是長(zhǎng)期看并無(wú)影響；給美元與人民幣匯率一個(gè)單位的正向沖擊，短期會(huì)導(dǎo)致基尼系數(shù)波動(dòng)劇烈，長(zhǎng)期來(lái)看，影響逐漸消失。

四、結(jié)論及建議

1、結(jié)論

城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)傾向偏低且收入差距較大。從長(zhǎng)期來(lái)看，影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民平均消費(fèi)傾向的主要因素是對(duì)外貿(mào)易依存度、城鎮(zhèn)化率、2008年開始的經(jīng)濟(jì)危機(jī)、城鎮(zhèn)居民失業(yè)率。在沒(méi)有發(fā)生金融危機(jī)時(shí)，我國(guó)城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)傾向與外貿(mào)依存度正相關(guān)，外貿(mào)依存度每增加1%，平均消費(fèi)傾向增加0.283%；與城鎮(zhèn)化率是顯著正相關(guān)的，城鎮(zhèn)化率每增加1%，居民的平均消費(fèi)傾向增加1.491%；與城鎮(zhèn)居民的失業(yè)率是負(fù)相關(guān)的，城鎮(zhèn)居民的失業(yè)率每增加1%，居民的平均消費(fèi)傾向減少2.632%。當(dāng)發(fā)生金融危機(jī)時(shí)，我國(guó)城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)傾向與外貿(mào)依存度之間的關(guān)系由正相關(guān)轉(zhuǎn)負(fù)相關(guān)，相比而言，外貿(mào)依存度每增加1%，平均消費(fèi)傾向減少0.007%。

從長(zhǎng)期來(lái)看，影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)的主要因素是城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)、對(duì)外貿(mào)易依存度、2008年開始的經(jīng)濟(jì)危機(jī)、中國(guó)加入WTO、美元與人民幣之間的匯率、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的比重。在沒(méi)有發(fā)生金融危機(jī)和中國(guó)沒(méi)有加入WTO的情況下，我國(guó)城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)與外貿(mào)依存度負(fù)相關(guān)，外貿(mào)依存度每增加1%，基尼系數(shù)下降0.601%；與城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的比重正相關(guān)，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的比重每增加1%，基尼系數(shù)大約增加0.839%；與人民幣和美元的匯率正相關(guān)，美元與人民幣的匯率每增加1%，基尼系數(shù)大約增加0.676%；與恩格爾系數(shù)顯著正相關(guān)，恩格爾系數(shù)增加1%，基尼系數(shù)增加約0.706%。當(dāng)發(fā)生金融危機(jī)時(shí)，我國(guó)城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)與外貿(mào)依存度的負(fù)相關(guān)性變得更加顯著，外貿(mào)依存度每增加1%，基尼系數(shù)下降0.839%。隨著中國(guó)加入WTO，使得我國(guó)城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)與外貿(mào)依存度之間的關(guān)系轉(zhuǎn)為負(fù)相關(guān)，外貿(mào)依存度每增加1%，基尼系數(shù)增加0.081%；并且加入WTO，提高了我國(guó)城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)，使得方程的整體截距增加了0.843。

2、建議

實(shí)證結(jié)果表明面對(duì)不同的經(jīng)濟(jì)局勢(shì)，要提高我國(guó)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平應(yīng)該采取不同的政策措施。尤其是在目前國(guó)際環(huán)境復(fù)雜、國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)減緩、我國(guó)與各國(guó)政治經(jīng)貿(mào)的聯(lián)系日益緊密，區(qū)域乃至全球貿(mào)易往來(lái)更加自由的形勢(shì)下，減小外貿(mào)依存度不僅可以擴(kuò)大我國(guó)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出，還有助于減小我國(guó)城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)。近五年來(lái)，國(guó)際金融危機(jī)之后的全球經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、貿(mào)易增長(zhǎng)、投資增長(zhǎng)持續(xù)低迷，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨著前所未有的外部沖擊，外貿(mào)依存度從2006年的64.8%降低到2015年的36.2%[25]。與此同時(shí)，這段時(shí)期內(nèi)我國(guó)的最終消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率從2010年的46.3%提高到2015年66.4%，為我國(guó)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。當(dāng)前，中國(guó)這艘經(jīng)濟(jì)巨輪保持“穩(wěn)中求進(jìn)”，在改變中國(guó)與世界關(guān)系的同時(shí)，也在深刻影響著世界的發(fā)展。這就要求我國(guó)在加強(qiáng)經(jīng)濟(jì)體制改革、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的同時(shí)，要降低我國(guó)城鎮(zhèn)居民的失業(yè)率、提高城鎮(zhèn)化率，進(jìn)一步開發(fā)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)潛力來(lái)提高我國(guó)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平[26]。此外，還應(yīng)穩(wěn)住美元與人民幣之間的匯率，適當(dāng)降低城鎮(zhèn)固定投資，適當(dāng)降低東部投資、增加對(duì)中西部的投資，或通過(guò)穩(wěn)定物價(jià)、增大轉(zhuǎn)移支出、提高居民收入等措施，來(lái)降低我國(guó)城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)。

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(編輯：周亮；校對(duì)：余華)

Study on Path to Improve the Consumption Level of Urban Residents

CHEN XiaoWEI Lan-ye

(SchoolofEconomicsandManagement,XinjiangUniversity,UrumqiXinjiang830046)

Based on the inverse function relationship between the average propensity of urban residents' consume and the Gini coefficient ，this paper researchs influences factors of the average propensity to consume and the Gini coefficient of Chinese citizens. It is concluded that: Under the current economic situation, the increases of foreign trade dependence can not only reduce the town residents' consumption, but also increach the income gap. By reducing the engel coefficient of urban residents and the proportion of fixed assets investment or reducing the unemployment rate, we can increase the rate of urbanization to improve the level of consumption of urban residents' indirectly to achieve the goal of expanding domestic demand.

urban residents ; APC；The Gini coefficient; expand domestic demand

10.16546/j.cnki.cn43-1510/f.2016.04.011

2016-04-30

新疆科技廳國(guó)際科技合作項(xiàng)目“歐亞經(jīng)濟(jì)共同體一體化進(jìn)程對(duì)新疆服務(wù)貿(mào)易發(fā)展影響研究”(項(xiàng)目編號(hào)：20126025)、國(guó)家社科基金重大招標(biāo)項(xiàng)目子課題“我國(guó)收入分配體制改革動(dòng)態(tài)跟蹤和效果評(píng)估研究”(項(xiàng)目編號(hào)：12&ZD049)

陳曉(1970-)，女，陜西臨潼人，新疆大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授，博士后，碩士研究生導(dǎo)師，研究方向：人口、資源與環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)

F126.1;F224

A

2095-1361(2016)04-0081-07