基于投資率門限特征下消費促進(jìn)與經(jīng)濟(jì)增長

李林漢，等

（河北金融學(xué)院，河北 保定 071051）

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基于投資率門限特征下消費促進(jìn)與經(jīng)濟(jì)增長

李林漢，等

（河北金融學(xué)院，河北 保定 071051）

摘要：基于1978～2014年中國時間序列的數(shù)據(jù)，根據(jù)投資率的門限特征對消費率與經(jīng)濟(jì)增長率進(jìn)行的非線性回歸分析表明，當(dāng)投資率小于38.1%或大于40.2%的時候，國內(nèi)生產(chǎn)總值在增長過程中會有不同程度的曲折和反復(fù)，整體來看經(jīng)濟(jì)發(fā)展勢頭不穩(wěn)定；而當(dāng)投資率位于38.1%和40.2%之間的時候，國內(nèi)生產(chǎn)總值一直處于穩(wěn)步增長的階段，經(jīng)濟(jì)狀態(tài)平穩(wěn)而且勢頭良好，此時對應(yīng)的最優(yōu)消費率為[54.1%,60%]。目前我國消費率水平還較低，并未達(dá)到合理值，因此，應(yīng)該在穩(wěn)定投資水平的基礎(chǔ)上刺激消費。

關(guān)鍵詞：門限特征；消費率；投資率；非線性回歸

一、引言

消費、投資和出口一直以來都是拉動國民經(jīng)濟(jì)增長的三大因素?！?015年中國統(tǒng)計年鑒》顯示，我國最終消費率從1978年的62.1%下降到2014年的51.4%，下降了10.7個百分點。與之相反的是，投資率從1978年的38.2%增加到2014年的45.9%。凈出口在國內(nèi)生產(chǎn)總值中的比重從1978年的-0.3%上升到2014年的2.7%?？梢哉f這段時間我國經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展是由投資與出口拉動的。消費與投資是此消彼長的關(guān)系，如何讓消費與投資維持一個合理的比例使經(jīng)濟(jì)高速健康發(fā)展是經(jīng)濟(jì)學(xué)者關(guān)注的焦點。

許多學(xué)者對于消費或投資單方面拉動經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行了論證。例如：De Long and Summers（1992）、Levine and Renelt（1992）、Kala，Ataman and Norman（2003）和桁林（2008）都對高投資拉動經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行了論證。[1-4]但是高投資率的負(fù)面影響也是非常顯著的，李同寧（2009）指出經(jīng)濟(jì)社會維持長期的高投資率會導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)和就業(yè)效應(yīng)下降，使環(huán)境和資源壓力過大，并會發(fā)生產(chǎn)能過剩和投資與消費比例失衡等諸多不利于經(jīng)濟(jì)和諧發(fā)展的現(xiàn)象，并且加大了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的難度，不利于我國經(jīng)濟(jì)社會的進(jìn)一步發(fā)展。[5]劉向農(nóng)（2002）認(rèn)為投資需求對短期經(jīng)濟(jì)拉動作用明顯，但長期經(jīng)濟(jì)健康增長需要提高消費需求來拉動。[6]

凱恩斯經(jīng)濟(jì)理論主張之一就是鼓勵消費，引導(dǎo)需求。二戰(zhàn)后凱恩斯的經(jīng)濟(jì)理論在西方得到了廣泛應(yīng)用，迅速恢復(fù)了資本主義社會的經(jīng)濟(jì)秩序，并在20世紀(jì)五六十年代進(jìn)入了經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的“黃金時期”。但是一味地鼓勵消費依然不可取，這會導(dǎo)致財富積累減少，進(jìn)一步導(dǎo)致投資乏力，造成經(jīng)濟(jì)增長速度下降。

盲目追求單一高消費率或是高投資率是不適宜的。大量研究表明，消費與投資存在著最優(yōu)配比。馬爾薩斯（1962）指出：“必然存在著一個位于消費與投資之間的點，在該點把生產(chǎn)的能力和消費的愿望都加以考慮后，對財富的增加才具有最大的誘導(dǎo)力量”。[7]

西方經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中很早就存在最優(yōu)消費率的概念。錢納里（1988）研究表明不同發(fā)展程度的國家都具有一個合理消費區(qū)間。[8]在國內(nèi)，曾令華（1997）在理論上提出了最優(yōu)消費率的概念，[9]劉迎秋、楊圣明（2005）證明了經(jīng)濟(jì)中存在最優(yōu)消費率。[10]聞潛（2005）得出中國消費率適度區(qū)間為63% ～68%。[11]田衛(wèi)民（2008）利用1978～2006年間中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，求得現(xiàn)階段中國最優(yōu)消費率為66.46%。[12]吳忠群等（2011）利用改進(jìn)的Phelps的黃金律法則通過分析中國1979～2007年經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)得出中國的最優(yōu)消費率為80.63%。[13]毛中根等（2014）通過分析1978～2010年經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)得出最優(yōu)居民消費率的計算公式，求得最優(yōu)消費率區(qū)間為47.8%～57.1%。[14]趙鑫鋮（2014）以索洛模型分析為框架基礎(chǔ)，通過對理論模型推演，使用中國1978～2009年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，得出中國的最終消費率一直低于70%。[15]

通過文獻(xiàn)分析不難看出，學(xué)者對于消費與投資對經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究結(jié)果眾多，有理論分析也有計量分析驗證，但是若忽視宏觀經(jīng)濟(jì)變量中廣泛存在的非線性特征去尋找經(jīng)濟(jì)規(guī)律，則很可能出現(xiàn)結(jié)果的偏差，因此放松嚴(yán)格的線性限制而構(gòu)建非線性回歸模型，就具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

二、門限回歸模型

對于時間序列數(shù)據(jù){ykt，qkt，xkt∶1≤k≤n，1≤t≤T}，其對應(yīng)的門限回歸模型為：

其中，下標(biāo)k代表個體，下標(biāo)t代表時間，ykt代表被解釋變量，μk是不可觀測的個體固定效應(yīng)，xkt是m維的解釋變量，qkt是門限變量，γ為門限值，I（·）為邏輯變量函數(shù)，并且eiidkt~（0，σ2）。

上述模型也可寫為分段函數(shù)的形式：

對于給定的門限值γ，斜率系數(shù)β可用最小二乘法進(jìn)行估計，進(jìn)一步最小化殘差平方和即可得到門限值。可以看出，門限回歸模型這一非線性回歸計量經(jīng)濟(jì)模型本質(zhì)上接近于分組線性回歸，是分組線性回歸的深化，在門限值的兩側(cè)被解釋變量與解釋變量之間的動態(tài)制衡關(guān)系相差較大，因此必須進(jìn)行分組回歸。

鑒于經(jīng)濟(jì)變量中的國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)與消費率之間的非線性關(guān)聯(lián)，本文將運用非線性回歸計量模型中的門限回歸法，分析1978～2014年的經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)，得出投資率的門限值，在此基礎(chǔ)上建立穩(wěn)態(tài)經(jīng)濟(jì)模型，分析消費率和國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)之間的關(guān)系，求出最優(yōu)消費區(qū)間，并對當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢提出政策建議。

表1　1978～2014年我國投資率、消費率和國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)

三、消費促進(jìn)與經(jīng)濟(jì)增長的門限回歸模型

（一）數(shù)據(jù)的選取

本文的目的是在考慮投資率門限特征的情況下，基于1978～2014年我國的投資率、消費率和國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)數(shù)據(jù)，通過對消費率與國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)進(jìn)行線性回歸，建立模型確立消費率與國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)的因果關(guān)系。選取的數(shù)據(jù)如表1所示。

（二）數(shù)據(jù)檢驗

建立經(jīng)典數(shù)學(xué)模型的基礎(chǔ)是變量的序列是平穩(wěn)的。為了避免虛假回歸，在建立數(shù)學(xué)模型之前，需要對變量平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗。首先，利用單位根檢驗分別驗證消費率與國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)的平穩(wěn)性；其次，檢驗消費率與國內(nèi)生產(chǎn)總值兩者之間是否具有協(xié)整關(guān)系；最后，考察兩者間的格蘭杰因果關(guān)系。本文利用Eviews6.0軟件進(jìn)行相關(guān)檢驗，以充分驗證消費率與國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)的確切關(guān)系。

1.平穩(wěn)性檢驗

為了避免虛假回歸，在建立數(shù)學(xué)模型之前，首先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。

第一步：觀察消費率與投資率兩個變量的時序圖，記ykt為被解釋變量國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)，記xkt為解釋變量消費率，由圖1、圖2初步判斷兩變量為非平穩(wěn)序列。

第二步：觀察其涉及到的變量的自相關(guān)圖，從而判斷變量的平穩(wěn)與否。

圖1　消費率時序圖

圖2　國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)時序圖

其自相關(guān)系數(shù)的公式為：

由自相關(guān)圖得出，隨著k的逐漸增長，其自相關(guān)系數(shù)rk衰減非常緩慢，判定兩個序列均為非平穩(wěn)序列。相應(yīng)的消費率與國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)的自相關(guān)圖如圖3、圖4所示。

第三步：使用ADF單位根檢驗。檢驗結(jié)果見表2。由表2得出xkt和ykt都存在單位根，為非平穩(wěn)序列。對xkt和ykt進(jìn)行一階差分后的檢驗結(jié)果表明變量存在單位根，對xkt和ykt進(jìn)行二階差分，繼續(xù)進(jìn)行單位根的檢驗，可知Δ2xkt和Δ2ykt均為平穩(wěn)序列。即表明消費率與國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)均為二階單整序列，可初步估計它們之間可能為長期均衡關(guān)系（注：Δ表示一階差分，Δ2表示二階差分）。

2.協(xié)整檢驗

根據(jù)單位根檢驗的結(jié)果可知消費率、國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)的水平序列均為非平穩(wěn)序列，但經(jīng)過二階差分后均變?yōu)槠椒€(wěn)序列，即均屬于二階單整，所以需要進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗，判斷是否為長期均衡關(guān)系。為確定消費率、國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)之間的關(guān)系，運用EG（Engle-Granger）方法進(jìn)行檢驗。

圖3　消費率自相關(guān)圖

圖4　國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)自相關(guān)圖

表2　x和y的檢驗結(jié)果

第一步：利用最小二乘法得到樣本回歸方程，進(jìn)而得出殘差序列。

ykt=8237．135－125．902xkt

P值：（0．000）（0．000）

R2=0．805862F=145．2846DW=0．253289

p值代表的是回歸系數(shù)的p值，由此可以得出xkt對ykt的影響是非常顯著的。

該回歸方程殘差公式為：

et=rt-（8237．135－124．902xkt）

第二步：對殘差序列e進(jìn)行平穩(wěn)趨勢檢驗，結(jié)果見表3。由表3可知，在10%的顯著性水平下，單位根檢驗臨界值為－1．611059，統(tǒng)計量值為－1．858215，小于DW臨界值，從而拒絕原假設(shè)，表明我國1978～2014年消費率與國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)回歸方程的殘差是平穩(wěn)序列，即消費率、國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)為長期均衡關(guān)系。

表3　殘差序列e的單位根檢驗結(jié)果

3．格蘭杰因果檢驗

由上述協(xié)整檢驗得到消費率、國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)為長期均衡關(guān)系。為了確定兩者之間是否存在一定的因果關(guān)系，還需進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。從結(jié)果可知，滯后期為1時，在5%的顯著性水平下，拒絕了xkt不是ykt的格蘭杰原因的原假設(shè)，即xkt是ykt的格蘭杰原因。

表4　xkt和ykt的格蘭杰因果關(guān)系檢驗

（三）門限回歸模型

下面確定門限值。通過觀察1978～2014年全國投資率的統(tǒng)計規(guī)律來設(shè)置虛擬變量。將投資率按升序排列，記為i，以0．3為步長，等距劃分。在該期間，我國省區(qū)投資率均值最小值為31．7，最大值為47．3，考慮到樣本的分布情況，我們用于測試的虛擬變量為33%、33．3%、45．9%，共44個。對應(yīng)的，每個回歸模型都將產(chǎn)生44個回歸方程，之后再根據(jù)t統(tǒng)計量的顯著性檢驗、f統(tǒng)計量的顯著性檢驗及R2的比較進(jìn)行篩選。R2值表明了模型對樣本數(shù)據(jù)的擬合程度，其值越高說明模型對樣本數(shù)據(jù)擬合得越好，要注意R2判別模型的一個潛在假設(shè)是所抽取的樣本是真正來自于所研究的總體，而現(xiàn)實中這一點往往難以做到。我們進(jìn)行計量經(jīng)濟(jì)分析的最終目的是要依據(jù)樣本數(shù)據(jù)來研究總體的規(guī)律性，那么相應(yīng)的檢驗也是要對總體進(jìn)行，而R2的高低僅代表模型對樣本數(shù)據(jù)的擬合程度，并不能說明總體當(dāng)中變量的顯著性。所以在現(xiàn)實中一般不對R2值的大小給予太大的關(guān)注，而更看重t檢驗的結(jié)果。因此，將統(tǒng)計量的顯著性檢驗按升序排列。如表5所示。

表5　投資率顯著性檢驗

由此可得，門限值是在投資率為38．1%和40．2%處，即位于此區(qū)間處的消費率為[54．1%，60%]。運用最小二乘法可得門限模型方程為：

將圖1、圖2時序圖與門限模型方程對比分析可以看出：

1.投資率小于38.1%的年份一共有18個，主要集中在1979～1991年和1996～2002年。分析這兩個時期的經(jīng)濟(jì)政策不難發(fā)現(xiàn)，1979～1991年期間國家經(jīng)濟(jì)百廢待興，國力薄弱，對于經(jīng)濟(jì)的投資力度有限，導(dǎo)致投資率不大于38.1%，但是同時也會發(fā)現(xiàn)這一時期國內(nèi)生產(chǎn)總值與消費率的增長力度是較大的。對于1996～2002年的經(jīng)濟(jì)政策更是顯而易見的，由于1992～1995年經(jīng)濟(jì)過熱，股市樓市曾出現(xiàn)了泡沫破裂的現(xiàn)象，國有企業(yè)、銀行紛紛陷入困境，因此在此期間國家出臺政策進(jìn)行了8次降息，從理論上去刺激投資和增加消費，從方程和圖表上得到的理論結(jié)果來看與實際情況也是相符的。

2.投資率位于38.1%至40.2%之間的年份一共有7個，年份比較零散，分別位于1978年、1985年、1988年、1992年、1995年、2003年、2006年，大致在每一個投資率小于38.1%和大于40.2%的時候，每隔4~5年就會出現(xiàn)一次。從這幾個時間節(jié)點上來看，這幾個節(jié)點的出現(xiàn)不是偶然，由于我國經(jīng)濟(jì)政策的執(zhí)行周期是五年為一期，所以當(dāng)同一經(jīng)濟(jì)政策實施一個周期的時候，就會出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)規(guī)律本身內(nèi)部的自我調(diào)節(jié)，以此來抵消政策實效，但是由于我國經(jīng)濟(jì)政策的實施和各方面的壓力，導(dǎo)致調(diào)節(jié)的周期很快就會結(jié)束轉(zhuǎn)而進(jìn)入下一個經(jīng)濟(jì)周期。

3.投資率大于40.2%的年份總共有12個年份，主要集中在2004~2014年之間，較高的投資率帶來了較快的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。正是這十余年的經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，使得我國一躍成為全球第二大經(jīng)濟(jì)體，尤其是4萬億政策的宏觀調(diào)控更是使我國投資率居高不下。但是高的投資率確實也帶來了一些問題，例如經(jīng)濟(jì)與社會的不協(xié)調(diào)發(fā)展，物價飆漲，人民幣貶值，居民不敢消費帶來的消費率過低等，這也是我國這十年經(jīng)濟(jì)政策的主旋律，而重投資、刺消費卻收效甚微。雖然總的生產(chǎn)總值在增加，但是增長率卻沒有達(dá)到預(yù)期。

下面我們以上述兩個門限值為界限，將三個區(qū)間內(nèi)的投資率按從小到大進(jìn)行重排，分別繪制相對應(yīng)的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長序列圖，即圖5、圖6、圖7。由此可以看出，當(dāng)投資率小于38.1%或大于40.2%的時候，國內(nèi)生產(chǎn)總值在增長過程中會有不同程度的曲折和反復(fù)，整體來看經(jīng)濟(jì)發(fā)展勢頭不穩(wěn)定；而當(dāng)投資率位于38.1%和40.2%之間的時候，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)總值一直處于穩(wěn)步增長的階段，經(jīng)濟(jì)狀態(tài)平穩(wěn)而且勢頭良好，此時對應(yīng)的最優(yōu)消費率為[54.1%，60%]，這與模型得到的結(jié)果是相一致的，也說明運用門限模型得到的兩個門限值是有實際意義的。

圖5　投資率小于38.1%時國內(nèi)生產(chǎn)總值增長過程

圖6　投資率在38.1%至40.2%之間時國內(nèi)生產(chǎn)總值增長過程

圖7　投資率大于40.2%時國內(nèi)生產(chǎn)總值增長過程

四、結(jié)論及建議

本文利用1978～2014年中國時間序列的數(shù)據(jù)，根據(jù)投資率的門限特征對消費率與經(jīng)濟(jì)增長率進(jìn)行了非線性回歸分析。結(jié)論表明，當(dāng)投資率小于38.1%或大于40.2%的時候，國內(nèi)生產(chǎn)總值在增長過程中會有不同程度的曲折和反復(fù)，整體來看經(jīng)濟(jì)發(fā)展勢頭不穩(wěn)定；而當(dāng)投資率位于38.1% 和40.2%之間的時候，國內(nèi)生產(chǎn)總值一直處于穩(wěn)步增長的階段，經(jīng)濟(jì)狀態(tài)平穩(wěn)而且勢頭良好，此時對應(yīng)的最優(yōu)消費率為[54.1%，60%]。但是自2013年以來，我國消費率一直在51%左右，水平還較低，并未達(dá)到合理值。

當(dāng)經(jīng)濟(jì)社會的消費水平一直維持在過低水平時，會導(dǎo)致消費與投資之間循環(huán)不順，高投資水平缺乏相應(yīng)的消費水平支持，可能會導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)體系的崩潰。因此，針對我國當(dāng)前國情，政府應(yīng)該在穩(wěn)定投資水平的基礎(chǔ)上刺激消費。

1.進(jìn)一步改革完善社會保障體系。市場經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運行需要完善的社會保障體系來支撐。消費水平的持續(xù)低迷，很大一部分原因是因為缺少完善的社會保障體系，居民生活壓力大，對于未來充滿了不確定預(yù)期。政府可以通過加大社會保障投入力度，盡快建立完善更廣、更安全、更規(guī)范的社會保障制度，在住房、醫(yī)療、養(yǎng)老、失業(yè)救濟(jì)等方面解決居民的后顧之憂，減弱居民對其未來的不確定性預(yù)期。

2.構(gòu)建完善的信貸體系。居民普遍反映生活壓力大，最主要體現(xiàn)在當(dāng)前房價居高不下，政府應(yīng)改進(jìn)完善現(xiàn)有住房按揭貸款，降低貸款門檻，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步發(fā)展全方位的消費信貸體系利率，以緩解居民消費結(jié)構(gòu)升級帶來的收入約束。

3.推進(jìn)分配收入改革，增加中等收入水平居民數(shù)量。分析我國居民收入水平分布發(fā)現(xiàn)，居民收入分布呈現(xiàn)出低收入人群和高收入人群多，中等收入人群少的“沙漏型”。反觀發(fā)達(dá)國家，居民收入分布呈現(xiàn)出中等收入人群多，低收入人群和高收入人群少的“橄欖球型”。一般來說，中等收入居民是消費的主力，但我國情況則相反，因此造成我國居民消費水平整體過低的現(xiàn)象。針對我國目前收入差距大，居民消費水平低的現(xiàn)狀應(yīng)該推進(jìn)分配收入改革，努力提高城鄉(xiāng)居民尤其是農(nóng)村居民與城市中低收入者的實際收入。

4.加快稅制改革，形成以個人所得稅為主體的稅收調(diào)控體系，遺產(chǎn)稅也應(yīng)盡快提上進(jìn)程，加強(qiáng)稅收征管監(jiān)管力度。在調(diào)節(jié)收入分配和抑制貧富差距過大方面?zhèn)€人所得稅和遺產(chǎn)稅發(fā)揮著重要作用。發(fā)達(dá)國家早在20世紀(jì)初期就建立了完善的以個人所得稅為主體的稅收體系。但由于我國國情、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和經(jīng)濟(jì)政策等因素的制約，我國的個人所得稅占稅收收入的比重很低，并且還沒有設(shè)立遺產(chǎn)稅。應(yīng)增加個人所得稅在稅收收入中的比重，早日形成以個人所得稅為主體的稅收調(diào)控體系，對遺產(chǎn)稅的征收進(jìn)行規(guī)定。在充分考慮我國收入水平差距過大的國情基礎(chǔ)上進(jìn)行改革，提出真正可行的稅制改革方案。另外要加強(qiáng)稅收的征管監(jiān)管力度，嚴(yán)厲打擊偷稅漏稅現(xiàn)象，堅決取締亂收稅的現(xiàn)象。

5.盡快對財政轉(zhuǎn)移支付制度進(jìn)行建設(shè)和完善。黨的十七大報告要求，“要圍繞推進(jìn)基本公共服務(wù)均等化和主體功能區(qū)建設(shè)，完善公共財政體系，增強(qiáng)政府提供基本公共服務(wù)能力，把更多財政資金投向公共服務(wù)領(lǐng)域，以發(fā)展社會事業(yè)和解決民生問題為重點，優(yōu)化公共資源配置，注重向農(nóng)村、基層、欠發(fā)達(dá)地區(qū)傾斜，逐步形成惠及全民的基本公共服務(wù)體系”。通過不斷完善公共財政體系和加大轉(zhuǎn)移支付的力度和強(qiáng)度，科學(xué)地規(guī)范政府轉(zhuǎn)移支付的方向，縮小收入分配差距。

6.完善居民消費環(huán)境，增強(qiáng)居民消費信心。政府應(yīng)通過政策推進(jìn)企業(yè)優(yōu)化產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。在鼓勵居民生活、教育、住房和汽車等傳統(tǒng)領(lǐng)域消費水平增長的基礎(chǔ)上，大力挖掘新的消費增長點，例如文化業(yè)、服務(wù)業(yè)和娛樂業(yè)等新興的第三產(chǎn)業(yè)，在滿足人們?nèi)找嬖鲩L的物質(zhì)精神文化需求的同時，提高居民的消費水平。努力完善城鄉(xiāng)居民生活基礎(chǔ)設(shè)施和商業(yè)設(shè)施建設(shè)，鼓勵發(fā)展超市、連鎖經(jīng)營，鼓勵各類投資主體投資農(nóng)村商業(yè)設(shè)施建設(shè)，支持物流運輸企業(yè)向偏遠(yuǎn)地區(qū)延伸經(jīng)營網(wǎng)絡(luò)，為偏遠(yuǎn)地區(qū)居民購物、消費提供便利條件。

7.改善居民消費理念，發(fā)展新型消費方式，推動信用消費。通過宣傳改變“勤儉持家”、“量入為出”的中國傳統(tǒng)消費觀念，使人們逐步接受現(xiàn)代消費理念。鼓勵電子商務(wù)的發(fā)展，盡快建立完善相關(guān)法律與行政性法規(guī)，規(guī)范電子商務(wù)市場，頒布優(yōu)惠性政策對此類企業(yè)進(jìn)行扶持。信用消費是未來消費發(fā)展的必然趨勢，與傳統(tǒng)現(xiàn)金消費不同，信用消費更加快捷，在給居民生活提供方便的同時無形中促進(jìn)了居民的消費水平。完善個人信用評級體系，為推進(jìn)信用消費提供保障。簡化傳統(tǒng)信用消費模式，擴(kuò)大信用消費的使用范圍。制定與信用消費相關(guān)的法律法規(guī)，為居民的信用消費提供法律保障。

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（責(zé)任編輯：龍會芳；校對：李丹）

中圖分類號：F014.5

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1006－3544（2016）02－0019－08

收稿日期：2016-01-25

作者簡介：李林漢（1986-），男，河北邯鄲人，河北金融學(xué)院基礎(chǔ)課教學(xué)部，研究方向為優(yōu)化理論、微分方程解析論；趙雯，江紅，吳一凡，河北金融學(xué)院。

Consumption Improvement and Economic Growth Based on Threshold Effect of Investment

Li Linhan,etc.
（Hebei Finance University,Baoding 071051,China）

Abstract:The paper based its research on the data collected from 1978-2014 in China’s time series,and analyzed the non-linear return of investment threshold effect on consumption rate and economic growth rate.Then the analysis shows that when the investment rate is smaller than 38.1%or larger than 40.2%,there will be different levels of twists and turns in GDP growth. That means,the overall economic development momentum is not stable.When the investment rate is between 38.1%and 40.2%,the GDP growth is in a stable stage and economic performance maintains a stable and good momentum.Meanwhile,the corresponding optimum consumption rate should be within 54.1%and 60%.Currently,China’s investment rate is still in a very low level; therefore,effective measures should be taken to stimulate consumption on the basis of maintaining stable investment level.

Key words:threshold effect;consumption rate;investment rate;non-linear return