我国税收增加影响因素的实证分析（★）

第一篇：我国税收增加影响因素的实证分析

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我国税收增加影响因素的实证分析

作者：尹海祝 袁汝华

来源：《沿海企业与科技》2005年第11期

[摘 要]我国的税收增长远远快于GDP的增长速度，让很多人感觉是我国的税赋大高。但事实如何呢?文章通过对税收增长的三个影响因素进行分析，从中找出对我国的税收增长影响最大的影响因素，并提出可能的建议。

[关键词]可比价GDP；当年GDP；国税收入；地税收入

[中图分类号]P275

[文献标识码]A

第二篇：对我国城镇居民储蓄存款影响因素的实证分析

对我国城镇居民储蓄存款影响因素的实证分析

内容摘要：进入90年代以后,我国居民储蓄存款余额始终保持在两位数的增长速 度。我国居民储蓄存款持续增长这一经济现象引起国内理论界的广泛关注。本文首先从理论 角度对影响我国居民储蓄因素进行分析。其次从现实出发，建立多元线形回归模型，将收集 1991～2004年的数据代入模型进行修正检验，剔除不显著因素，并分析原因,从而最终确定 影响我国城镇居民储蓄存款持续的主要因素。

关键词:居民储蓄存款；实证分析；主要因素

改革开放以来,我国经济获得快速发展,人民生活水平普遍提高。进入90年代以后,我国居民

储蓄存款余额始终保持在两位数的增长速度。截至2004年底，我国城镇居民储蓄存款余额为 119555.4亿元，与1991年相比，14年间我国城镇居民储蓄存款余额增长了近17倍。我国居民 储蓄持续增长这一经济现象引起国内理论界的广泛关注。本文将从现实出发对影响居民储蓄

主要因素进行实证分析。

一、对影响我国城镇居民储蓄余额的主要因素分析

现实中，影响我国城镇居民储蓄存款的因素有很多，其中主要的有：

首先，城镇居民的收入水平。根据凯恩斯基本心理定律，边际消费倾向(MPC)是递减的。相 应可推知边际储蓄倾向(MPS)是呈递增的趋势，即随着收入的增加，储蓄以更大的比率增加。

其次，消费品的价格。不同的消费品具有不同的需求价格弹性，因此，价格的变化对消费额

也就有着不同的影响。对于需求价格弹性大的消费品，价格上升会降低消费量，价格下降

则反之。由此可见，居民消费商品的结构会影响居民消费额大小，进而影响居民储蓄额的变

化。

再次，储蓄利率。按照古典经济学的观点：利率对储蓄的作用是单一的、正方的和十分有力的。其中单一和正方向是指利率对储蓄的作用只有一个即利率的提高可以刺激储蓄、抑制消

费；利率的降低则抑制储蓄、刺激消费。然而，现代经济理论提出利率对储蓄的作用可能是

双重的，既有正向作用也有反向作用。但是，不管古典经济学还是现代经济学都指出，利率的变动都会对储蓄额产生影响，是一个影响储蓄的重要因素。

第四，证券市场对资金的吸纳程度。证券市场的筹资作用一定程度上会对居民储蓄存款起到

分流的作用。从债券市场来看：我国债券发行主要以国债为主，由于国债发行利率高于目前

银行存款实际利率水平，一定程度上吸引了居民大量购买，客观上对居民存款起到分流的作

用；自1990年底上交所和深交所成立以来，我国股票市场筹资额由1991年的5亿元增长到200 4年的1151亿元，股市的发展客观上也会对居民的储蓄额产生一定影响。

第五,其他因素。居民储蓄行为的决定是一个相当复杂的过程,影响居民储蓄的因素除了以

上所述的一些主要影响因素以外还有很多。例如,在经济改革的过程中,国企改革、产业结构

调整以及政策性等因素都会使居民对未来收入和支出的预期发生很大变化。由于这些因素无

法用数据表达,不易进行定量分析，所以用随机变量(ｕ)来进行处理。

综上所述，我国城镇居民储蓄存款理论函数方程可表示为：

S=f(Y,CPI,R,T,B,u)

>0,<0,>0,<0,<0

式中S表示城镇居民储蓄存款量，CPI表示居民消费物价指数，R表示一年期存款利率，T表示 股票筹资额，B表示国债发行额，u为随机扰动项。其中Y,R的一阶偏导大于0表明和S呈正相 关关系；CPI,T,B的一阶偏导小于0表明和S呈负相关关系；u的符号不确定。

二、城镇居民储蓄的实证分析

根据1991年～2004年我国城镇居民储蓄有关统计数据(如表二)，建立多元线形回归模型，利用计量经济学软件Eviews，采用普通最小二乘法(OLS)，对我国城镇居民储蓄函数进行

多元回归分析，进而分析出影响我国城镇居民储蓄行为的主要因素。

表二：1991年～2004年我国城镇居民储蓄有关统计数据一览表

年份〖〗城镇居民储蓄存款额S(亿元)〖〗城镇居民家庭人均可支配收入Y(亿元)〖 〗居民消费物价指数CPI〖〗一年期存款实际利率R(%)〖〗A股筹资额T(亿元)〖 〗国债发行额B(亿元)

1991〖〗6790.9〖〗1700.6〖〗100.0〖〗3.81〖〗5.00〖〗281.25

〖BH〗1992〖〗8678.1〖〗2026.6〖〗106.4〖〗1.16〖〗50.00〖〗460.78

〖BH〗1993〖〗11627.3〖〗2577.4〖〗122.0〖〗-3.68〖〗194.83〖〗381.31

〖BH〗1994〖〗16702.8〖〗3496.2〖〗151.4〖〗-13.12〖〗49.62〖〗1137.55

〖BH〗1995〖〗23466.7〖〗4283.0〖〗177.3〖〗-6.13〖〗22.68〖〗1510.86

〖BH〗1996〖〗38520.8〖〗4838.9〖〗192.0〖〗-0.73〖〗224.45〖〗1847.77

〖BH〗1997〖〗46289.8〖〗5160.3〖〗197.4〖〗3.46〖〗655.06〖〗2411.79

〖BH〗1998〖〗53407.5〖〗5425.1〖〗195.8〖〗6.03〖〗443.05〖〗3808.77

〖BH〗1999〖〗59621.8〖〗5854.0〖〗193.0〖〗3.68〖〗572.63〖〗4015.00

〖BH〗2000〖〗64332.4〖〗6280.0〖〗193.8〖〗1.84〖〗1007.41〖〗4657.00

〖BH〗2001〖〗71188.7〖〗6859.6〖〗195.1〖〗1.58〖〗751.50〖〗4884.00

〖BH〗2002〖〗86910.7〖〗7702.8〖〗193.6〖〗2.75〖〗723.14〖〗5934.30

〖BH〗2003〖〗103617.7〖〗8472.2〖〗195.9〖〗0.79〖〗744.77〖〗6280.10

〖BH〗2004〖〗119555.4〖〗9421.9〖〗203.5〖〗-1.63〖〗626.68〖〗7022.00〖BG)〗

资料来源：《中国统计年鉴》1991年～2004年；中国人民银行网站http:///。注：1居民消费物价指数是以1991年为基期经过计算得到的。

2一年期存款实际利率R(%)是根据公式：存款实际利率=存款名义利率－通货膨胀率

计算得出

(一)模型建立。建立多元线性回归模型为:S=+Y+CPI+R+T+B+ｕ。式中S是被解释变量，(i=1, 2,…,6)是回归参数，ｕ是随机扰动项，Y、CPI、R、T、B是解释变量，而且随机扰动项ｕ满 足同方差和无自相关的假定。

(二)显著性检验。下面利用多重可决系数Ｒ

2、统计量ｔ服从ｔ(ｎ-ｋ)分布,统计量Ｆ服从 Ｆ(ｋ-1,ｎ-ｋ)分布,分别对模型的拟合优度,回归系数以及回归方程的显著性进行检验。运 用Eviews软件对表二中的具体数据进行回归得出的分析结果整理如下：

Ｓ=-3289.720+18.62651Y-245.4106CPI+723.5842R-0.666275T-0.551063B

(-0.66611)(6.038548)(-3.874749)(3.466079)(-0.198790)(-0.666110)

=0.9962,2=0.9939, Ｆ=421.8471

上式中，括号内的数值为ｔ检验值。首先我们观测到解释变量所对应的参数符号与经济意义

上应变量和解释变量的关系相一致。再次从回归方程的各项数据可以看出,该回归方程对我国居民储蓄行为具有较强的解释能力，居民储蓄中99.4%的部分都可以从该回归方程中得到

说明。取显著性水平为0.05，即置信度为95%,查表得到的统计量ｔ和统计量Ｆ的临界值分别

为(8)=2.3006和(5,8)=3.69。由于Ｆ>(5,8),所以认为回归方程显著成立，拟合优

度比较好。分析t值我们发现解释变量Y、CPI、R所对应的∣t∣均大于(8),说明解释变量

Y、CPI、R对居民储蓄存在显著影响；而解释变量T、B及截据项C所对应的∣t∣小于ｔ的临 界值,说明解释变量T、B及截据项C对居民储蓄影响不显著。因此须剔除解释变量T、B进行回 归，得到如下回归结果：

Ｓ=-2582.307+17.98528Y-242.3026CPI+670.5245R

(-0.618027)(39.20434)(-17.39394)(-3.874749)

Ｒ2=0.9960,2=0.9950,Ｆ=859.2744

从新建立回归方程的各项数据可以看出：Ｒ2接近于1，表明模型的拟合优度较好。

选择显著性水α＝0.05，查表得到的统计量ｔ和统计量Ｆ的临界值分别为(10)=2.228和

(3,10)=3.71。由于Ｆ>(3,10),所以认为回归方程的显著性较强。同时解释变量Y、CP

I、R所对应∣t∣值均大于ｔ的临界值，说明解释变量Y、CPI、R对居民储蓄存在显著影响

。综上所述，可以看出新建方程的拟合优度较好，对应变量城镇居民储蓄额S具有较强的解

释力。

(三)异方差性检验

由于所选用的样本数据为时间序列数据，可利用ARCH方法进行检验,，检验异方差性的核心

问题是判断随机误差项的方差与解释变量观测值之间的相关性。选取滞后期间为3,即ARCH过

程的阶数p=3。利用Eviews软件计算结果：(n-p)R2的值为0.8905。给定α＝0.05的条

件下，查分布表得临界值(3)=7.8147。因为(n-p)R2=1.475<(3),所以接收原假设，表

明模型中不存在异方差。

(四)自相关检验

利用杜宾—瓦特森检验法进行自相关性检验。利用Eviews软件计算得到ＤW的值为1.5945。

在给定显著性水平α＝0.01的条件下，查表得到DW的临界值的上下界分别为=0.547和=1

.490，因为ＤW>，所以认为回归方程的扰动项不存在自相关。

(五)多重共线性检验

利用多元相关分析法,计算各个解释变量之间的相关系数，结果如下：Y和CPI的相关系数为0

.8526；Y和R的相关系数为0.2093；CPI和R相关系数为0.1986。从数据看,认为回归方程的解 释变量间不存在多重共线性，回归方程较为真实地反映了解释变量之间的关系。

(六)样本数据标准化。

在经济分析和决策中，我们需要了解各个解释变量的相对重要性，由于偏回归系数与变量的原来单位都有直接关系，单位不同，彼此不能直接进行比较，这就涉及到对样本数据进行标

准化的问题。下面我们对变量S、Y、CPI、R的样本数据进行标准化，得到如下结果：

SS=0.7495YY+0.1586PP+0.0901RR+0.0740

其中SS、YY、PP、RR分别对应S、Y、CPI、R标准化后的数值。由此可看出在城镇居民储蓄存 款模型中，解释变量对应变量S的影响程度按降序排列依次为：Y、CPI、R。

三、结论

通过以上分析，我们可以得出如下结论：

1目前的城镇居民储蓄持续增长主要是由于城镇居民收入的不断提高所引起的。改革开放

以来，经济快速发展使人民生活日益改善，相应的居民收入水平不断提高。今后随着经济不

断向前发展，收入水平对我国居民储蓄存款的作用将更加显著。

2消费品的价格水平对城镇居民储蓄额具有反向影响。自1992年以来，我国居民消费物价 指数的增幅呈减缓趋势，这客观上对城镇居民储蓄额的不断增加起到了一定的推动作用。

3实际利率对城镇居民储蓄额增加作用也是不可忽视的。虽然2003年以来居民储蓄存款的实际利率较上年略有下降，2004年居民储蓄存款的实际利率曾一度达到负值，但纵观十多年

变化趋势，我们可以看出实际利率总体水平是呈上升趋势的，从而支撑着城镇居民储蓄额的不断增加。

4在检测中我们也发现，A股筹资额和国债发行额对城镇居民储蓄存款的影响并不显著，这 与前面的理

论分析存在不一致。究其原因：由于目前我国的社会福利保障体系还不健全，随 着我国劳动就业、养老、医疗、教育、住房制度改革的深入，个人负担的比例越来越大，加 之社会保险的发展还有待于进一步完善，这些因素使得我国城镇居民的储蓄存款呈现刚性。另外由于我国股市起步较晚，在现实运行中还存在许多问题有待于解决，这使得居民入市的 风险加大，居民个人出于理性考虑，不会轻易将积蓄投入股市。现实中股市筹资额的逐年增 加更多是来自于机构投资者。从国债市场来看，尽管国债发行额逐年上升，但增加额更多体 现为向金融机构发行的记账式国债的增加，而针对居民个人的凭证式国债的发行额增幅并不 十分显著。参考文献：

(1)王丽华、唐五湘.我国居民储蓄行为实证研究.北京机械工业学院学报.2002,(3)

(2)刘巍.对海南省城乡居民储蓄存款总量影响因素的实证分析.海南金融.2003,(9)

(3)李焰.关于利率与我国居民储蓄关系的探讨.经济研究.1999,(11)

(4)蔡则祥、卢亚娟.我国居民储蓄存款高增长的经济学分析.经济问题.2004,(4)

(5)中国统计年鉴.中国统计出版社1991-2004

第三篇：我国税收对居民储蓄影响的实证分析（最终版）

《我国税收对居民储蓄影响的实证分析》 概括：主要介绍了税收与居民储蓄都是反映我国国民收入和消费水平的重要指标。理论上政府对个人征税,会减少个人的可支配收入,从而导致消费需求与储蓄要求降低 凯恩斯的绝对收入假说:

S= a+ sYd

即居民储蓄(s)取决于当前个人可支配收入Yd 和家庭的边际储蓄倾向(S)。当前可支配收入是指支付直接税后的国民收入,因而可以表示为:

Yd= Y(1-t)

在上式中, Y 为国民收入, t为直接税率, 因而在s与Y既定的情况下,原则上S取决于税率t的大小。税率t下降,则Yd 增加,从而家庭储蓄S增加。

因而税收对家庭储蓄行为的影响主要是通过所得税对个人可支配收入和储蓄收益率的影响来实现的。呈负相关关系，即税收增加，储蓄率降低。

但是通过实证分析,我国的实际情况并非如此。文中分别从税收制度完善，中国储户国情等方面出发寻找原因，并提出建议。

在西方经济学中的凯恩斯绝对收入假说中提到当税收增加，个人的可支配收入减少，那个人的消费需求与储蓄率都会降低，如果增加的税收里面包含对利息的所征税，那税收对储蓄的影响产生了替代效应，降低了储蓄率，增加了替代储蓄的消费需求。因此税收增加对储蓄率是负相关。

然而这个理论在我国却行不通。主要是以下原因：

1.快速发展的经济。我国税收增长是建立在快速发展的经济基础上的，所以税收增加的同时居民的个人收入也在增长，甚至个人的可支配收入不减反增，因此储蓄率也随之提高。

2.税法制度的完善。近年来，我国加大了税收征管力度，同时在偷税漏税方面加强执法力度，收回大量违法的税金，通过这两方面，使得我国税收大大增加。

3.中国储蓄特殊的自身因素。一直以来中国人大多有勤俭持家的传统美德，正是这种原因，中国人对自己的收入往往倾向于储蓄，而外国人则是普遍持提前消费的观念，再加上近几年国际经济环境恶化，国内正处于经济结构转化的不稳定时期，更加坚定了中国储户增加储蓄决心。

然而税收与储蓄率呈正相关同步增加长意味着居民的投资和消费减少，长此以往,不利于我国经济的发展,以下措施促使我国消费和投资的增长。

1.适当调整税制结构。应采取更有利于促进消费和投资的税制结构，如进一步完善增值税，改进消费税，降低总体税负。

2.开创多元化的投资渠道。储蓄率的增加是因为居民日常的投资渠道狭小，政府应联合金融机构给居民提供一些相对安全、利息收入高于银行存款的投资渠道，满足庞大的储户需求。

3.刺激消费，扩大内需。降低存贷款利率，发放消费补贴，鼓励大家消费投资。提高最低工资标准，增加居民可支配收入，同时改善国内消费环境，增强居民消费信心。

4.健全社会保障体系。只有当基本的生活得到保障时，大家才愿意吧储蓄的钱转化为消费和投资，特别是对于老年，残疾或者失业的人群。

第四篇：上市公司股权集中度影响因素实证分析

上市公司股权集中度影响因素实证分析

摘要：股权集中度的高低决定了公司代理问题的本质，因此确定合理的股权集中度有助于降低代理成本，提高企业价值，所以逻辑研究的前提是首先要了解影响股权集中度的相关因素，本文以北京市上市公司数据为样本，对我国上市公司股权集中度影响因素进行了实证分析。结果表明，公司持股主体，公司治理，审计质量都对股权集中度有影响，在此基础上还对我国上市公司的治理提出了建议。

关键词：股权集中度；影响因素；实证分析

一、样本数据与变量说明

（一）样本选择

本文所选取的样本是在上海证券交易所和深圳证券交易所上市的上市公司（所属地区为北京市）2011年的截面数据为保证数据的有效性，清除异常样本对研究结论的影响，选取北京市213家上市公司为原始样本按以下原则进行样本筛选： 从原始样本中剔除某些数据不全的公司9家； 剔除数据存在异常的4家最终选取样本数为200家。信息来源：RESSET金融研究数据库。

（二）变量说明

本文主要从股权集中度，审计质量，持股主体，公司治理这几个方面设置具体变量，各变量定义如下（1）A：股权集中度，本文中的解释变量为股权集中度。实证中涉及股权集中度的指标主要有： 第一大股东持股比例、前五大股东持股比例、前十大股东持股比例，这三个指标主要是从绝对数上衡量股权集中程度，本文选用前五大股东的赫芬戴尔系数作为股权集中度的量化指标，（2）B ：股权结构变量，本文对国家股（B1）、法人股（B2）、流通股（B3），各不同的投资主体分别考虑（3）C：董事会人数，本文选取各上市公司的董事会人数的自然对数，（4）D：独立董事会比例，（5）i：会计师事务所，本文选取是否为目前国内的十大会计师所来解释审计质量，若是则为1，反之则选为0；

一 基本假设

假设1 ： 国家股比例与股权集中度正相关。

假设2： 法人股比例与股权集中度正相关。

假设3 ： 流通股比例与股权集中度负相关。

假设4：选择十大会计师事务所与股权集中度负相关。

假设5：董事会人数与股权集中度负相关

假设6：独立董事比例与股权集中度负相关。

二 模型设定

二、实证结果及分析

1.描述性统计分析

从描述统计表（表略）中可以看出文章选取了七个变量，其中股权集中度变量为被解释变量，其余六个为解释变量，其中会计师事务所变量中若为中国十大会计师事务所（报告国际四大事务所在中国成立的机构）则取值为1，若不是则取值为0，从表中可以看出其均值为0.465，不到50%，说明所属地区为北京市的上市公司中有一半以下的公司选取了十大事务所，股权集中度变量中最大值超过90%，其均值也有62%，说明我国的股权集中集中度依然很高，公司第一大股东，前五大股东所占的比重很高，国有股比例均值不到10%说明随着我国市场化进程，和股权分置改革，国有股所占的比重在下降，独董比例的评均值大约为30%，流通股比例的均值达到了96%，说明股权分置改革后，我国的流通股比例程度已经很高，流通股比例的理想值应该是100%，我国应该进一步加强股权分置改革。

2.回归分析

如表所示：会计师事务所，法人股比例，流通股比例这几个变量通过了5%水平下的显著，国有股比例通过了1%水平下的显著，其中董事会人数这个变量不显著。得出以下结果：

国家股比例与股权集中度显著正相关，假设1 成立。这也从另一个侧面说明我国上市公司的股权仍然在国家的手中占有很大比重。同时上市公司除国有股外，其他持有人分散风险意识较强，不愿意集中持有一个上市公司的股票。

对假设2 的检验结果是： 通过回归分析，我们看到法人股与股权集中度正相关，并且t 检验显著，假设2 成立。法人股比例越高，股权集中程度越高。

对假设3的检验结果是： 通过回归分析，我们发现系数为负值，流通股与集中度负相关，t 检验显著，假设3 成立。由于流通股持有者大多是中小投资者，他们分散风险意识强，一般不会集中持有一个上市公司的股票，所以流通股持有呈现分散化； 另外，由于在二级市场进行收购兼并的成本大大高于收购法人股或国有股，因而流通股集中的可能性也比较小。

会计师事务所与股权集中度显著正相关，假设4不成立，这是由于目前会计师事务所的市场竞争比较大，十大会计师事务所也不列外，其可能为了业务，与被审计单位合谋。

结果显示，董事会人数与股权集中度不存在显著相关性，假设5不成立，中国上市公司董事会人数大多为九个，十一个，其中独立董事一般为三个，同时持股超过5%的股东可以推举董事，然后股东大会表决通过就可以进入董事会，所以公司第一大股东，前五大股东可以持有公司绝大部分股权。

结果显示，独董比例与股权集中度正相关，假设6不成立，在我国独立董事常常没有发挥其应用的作用，甚至有些独董，为了获得，保住其独董的位置，与公司控制，拥有者合谋，并且在董事会规模一定的情况下，独董比例越高，其他董事就越少，就有利于公司股权集中度提高。

三、结论及启示

本文通过对北京市的200 家上市公司进行实证分析得出以下结论：

（1）上市公司中国有股比例越低，股权集中度越低。这说明国有股比例是影响上市公司股权集中度变动的一个主要因素（2）法人股比例越低，股权集中度越低。这说明发起人法人股比例是影响上市公司股权集中度变动的一个主要因素（3）流通股比例与股权集中度显著负相关，流通股比例越高股权集中度越低（4）会计师事务所，独董比例与股权集中度显著正相关

根据以上结论我们得出以下启示：

1，我国上市公司绩效总体不理想的原因有很多，其中一个重要原因就是股权集中度过高。因此，适度降低上市公司股权集中度是我国今后必须完成的一项艰巨任务。2，是降低股权结构中国家股的比重。我国特有的股权二元结构在很大程度上限制了我国市场机制作用的发挥。并且由于国家股代表的是国家利益，不利于股权治理作用的发挥，随着股权改置实行国有股比重有所下降，但是依然未达到要求，所以要继续加强股权分置改革，这是一个长期的任务。3，继续增大流通股的比重。流通股比例可以对管理层形成有效的监督，有利于降低代理成本。4，政府应进一步加强对会计师事务所的监管。5，完善独立董事制度，明确独立董事应承担的责任、给予的权力、评价业绩的标准，并使权责利一致。

（作者单位：贵州财经大学会计学院）

第五篇：8.中国经济增长影响因素实证分析

一、原文介绍

题目：中国经济增长影响因素实证分析

作者：季民河(华东师范大学)

关键字：消费、投资、经济增长、劳动力，实证分析

二、研究问题

改革开放以来，我国的社会主义经济取得了突飞猛进的发展，经济增长速度更是举世瞩目。本文采用经济增长模型和多元线性回归分析方法对1980～2010年中国经济增长因素进行研究，分析了物质资本、劳动力、消费对国内生产总值的影响，建立计量模型，寻求这些变量与中国国民产出的数量关系，进行定量分析，对模型进行检验。

三、可能影响因素

劳动力

总就业人员数

固定资产投资总额

价格指数

消费需求

资本投入

经济发展

国内生产总值

四、理论模型

y= β1+β2x1+β3x2+β4x3+ui

其中，y代表国内生产总值，x1代表社会就业人数，x2代表固定资产投资，x3代表消费价格指数，ui代表随机扰动项。我们通过对该模型的回归分析，得出各个变量与我国经

济增长的变动关系。

五、结论

1、固定资产投资是经济增长的重要原动力。

经济发展取决于投入资金的数量和资金的利用效率。固定资产投资是经济增长的重要原动力，它对经济运行具有先导作用，并以其乘数效应拉动经济增长。

2、劳动力对GDP有一定的促进作用但对经济增长的贡献率却微不足道。

这是因为我国劳动力结构总量巨大、供给充足、流动性强, 对GDP 影响很大。但是劳动力的人力资本含量、高技术含量偏低,劳动力素质结构存在严重缺陷, 会直接影响了经济的增长。

3、消费需求对经济的拉动作用

消费需求是三大需求要素中所占份额最大、波动幅度最小的部分，是国民经济的重要支 柱和最主要的组成部分，同时也是最为明显地反映经济自发增长态势的宏观经济指标。

六、感想

就业是民生之本，有效促进就业，保持经济增长良好势头成为我国当前乃至今后一段时期的重要课题。针对目前劳动力数量庞大且总体素质不高的现状，应通过多种途径，一方面加强就业培训的投入力度，提高劳动者就业及再就业能力，降低失业率；另一方面，加强各地区间人才交流及促进劳动力自由流动，并通过合理技术壁垒方式，阻止外来流动人员的无序进入。同时，鼓励灵活就业，以减轻就业压力。