胡紀綱
（安徽財經大學 統計與應用數學學院，安徽 蚌埠 233030）
摘要：隨著全國經濟的快速發展，作為國家經濟生力軍的安徽省經濟也在逐漸增長.近些年來安徽省經濟發展，人民的生活水平提高，居民消費水平也顯著上升.本文運用統計計量經濟的相關理論對安徽省的居民消費和經濟增長進行實證研究，發現二者之間存在長期的均衡關係，並對偏離均衡關係進行了誤差修正.最後根據實證的結果和均衡關係提出安徽省應該首先增加農村居民消費，再次是增加中等居民的收入水平，提高居民消費，最後還要改善居民消費環境，進而推動安徽經濟快速增長.
關鍵詞 ：安徽省；居民消費；經濟增長；實證分析
中圖分類號：F127文獻標識碼：A文章編號：1673-260X（2015）02-0138-04
1 引言
改革開放以來，我國經濟增長的不平衡是眾所周知的一個問題，其一個表現就是經濟增長過分依賴投資和凈出口，以至於在GDP中消費所占的比重逐年下滑，從而對經濟的健康發展產生不利的影響.安徽省是我國華東的一個主要省份，所以在安徽省也存在著經濟增長過分依賴投資和凈出口的現象.消費是人類在社會生活中一個重要的行為表現，無論任何社會都離不開消費.消費對經濟增長的拉動作用不僅直接而且效果也十分顯著，在我國的總消費中居民消費占比高於70%，因此消費對經濟增長的影響也就主要以居民消費對經濟增長的影響的形式表現出來.1981年，我國居民消費率最高時曾達到52.5%.從1990年以後，由於投資和凈出口比重的逐漸增加，我國居民消費率一直表現為下降趨勢，從1991年的47.5%降至2004年的41.5%，進入到二十一世紀後我國消費率不斷下滑.而世界各國居民消費率大多達到60%以上，高於我國消費率20多個百分點.我國消費率的偏低會導致投資增長的減少.隨著GDP中消費所占比重的逐漸減少，我國政府開始關注到消費的重要，希望通過拉動社會消費需求，進而推動經濟增長.黨的十七大報告中提出：「堅持擴大國內需求特別是消費需求的方針，促進經濟增長由主要依靠投資和出口拉動向依靠消費、投資和出口協調拉動轉變」.本文以安徽省為例，利用計量經濟的理論通過對安徽居民消費與經濟增長之間關係的實證分析，為安徽省制定提高居民消費需求，進而推動安徽經濟增長提供理論基礎.
2 相關理論
2.1 凱恩斯的消費函數理論
凱恩斯在《就業、利息和貨幣通論》（1936）一書中提出：總消費是總收入的函數.這一思想用線性函數形式表示為：
ct=a+b*Yt(1)
式中ct表示總消費,Yt表示總收人,下標t表示時期；a、b為參數.參數b稱為邊際消費傾向,其值介於0與1之間.(l)式反映了消費隨收人增加而增加的傾向.凱恩斯以收入來解釋消費的理論被稱為絕對收入假說.由於總支出E分為消費和投資兩部分.即:
E=c+i (2)
總收人等於總支出：Y=E
聯合方程式(1)、(2)可得:
由於0<b<1，b越接近1，總收入越大.這解釋了消費跟國民收人的密切關係，在國民收入的支出法計算中
Y=C+G+I+X-M(4)
在(4)式中，由於G是政府支出，在國民收入中基本穩定，由數據上可以看出國民收人Y受到C、I、X、M(投資、消費、進出口)的影響，進而說明GDP 和消費是相互影響的.
2.2 協整理論
協整理論是2003年諾貝爾經濟學獎得主恩格爾(RF. Engle)和格蘭傑(CW.J. Granger)在1978年首先提出來的.所謂協整是指對於兩個或幾個非平穩的變量序列，若它們的線性組合序列呈平穩性，則稱這幾個變量序列間存在協整關係，而當變量為協整時，兩個變量雖然具有長期波動規律，但兩個變量之間還存在著一個長期穩定的比例關係.反之，如果兩個變量具有長期波動規律，且並非協整的，則它們之間就不存在一個長期穩定的關係.只有當單整變量的階數相同時變量才可能是協整.而建立誤差修正模型的前提就是變量必須是協整的.協整檢驗論證了變量之間是否存在長期的均衡關係，而現實中各經濟變量之間大多存在著很多複雜的關係，所以只用協整檢驗不能完全反應變量之間的關係，因此是否存在因果關係還需要進一步進行因果關係檢驗，所以本文選擇用格蘭傑因果檢驗來判斷GDP與居民消費之間是否存在因果關係.本文選取1993-2012年的安徽省時間序列數據，利用協整理論來實證研究安徽省居民消費與經濟增長在經濟運行當中的長期均衡關係和短期動態變化，從而得出安徽省居民消費對經濟增長具有影響作用的結論.
3 樣本數據和計量分析
3.1 數據的選取與處理
本文選取安徽省地區生產總值(GDP，被解釋變量)與安徽省居民消費支出(CS，解釋變量)兩個經濟時間序列變量建立模型，樣本區間為1993-2012 年數據.先對經濟變量GDP、CS取對數，用LNGDP、LNCS表示，利用Eviews6.0來分析安徽省居民消費與經濟增長之間的關係.
3.2 簡單模型的回歸分析
建立簡單的宏觀經濟計量模型:
Yt=a+b*CSt(5)
其中，用CSt代表當期安徽省居民消費支出，用Yt代表安徽省當期GDP.首先對經濟變量GDP和安徽居民消費支出CS的對數LNGDP，LNCS進行相關性檢驗，以確定它們之間是否存在某種聯繫.根據表1利用Eviews6.0.得出如下結果(見表2)：
由表2可看到，安徽省GDP和居民消費之間的相關性達到0.995，這說明二者具有非常強的相關性.為了檢驗二者之間的其他關係，對它們進行回歸分析，得到的變量的回歸方程為：
LNGDP=-0.242466+1.130866LNCS
R2=0.990659DW=0.54879F=1908.996(6)
從上述結果可以看出，方程的擬合度比較好.從圖1我們能夠看到方程的擬合情況，這說明解釋變量(居民消費支出)能很好地線性表示被解釋變量(GDP).而且方程整體的顯著性檢驗以及係數的t檢驗均通過.但是我們並不能就此認為此方程可以解釋兩個變量之間的關係，因為我們並沒有檢驗時間序列的平穩性，假如時間序列非平穩，那麼，我們前面所做的工作將毫無意義，方程存在虛假回歸的可能，所以本文再利用協整檢驗加以驗證.
3.3 協整檢驗及誤差修正模型
由於時間序列數據一般都是非平穩的，採用單方程模型很可能出現「虛假回歸」現象，為了避免這種情況發生，我們採用協整檢驗的方法，克服虛假回歸現象從而找到非平穩經濟變量之間的真實穩定關係.由於數據的自然對數變換不改變原來的協整關係，並能使其趨勢線性化，一定程度上可以消除時間序列中存在的異方差現象.數據來自表1，數據處理都是使用Eview6.0來完成.
1.單位根檢驗(ADF)
在對變量進行協整檢驗之前必須對分析中所涉及的時間序列進行平穩性檢驗，單位根檢驗判別單整的常用方法是DF(迪克遜)檢驗和ADF(修正迪克遜)檢驗，由於大部分數據可能存在高度的自相關，因此選擇ADF單位根檢驗方法.
其中，DLNGDP、DLNCS分別表示GDP和CS的一階差分.由上表可得，LNGDP和LNCS序列均為非平穩的，經過一次差分後變為平穩序列，即說明LNGDP和LNCS均為I(1)序列，說明GDP和CS 之間可能存在長期的均衡關係.
2.協整關係檢驗
為了檢驗居民消費CS與GDP是否具有協整關係，本文採用Engle一Grange法：協整檢驗對方程(6)的殘差進行平穩性檢驗，簡稱EG檢驗法，得到如下結果：得知殘差序列在1%的顯著水平下拒絕原假設，接受不存在單位根的結果，因此可確定殘差是平穩序列.說明兩變量LNGDP和LNCS之間存在協整關係，即兩變量之間存在長期均衡關係.
3.格蘭傑因果關係檢驗
上面的協整檢驗結果告訴我們居民消費CS與GDP之間存在長期的均衡關係，但它們之間是否存在著因果關係，即是由居民消費的增加帶來經濟的增長，還是經濟增長帶來居民消費的增加需要進一步驗證.使用表1的數據，對其進行Granger因果關係檢驗，結果如表5所示.
通過上述結果可看出,在滯後期為2年時，在顯著性水平為5%的水平下拒絕原假設LNGDP不是LNCS的格蘭傑原因，經濟增長是居民消費增長的原因.而當滯後期為2年時，在顯著性水平為5%的水平下接受原假設LNCS不是LNGDP的格蘭傑原因，這說明此時居民消費的增長不是經濟增長的原因.由以上的結果可以看出，經濟增長可以導致居民消費的增加，但是在滯後期較短時，居民消費的增加不一定會導致經濟增長.
4.誤差修正模型
從前面的檢驗可知殘差序列是平穩的序列，代表安徽省經濟增長的LNGDP與居民消費LNCS之間存在長期的均衡關係，因此，可以建立關於兩者的誤差修正模型.結果如下：
ecmt-1=LNGDP+0.242466058908
-1.13086605868LNCS(7)
由於LNGDP和LNCS都是一階單整的，所以DLNGDP、DLNCS是零階單整的，同時ecmt-1也是零階單整的，故我們可以對DLNGDP、DLNCS、ecmt-1進行OLS回歸，但考慮到?著t可能存在自相關，所以我們分別引入DLNGDP、DLNCS的滯後三期的值，可以得到：
DLnGDP=C(1)+C(2)×DLnCS+C(3)×DLnCSt-1
+C(4)×DLnCSt-2+C(5)×DLnCSt-3
+C(6)×DLnGDPCSt-1+C(7)×DLnGDPCSt-2
+C(8)×DLnGDPCSt-3+?琢ecmt-1+?著t(8)
在eviews6.0中運用逐步回歸法，提出不顯著的滯後期變量，其結果如下：
DLNGDP=0.092948+0.655262DLNCS
-0.300088DLNGDP(-1)+0.109953DLNCS(-1)
+0.620748ecmt-1 (9)
方程的回歸係數通過了顯著性檢驗，誤差修正 的係數為正，符合正向修正機制.上面的誤差修正模型中，差分項反映了安徽省居民消費短期經濟波動對經濟增長的影響.而由方程可知，不僅當期居民消費對經濟增長有影響，上期的居民消費和經濟增長均對當前的經濟增長有影響.短期居民消費變化1%，引起國內生產總值變化65.52%；誤差修正項ecmt-1的係數大小反映了對偏離長期均衡的調整強度.從係數估計值0.620748來看，當經濟波動偏離長期均衡時，0.620748的調整強度將非均衡狀態拉回到均衡狀態.以上說明其他因素對當期的GDP具有一定影響.
4 結論和政策意見
由前面的實證可以看出，安徽省經濟增長與其居民消費水平兩者之間存在著長期穩定的均衡關係.因此，安徽省在制定經濟發展政策時，應該意識到它們之間的關係，儘可能的從提高居民消費水平的角度去推進經濟增長，而不是僅依靠投資和進出口來拉動經濟增長，唯有這樣，安徽省的國民經濟才會健康穩定地發展.
由上面的檢驗及實證分析可以對安徽省的經濟發展提出以下意見：
4.1 增加居民消費水平推動經濟增長尤其是以增加農村居民消費水平為主
由於目前我國的經濟增長過分依賴於投資推動，應該增加居民消費對經濟增長的拉動，安徽省的居民消費也不例外，這其中居民消費包括城鎮居民消費和農村居民消費，所以增加居民消費就要增加城鎮居民消費和農村居民消費，而我省農村居民是其中的主要部分，又加上農村居民的消費觀念還是比城鎮居民落後，所以應著力推動農村居民消費的增長.
4.2 增加居民消費水平推動經濟增長要儘可能提高低收入者收入和中等收入者占比
我省部分地方的居民消費觀念落後，所以要改變居民以儲蓄為主的消費觀念.同時我省農村居民是主體，而他們的收入水平偏低，大多為低收入者，所以要提高安徽省的中等收入者的比重.要促進居民消費水平的上升，應該大力提高安徽中等收入者占總消費者的比例，因為中等收入人群是安徽消費主體里的中堅力量，中等收入人群不僅具有較高的消費傾向並且消費層析也高於低收入人群.因此提高中等收入者的比重對於改善安徽省消費水平具有積極意義.
4.3 增加居民消費水平推動經濟增長要為居民提供一個良好的消費環境
消費環境包括軟環境和硬環境，為居民營造一個良好的環境要從這兩方面入手.其中軟環境包括消費者的權益和信貸環境.而硬環境也就是居民消費的硬體設施，例如消費的店鋪商城.
參考文獻：
〔1〕古扎拉蒂.計量經濟學(第三版)[M].北京：中國人民大學出版社，1999.
〔2〕徐鳳，金克琴.中國居民消費與經濟增長關係的實證研究[J].北京工商大學學報，2009.
〔3〕劉瑩血.四川省居民消費對經濟增長影響實證分析[D].成都：西南財經大學，2013.
〔4〕王鵬.山東農村居民收入與消費的協整分析[J].東方企業文化,2011(6):210.
〔5〕劉苓玲,李培.農村居民收入結構與消費關係的再檢驗—基於省級面板數據的實證分析[J].湖南農業大學學報(社會科學版),2011,12(1):15-19.
〔6〕杜華章.我國農村居民收入與消費關係實證研究[J].山西農業大學學報(社會科學版),2011,10(5):483-488.
（安徽財經大學 統計與應用數學學院，安徽 蚌埠 233030）
摘要：隨著全國經濟的快速發展，作為國家經濟生力軍的安徽省經濟也在逐漸增長.近些年來安徽省經濟發展，人民的生活水平提高，居民消費水平也顯著上升.本文運用統計計量經濟的相關理論對安徽省的居民消費和經濟增長進行實證研究，發現二者之間存在長期的均衡關係，並對偏離均衡關係進行了誤差修正.最後根據實證的結果和均衡關係提出安徽省應該首先增加農村居民消費，再次是增加中等居民的收入水平，提高居民消費，最後還要改善居民消費環境，進而推動安徽經濟快速增長.
關鍵詞 ：安徽省；居民消費；經濟增長；實證分析
中圖分類號：F127文獻標識碼：A文章編號：1673-260X（2015）02-0138-04
1 引言
改革開放以來，我國經濟增長的不平衡是眾所周知的一個問題，其一個表現就是經濟增長過分依賴投資和凈出口，以至於在GDP中消費所占的比重逐年下滑，從而對經濟的健康發展產生不利的影響.安徽省是我國華東的一個主要省份，所以在安徽省也存在著經濟增長過分依賴投資和凈出口的現象.消費是人類在社會生活中一個重要的行為表現，無論任何社會都離不開消費.消費對經濟增長的拉動作用不僅直接而且效果也十分顯著，在我國的總消費中居民消費占比高於70%，因此消費對經濟增長的影響也就主要以居民消費對經濟增長的影響的形式表現出來.1981年，我國居民消費率最高時曾達到52.5%.從1990年以後，由於投資和凈出口比重的逐漸增加，我國居民消費率一直表現為下降趨勢，從1991年的47.5%降至2004年的41.5%，進入到二十一世紀後我國消費率不斷下滑.而世界各國居民消費率大多達到60%以上，高於我國消費率20多個百分點.我國消費率的偏低會導致投資增長的減少.隨著GDP中消費所占比重的逐漸減少，我國政府開始關注到消費的重要，希望通過拉動社會消費需求，進而推動經濟增長.黨的十七大報告中提出：「堅持擴大國內需求特別是消費需求的方針，促進經濟增長由主要依靠投資和出口拉動向依靠消費、投資和出口協調拉動轉變」.本文以安徽省為例，利用計量經濟的理論通過對安徽居民消費與經濟增長之間關係的實證分析，為安徽省制定提高居民消費需求，進而推動安徽經濟增長提供理論基礎.
2 相關理論
2.1 凱恩斯的消費函數理論
凱恩斯在《就業、利息和貨幣通論》（1936）一書中提出：總消費是總收入的函數.這一思想用線性函數形式表示為：
ct=a+b*Yt(1)
式中ct表示總消費,Yt表示總收人,下標t表示時期；a、b為參數.參數b稱為邊際消費傾向,其值介於0與1之間.(l)式反映了消費隨收人增加而增加的傾向.凱恩斯以收入來解釋消費的理論被稱為絕對收入假說.由於總支出E分為消費和投資兩部分.即:
E=c+i (2)
總收人等於總支出：Y=E
聯合方程式(1)、(2)可得:
由於0<b<1，b越接近1，總收入越大.這解釋了消費跟國民收人的密切關係，在國民收入的支出法計算中
Y=C+G+I+X-M(4)
在(4)式中，由於G是政府支出，在國民收入中基本穩定，由數據上可以看出國民收人Y受到C、I、X、M(投資、消費、進出口)的影響，進而說明GDP 和消費是相互影響的.
2.2 協整理論
協整理論是2003年諾貝爾經濟學獎得主恩格爾(RF. Engle)和格蘭傑(CW.J. Granger)在1978年首先提出來的.所謂協整是指對於兩個或幾個非平穩的變量序列，若它們的線性組合序列呈平穩性，則稱這幾個變量序列間存在協整關係，而當變量為協整時，兩個變量雖然具有長期波動規律，但兩個變量之間還存在著一個長期穩定的比例關係.反之，如果兩個變量具有長期波動規律，且並非協整的，則它們之間就不存在一個長期穩定的關係.只有當單整變量的階數相同時變量才可能是協整.而建立誤差修正模型的前提就是變量必須是協整的.協整檢驗論證了變量之間是否存在長期的均衡關係，而現實中各經濟變量之間大多存在著很多複雜的關係，所以只用協整檢驗不能完全反應變量之間的關係，因此是否存在因果關係還需要進一步進行因果關係檢驗，所以本文選擇用格蘭傑因果檢驗來判斷GDP與居民消費之間是否存在因果關係.本文選取1993-2012年的安徽省時間序列數據，利用協整理論來實證研究安徽省居民消費與經濟增長在經濟運行當中的長期均衡關係和短期動態變化，從而得出安徽省居民消費對經濟增長具有影響作用的結論.
3 樣本數據和計量分析
3.1 數據的選取與處理
本文選取安徽省地區生產總值(GDP，被解釋變量)與安徽省居民消費支出(CS，解釋變量)兩個經濟時間序列變量建立模型，樣本區間為1993-2012 年數據.先對經濟變量GDP、CS取對數，用LNGDP、LNCS表示，利用Eviews6.0來分析安徽省居民消費與經濟增長之間的關係.
3.2 簡單模型的回歸分析
建立簡單的宏觀經濟計量模型:
Yt=a+b*CSt(5)
其中，用CSt代表當期安徽省居民消費支出，用Yt代表安徽省當期GDP.首先對經濟變量GDP和安徽居民消費支出CS的對數LNGDP，LNCS進行相關性檢驗，以確定它們之間是否存在某種聯繫.根據表1利用Eviews6.0.得出如下結果(見表2)：
由表2可看到，安徽省GDP和居民消費之間的相關性達到0.995，這說明二者具有非常強的相關性.為了檢驗二者之間的其他關係，對它們進行回歸分析，得到的變量的回歸方程為：
LNGDP=-0.242466+1.130866LNCS
R2=0.990659DW=0.54879F=1908.996(6)
從上述結果可以看出，方程的擬合度比較好.從圖1我們能夠看到方程的擬合情況，這說明解釋變量(居民消費支出)能很好地線性表示被解釋變量(GDP).而且方程整體的顯著性檢驗以及係數的t檢驗均通過.但是我們並不能就此認為此方程可以解釋兩個變量之間的關係，因為我們並沒有檢驗時間序列的平穩性，假如時間序列非平穩，那麼，我們前面所做的工作將毫無意義，方程存在虛假回歸的可能，所以本文再利用協整檢驗加以驗證.
3.3 協整檢驗及誤差修正模型
由於時間序列數據一般都是非平穩的，採用單方程模型很可能出現「虛假回歸」現象，為了避免這種情況發生，我們採用協整檢驗的方法，克服虛假回歸現象從而找到非平穩經濟變量之間的真實穩定關係.由於數據的自然對數變換不改變原來的協整關係，並能使其趨勢線性化，一定程度上可以消除時間序列中存在的異方差現象.數據來自表1，數據處理都是使用Eview6.0來完成.
1.單位根檢驗(ADF)
在對變量進行協整檢驗之前必須對分析中所涉及的時間序列進行平穩性檢驗，單位根檢驗判別單整的常用方法是DF(迪克遜)檢驗和ADF(修正迪克遜)檢驗，由於大部分數據可能存在高度的自相關，因此選擇ADF單位根檢驗方法.
其中，DLNGDP、DLNCS分別表示GDP和CS的一階差分.由上表可得，LNGDP和LNCS序列均為非平穩的，經過一次差分後變為平穩序列，即說明LNGDP和LNCS均為I(1)序列，說明GDP和CS 之間可能存在長期的均衡關係.
2.協整關係檢驗
為了檢驗居民消費CS與GDP是否具有協整關係，本文採用Engle一Grange法：協整檢驗對方程(6)的殘差進行平穩性檢驗，簡稱EG檢驗法，得到如下結果：得知殘差序列在1%的顯著水平下拒絕原假設，接受不存在單位根的結果，因此可確定殘差是平穩序列.說明兩變量LNGDP和LNCS之間存在協整關係，即兩變量之間存在長期均衡關係.
3.格蘭傑因果關係檢驗
上面的協整檢驗結果告訴我們居民消費CS與GDP之間存在長期的均衡關係，但它們之間是否存在著因果關係，即是由居民消費的增加帶來經濟的增長，還是經濟增長帶來居民消費的增加需要進一步驗證.使用表1的數據，對其進行Granger因果關係檢驗，結果如表5所示.
通過上述結果可看出,在滯後期為2年時，在顯著性水平為5%的水平下拒絕原假設LNGDP不是LNCS的格蘭傑原因，經濟增長是居民消費增長的原因.而當滯後期為2年時，在顯著性水平為5%的水平下接受原假設LNCS不是LNGDP的格蘭傑原因，這說明此時居民消費的增長不是經濟增長的原因.由以上的結果可以看出，經濟增長可以導致居民消費的增加，但是在滯後期較短時，居民消費的增加不一定會導致經濟增長.
4.誤差修正模型
從前面的檢驗可知殘差序列是平穩的序列，代表安徽省經濟增長的LNGDP與居民消費LNCS之間存在長期的均衡關係，因此，可以建立關於兩者的誤差修正模型.結果如下：
ecmt-1=LNGDP+0.242466058908
-1.13086605868LNCS(7)
由於LNGDP和LNCS都是一階單整的，所以DLNGDP、DLNCS是零階單整的，同時ecmt-1也是零階單整的，故我們可以對DLNGDP、DLNCS、ecmt-1進行OLS回歸，但考慮到?著t可能存在自相關，所以我們分別引入DLNGDP、DLNCS的滯後三期的值，可以得到：
DLnGDP=C(1)+C(2)×DLnCS+C(3)×DLnCSt-1
+C(4)×DLnCSt-2+C(5)×DLnCSt-3
+C(6)×DLnGDPCSt-1+C(7)×DLnGDPCSt-2
+C(8)×DLnGDPCSt-3+?琢ecmt-1+?著t(8)
在eviews6.0中運用逐步回歸法，提出不顯著的滯後期變量，其結果如下：
DLNGDP=0.092948+0.655262DLNCS
-0.300088DLNGDP(-1)+0.109953DLNCS(-1)
+0.620748ecmt-1 (9)
方程的回歸係數通過了顯著性檢驗，誤差修正 的係數為正，符合正向修正機制.上面的誤差修正模型中，差分項反映了安徽省居民消費短期經濟波動對經濟增長的影響.而由方程可知，不僅當期居民消費對經濟增長有影響，上期的居民消費和經濟增長均對當前的經濟增長有影響.短期居民消費變化1%，引起國內生產總值變化65.52%；誤差修正項ecmt-1的係數大小反映了對偏離長期均衡的調整強度.從係數估計值0.620748來看，當經濟波動偏離長期均衡時，0.620748的調整強度將非均衡狀態拉回到均衡狀態.以上說明其他因素對當期的GDP具有一定影響.
4 結論和政策意見
由前面的實證可以看出，安徽省經濟增長與其居民消費水平兩者之間存在著長期穩定的均衡關係.因此，安徽省在制定經濟發展政策時，應該意識到它們之間的關係，儘可能的從提高居民消費水平的角度去推進經濟增長，而不是僅依靠投資和進出口來拉動經濟增長，唯有這樣，安徽省的國民經濟才會健康穩定地發展.
由上面的檢驗及實證分析可以對安徽省的經濟發展提出以下意見：
4.1 增加居民消費水平推動經濟增長尤其是以增加農村居民消費水平為主
由於目前我國的經濟增長過分依賴於投資推動，應該增加居民消費對經濟增長的拉動，安徽省的居民消費也不例外，這其中居民消費包括城鎮居民消費和農村居民消費，所以增加居民消費就要增加城鎮居民消費和農村居民消費，而我省農村居民是其中的主要部分，又加上農村居民的消費觀念還是比城鎮居民落後，所以應著力推動農村居民消費的增長.
4.2 增加居民消費水平推動經濟增長要儘可能提高低收入者收入和中等收入者占比
我省部分地方的居民消費觀念落後，所以要改變居民以儲蓄為主的消費觀念.同時我省農村居民是主體，而他們的收入水平偏低，大多為低收入者，所以要提高安徽省的中等收入者的比重.要促進居民消費水平的上升，應該大力提高安徽中等收入者占總消費者的比例，因為中等收入人群是安徽消費主體里的中堅力量，中等收入人群不僅具有較高的消費傾向並且消費層析也高於低收入人群.因此提高中等收入者的比重對於改善安徽省消費水平具有積極意義.
4.3 增加居民消費水平推動經濟增長要為居民提供一個良好的消費環境
消費環境包括軟環境和硬環境，為居民營造一個良好的環境要從這兩方面入手.其中軟環境包括消費者的權益和信貸環境.而硬環境也就是居民消費的硬體設施，例如消費的店鋪商城.
參考文獻：
〔1〕古扎拉蒂.計量經濟學(第三版)[M].北京：中國人民大學出版社，1999.
〔2〕徐鳳，金克琴.中國居民消費與經濟增長關係的實證研究[J].北京工商大學學報，2009.
〔3〕劉瑩血.四川省居民消費對經濟增長影響實證分析[D].成都：西南財經大學，2013.
〔4〕王鵬.山東農村居民收入與消費的協整分析[J].東方企業文化,2011(6):210.
〔5〕劉苓玲,李培.農村居民收入結構與消費關係的再檢驗—基於省級面板數據的實證分析[J].湖南農業大學學報(社會科學版),2011,12(1):15-19.
〔6〕杜華章.我國農村居民收入與消費關係實證研究[J].山西農業大學學報(社會科學版),2011,10(5):483-488.
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