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篇1

國民經濟核算中，政府消費是指政府部門為全社會提供公共服務的消費支出和免費或以較低價格向用戶提供的貨物和服務的凈支出。政府消費與居民消費一起構成總消費，是一國最終需求的重要組成部分，增加政府消費支出是擴大內需的重要手段。中國經濟發展存在嚴重的內需不足問題，必須把立足點放到依靠內需上來。政府首先應加大自身消費支出。政府加大對“三農”的支持力度、增加農村基礎設施建設投資;完善社會保障體系;增加公共教育投入;增加城鄉居民收入，提高其消費能力;培育成熟的消費環境等，這不僅是滿足政府支出的需要，也是對于現實經濟運行格局的一種強烈的支持保證。當社會個人與家庭的消費相對不足而沒有集中起足夠消費力量的格局下，關注政府消費支出，由政府等宏觀管理部門主動地、適度地放松對消費支出的限制，是必需的政策選擇。

在我國國民經濟核算體系中，涉及政府消費核算的主要有三處:一是支出法國內生產總值核算;二是資金流量表實物交易部分;三是收入分配及支出賬戶。對我國政府消費支出的估計方法進行研究，可以為宏觀經濟政策的選擇提供一些參考。本文通過對我國31個省、市、自治區的不等概率抽樣和簡單隨機抽樣，分別抽取15個、10個省市作為研究樣本進行實證分析，同時對兩種方法進行比較分析。

二、PPS抽樣表述

(一)PPS抽樣的基本內涵。不等概率抽樣是指在抽取樣本前給總體的每一個單元賦予一定的被抽中概率。不等概率抽樣分為有放回與不放回兩種情況。在有放回的不等概率抽樣中，最常用的是按總體單元的規模大小來確定抽選的概率。設總體中第i個單元的規模度量為Mi，總體的總規模度量為M=M，則該單元的抽選概率為Z=，這種不等概率抽樣稱作按與規模大小成比例的抽樣，簡稱PPS抽樣。

(二)PPS抽樣實施方法。PPS抽樣方法有:累積總和法、拉希里方法、規模累積等距抽選的方法、分裂法等，本文主要采用規模累積等距抽選的方法。

規模累積等距抽選方法的表述:設總體單元數為N，其規模度量分別為M1，M2，…，MN，將規模度量按代碼法進行累積，直至M=M。若抽取樣本容量為n，則先求等距抽樣的間隔K=，然后在1～K之間隨機等概率抽取一個數，假設為r，則r所在的單元代碼區間相應的單元即為被抽中的單元。以后每隔K個度量值，即r+K，r+2K，r+3K，…，r+(n-1)K等數字所在的單元代碼區間的相應單元，即為被抽中的單元。

三、PPS抽樣實證分析

選取我國31個省、市、自治區、直轄市2007年政府消費支出額數據。

(一)總體總量的估計

1、以2007年政府消費支出額作為規模Mi，并進行累計，得表1。(表1)

將M0=M=3824111除以樣本量n=15，得抽樣間隔K==254940.73。在1～K之間抽一隨機數，假設R=175745，處于北京的代碼范圍，因此北京作為抽中的樣本。其余樣本代碼為:175745+254940.73=430685.73，430685.73+254940.73=685626.46，940567.19，1195507.92，

1450448.65，1705389.38，1960330.11，2215270.84，2470211.57，2725152.3，2980093.03，3235033.76，3489974.49，3744915.22，分別是:河北、遼寧、黑龍江、江蘇、安徽、江西、山東、河南、湖南、廣東、海南、貴州、新疆。

2、這15個省市的被抽選概率為Zi=，分別為:北京0.0534，河北0.0514，遼寧0.0303，黑龍江0.0321，江蘇0.0912，浙江0.0613，安徽0.0197，江西0.0195，山東0.0967，河南0.0526，湖南0.0359，廣東0.0861，海南0.0049，貴州0.0137，新疆0.0240，用這15個樣本省市來估計2008年的政府消費支出，采用漢森-赫維茨估計量，得:

==×(++…+)=4505720.155

故，估計推斷這31個省市的政府消費支出額為4505720.155百萬元。

3、抽樣的方差:

()=-

=[(4955307.048-4505720.155)2+

(4268315.491-505720.155)2+…+(4481807.397

-450720.155)2]=5597070249.9182

4、置信度為95%的置信區間為:

±Z，即:

4505720.155±2

=4505720.155±149627.1399

即:4356093.015～4655347.295。2008年這31個省市的實際政府消費支出為4564495百萬元，位于置信區間之內。

(二)總體均值的估計

1、==×4505720.155≈145345.8115(百萬元)

2、方差的估計式:

()=-=×5597070249.9182≈5824214.6201

所以，總體均值的抽樣標準誤為:

=2413.3410

3、置信度為95%的置信區間為:

±Z即:

145345.8115±2×2413.3410

即:140519.1295～150172.4935。2008年平均每個省市的實際政府消費支出為147241.7742百萬元，位于置信區間之內。

四、簡單隨機抽樣實證分析

簡單隨機抽樣又稱純隨機抽樣:設有限總體總有N個單元，從中抽取容量為n個單元的樣本，使得每一個可能的樣本都有相同的概率被抽中。具體應用到本文中的政府消費支出，把這31個省市按1～31排列，在EXCEL中生成一組n=10的隨機數:15、30、4、10、8、27、16、9、12、21。即被抽選的省市為:山東、寧夏、山西、江蘇、黑龍江、陜西、河南、上海、安徽、海南。

(一)總體均值的估計

1、==y=×(448602+19400+…+22631)=174053.9

即2008年平均每個省市的政府消費支出為174053.9百萬元。

2、抽樣方差

()=s=(1-)(y-)=×(1-)××217461902374.9=1636810017.88

抽樣標準誤:=40457.5088

(二)總體總量的估計

=N=31×174053.9=5395670.9

()=N(y)

=31×163680017.88

=1572974427178.44

=

=1254182.7726

五、結論

通過對全國各地區政府消費支出的PPS抽樣估計，2008年全國各地區政府消費支出位于置信區間之內，并且通過PPS抽樣和簡單隨機抽樣的實證分析對比，我們可以很明顯的看出，不論是總量估計還是均值估計，PPS抽樣的方差都要小于簡單隨機抽樣的方差，PPS抽樣要明顯優于簡單隨機抽樣。由此可見，不等概率抽樣雖然在實施方面較簡單隨機抽樣復雜，但是對差異總體較大的總體單元進行抽樣估計會更為精確有效。

主要參考文獻:

[1]倪佳勛.抽樣調查[M].廣西師范大學出版社，2002.

[2]金勇進，蔣妍，李序穎.抽樣技術[M].中國人民大學出版社，2002.

[3]陳彩虹.政府消費支出與擴大內需[J].財政研究，1999.8.

篇2

2．國內學者的研究。我國學者對政府支出與居民消費的關系的研究始于1998年我國第一次大規模實施積極的財政政策、擴大內需以后。國內學者在這個問題上的結論也是莫衷一是。財政部辦公廳課題組（2001）認為，關于私人消費和政府支出，有人認為它們具有某種替代關系，這需要具體分析。從財政支出結構看，某些種類的政府支出例如招待費，的確是私人支出的替代品；但其他一些支出諸如交通設施支出，則是私人消費的互補品；其他許多公共支出可能既是私人消費的替代品又是互補品。［15］胡東書（2002）使用2000年以前中國的時間序列數據所做的回歸分析表明，政府支出變動與居民消費之間呈正相關關系，二者之間從整體上看是互補關系而不是替代關系，政府支出增加對居民消費的作用是擠入的而不是擠出的。［16］謝建國和陳漓高（2002）通過建立一個居民消費的跨期替代模型，分析了中國的政府支出與居民消費之間的關系，認為在短期內，中國政府可能通過增加政府支出的方式增加總需求，但在長期均衡時政府支出完全擠占了消費支出。［17］黃頤琳（2005）通過構建實際的經濟周期（RBC）模型，利用隨機動態一般均衡（DSGE）方法對中國經濟進行實證檢驗。結果表明，改革開放后政府支出對居民消費產生了一定的擠出效應。［18］李廣眾（2005）在消費者最優選擇歐拉方程基礎上推導出用以分析政府支出與居民消費之間關系的模型，然后對全國、城鎮和農村的樣本進行估計，結論是：改革開放以來，中國政府支出與居民消費之間表現為互補關系。［19］張治覺和吳定玉（2007）利用可變參數模型對我國1978—2004年的數據進行了動態分析，結果表明，從總體上分析，在大多數年份政府支出對居民消費產生引致效應；從結構上分析，政府投資性支出對農村居民消費和城鎮居民消費產生了擠出效應；從1998年開始，政府消費性支出對農村居民消費和城鎮居民消費產生了引致效應；政府轉移性支出在大多數年份對農村居民消費和城鎮居民消費產生了引致效應。申琳和馬丹（2007）對1978—2005年我國政府支出影響居民消費的兩個渠道（消費傾斜渠道和資源撤銷渠道）進行了經驗分析，發現我國人均政府支出增加通過消費傾斜渠道促使人均居民消費上升，通過資源撤銷渠道使得人均居民消費下降；綜合來看，人均政府支出增加通過兩種渠道最終導致人均居民消費下降，即政府支出與居民消費存在長期替代關系。楚爾鳴和魯旭（2008）通過構建政府支出與居民消費跨期替代模型，并利用1990—2005年我國27個省、直轄市和自治區的相關數據進行面板協整檢驗和完全修正普通最小二乘估計，發現中國地方政府支出與居民消費呈現較弱的互補關系。楊子暉等人（2009）通過面板協整分析發現，中國政府消費支出與私人消費成互補關系。陳創練（2010）所做的面板數據實證分析的結果表明，我國政府消費與居民消費呈互補關系。但是，他又指出，政府消費與居民消費的互補程度可能受政府支出規模的影響。比如，隨著政府支出規模的擴大，政府將減少與居民消費呈互補關系的公共物品（如國防支出）的提供，而增加與居民消費呈替代關系的公共服務（如科學教育衛生事業支出和學校午餐等）的供給。［24］胡蓉等人（2011）利用我國城鄉居民1978—2009年的人均消費、政府支出和可支配收入等數據，通過建立協整方程和誤差修正模型對政府支出如何影響居民消費進行了實證研究。結果發現，政府支出在短期內對居民消費具有擠入效應，而在長期則具有擠出效應。由上我們看到，我國學者主要是從總量上研究政府支出對（城鄉）居民消費需求的影響，或把政府支出劃分為消費性支出和投資性支出，再分別研究這兩類支出對居民消費的影響。只有石柱鮮等人（2005）等少數幾篇文章嘗試從我國的財政支出結構或財政支出分類上分別考察這些政府支出對城鄉居民消費的影響。在這個專題研究上，研究者大多把居民消費函數看做是線性的，把函數關系看做是已知的或確定的。不少研究者得出的結論與直覺或事實明顯相悖，例如，有的文章認為，政府消費性支出增加會促進居民消費；還有的文章認為，政府支出與居民消費正相關；也有的文章認為，政府支出增加對居民消費沒有影響；還有一些研究者把政府（財政）支出等同于政府消費。已有的研究成果提示我們，對中國財政支出與居民消費需求的關系有進一步深入研究的必要，可行的研究路徑可能是要改變模型方法選擇。

二、中國政府支出結構對居民消費影響的初步分析

筆者認為，從總量上研究中國政府支出對居民消費的影響可能過于綜合，過于籠統，無法反映政府支出對居民消費的真實效應。因為我國政府支出既包括政府消費支出，也包括政府投資支出，還包括轉移支出和民生支出，這些不同性質的支出對居民消費的影響應該是不同的，并且某些支出可能對城鄉居民的消費需求影響也是不同的。因此，本文試圖從政府支出的不同分類上來考察它們分別對城鄉居民消費產生了什么樣的影響。2007年我國國家統計局對財政支出項目分類進行了重大調整，由原來的5類27個項目調整為22個項目，不再按功能性質分類。1978年到2006年，我國政府財政支出按其功能性質劃分為5大類：經濟建設費支出、社會文教費支出、國防費支出、行政管理費支出和其他支出。圖2顯示的是1978—2006年我國政府的5大類支出分別在政府財政支出總額中所占比例的變化。可以看出，從1978年到2006年，經濟建設費支出占比呈現明顯的下降趨勢；社會文教費支出占比呈現先上升后平穩的趨勢；國防費占比自20世紀80年代中期以后呈現緩慢下降的趨勢；行政管理費支出占比和其他支出占比都呈現明顯的上升趨勢。政府支出結構的變化從一個側面映射了改革開放以來我國經濟體制和經濟結構的變化：隨著我國經濟體制由高度集中的計劃經濟體制向社會主義市場經濟體制轉型，政府和市場在資源配置中的作用呈現出此消彼長的變化趨勢，經濟建設的任務越來越多地由企業和個人承擔，國家對經濟建設的直接干預不斷減少，這就導致了經濟建設費支出占比大幅度下降。隨著科教興國戰略的實施和社會保障制度建設，社會文教費支出占比不斷提高。行政管理費支出占比上升較快反映了我國政府規模擴張較快，公部門控制和消費的資源過多。這5大類財政支出對城鄉居民消費的影響應當是不同的。經濟建設費支出。這類支出是國家用于生產性投資和基礎設施建設方面的財政支出，它們主要形成物資資本和公共物品，如鐵路、公路、機場、水利、電力、環境保護等。這類支出在短期可能會排擠居民消費，但是在長期可能會促進居民消費。經濟建設費支出的資金主要來源于國家對企業和個人征收的稅收，并且這類支出代表政府配置資源的規模，因此它在短期內可能會排擠居民消費。

在長期，這類支出可能會促進居民消費。例如，交通便捷會促進居民出行和旅游消費，電力供給有了保障會促進居民購買和消費家用電器。從市場經濟中政府與市場的關系來看，政府通過經濟建設費支出來配置資源的規模必須適度，不宜過大，否則會擠占市場和居民消費。社會文教事業費支出。這是國家用于科學研究、文化、教育、衛生、出版、廣電、撫恤和社會福利救濟等方面的事業費支出。這類支出主要是形成人力資本和民生工程，它有助于提高社會及其成員的科學文化素養和受教育水平，有助于提高社會福利水平。這類支出應當會促進居民消費。顯而易見，政府投資九年制義務教育，提供教育、文化、體育、醫療衛生設施，必然會促進居民在教育、文化、體育和醫療衛生等方面的消費。國防費。這是國家用于國防建設的各種經費支出。國防是一個國家最大和最重要的公共物品，是防止企業和個人遭受外來侵略和掠奪的保障。因此，國防費支出雖然可能會擠占居民收入和消費，但是一個強大和穩固的國防會大大降低國民生存、發展、生產、消費的風險和不確定性。行政管理費。這是一種社會消費性支出，主要用于國家各級權力機關、行政管理機關和外事機構行使其職能所需要的開支，包括人員經費支出和公用性經費支出。在我國行政管理費支出中，直接用于行政人員開支的費用約占50％上下。近幾年受詬病較多的“三公”經費就是行政管理費中的一大部分。在行政管理費支出中，一部分是政府為企業和居民提供公共服務的，這是經濟和社會發展所必需的。但是在我國的行政管理費支出中，相當一部分是政府行政人員的純粹性消費，這部分支出與公共服務供給的數量和質量沒有什么相關性。一個公務員使用公款消費得越多越好，不意味著他提供的公共服務水平和質量就越高，反而有可能會降低公共服務水平和質量。其他支出。這包括政府財政年初預留的預備費，其他政府性基金支出，地震捐贈支出，彩票發行銷售機構業務費安排的支出，等等。這類支出很可能對居民消費的影響是中性的或影響不大。

三、基于可加模型的經驗研究

筆者在文獻綜述部分提到過，在政府支出與居民消費的關系問題上，我國一些研究者得出的結論與直覺或事實明顯不符，其中的一個重要原因是這些研究者把居民消費函數看做是線性的，把函數關系看做是已知的或確定的。本文嘗試改變這種經驗研究方法，使用可加模型來進行研究。1．可加模型簡介。可加模型（additivemodels）是非參數統計分析中很重要的模型之一，它是線性模型的推廣。與線性模型相比，可加模型具有以下特點：（1）假設自變量和因變量之間的函數關系未知；函數關系根據數據本身而得到。相比線性模型這更符合變量之間的實際關系要求。（2）對于因變量的分布沒有限制，估計的結果具有穩健性。與線性模型要求因變量服從某個分布相比，可加模型更為合理。因為因變量是否服從某種分布實際上很難驗證。雖然計量經濟學給我們提供了很多檢驗服從分布的方法，但是嚴格來說，它們往往是檢驗其不服從某種分布，很難檢驗出服從某種分布。因為它們的原假設是服從某種分布。不拒絕原假設不等于接受原假設，這是兩個概念。分析政府支出結構對城鄉居民消費需求的影響，可加模型具有先天優勢。政府支出結構對居民消費的影響不是一個靜態過程，應該是一個動態過程；也可以說隨著政府支出的變化，它們對居民消費的邊際效應也是變化的，而不是一成不變的。另外，計量經濟學分析中通常假定模型中變量之間的關系是線性關系，但是這些線性關系是在很強的假設下得到的，而實際經濟活動中的變量之間關系呈線性關系的極少，絕大多數都是非線性的。因為影響變量的因素很多，在實際研究中，由于研究者受到主觀和客觀原因的制約，或為了研究的簡化和方便，不可能考慮到所有這些因素，所以很強的假設易于構建模型和得出結論，但是很難符合實際和刻畫變量之間的實際關系。2．可加模型應用。（1）數據來源與選取。

由于國家統計局在2007年對政府財政支出統計口徑進行了重大調整，使得2007年前后的數據不可比，所以本文選取的是1978—2006年的政府支出數據，這些數據均來自1979—2007年《中國統計年鑒》。1978—2006年按照功能和性質我國政府財政支出劃分為五大類：經濟建設費支出、社會文教費支出、國防費支出、行政管理費支出和其他支出。下面我們將分析1978—2006年政府支出結構對城鄉居民消費的影響①。為了消除數量級的影響，將數據進行自然對數變換。另外，為了方便，我們作如下記號：x1為經濟建設費，x2為社會文教費，x3為國防費，x4為行政管理費，y1為農村居民消費，y2為城鎮居民消費。（2）政府支出結構對農村居民消費需求影響分析。根據（1．1），政府支出結構與農村消費需求的可加模型為。從圖3可以看出：（1）政府支出中的經濟建設費支出對農村居民消費需求在一定范圍內是有促進作用的，但當經濟建設費支出超過該范圍便會出現阻礙作用。（2）社會文教費支出對農村居民消費產生了“擠入效應”，促進了農村居民消費的增加。下圖②顯示，隨著社會文教費支出的增加，農村居民消費支出也在增加。（3）國防費支出和行政管理費支出對農村居民消費產生了擠出效應，即這兩類支出擠占了一部分農村居民的消費支出。下圖③和圖④顯示這兩類支出增加導致了農村居民消費支出減少。從圖4可以看出：（1）財政支出中的經濟建設費支出對城鎮居民的消費需求在一定范圍內是有促進作用的，但當經濟建設費支出超過該范圍便會出現阻礙作用。（2）社會文教費支出對城鎮居民消費產生了“擠入效應”，促進了城鎮居民消費的增加。下圖②顯示，隨著社會文教費支出的增加，城鎮居民消費支出也在增加。（3）國防費支出在一定范圍內對城鎮居民消費支出具有促進作用，但超出這一范圍其影響變小。（4）行政管理費支出降低了城鎮居民的消費支出。下圖④顯示這類支出增加導致了城鎮居民消費支出的減少。（4）比較政府支出結構對農村、城鎮居民消費需求的影響。綜合起來看，政府財政支出中的經濟建設費支出、社會文教費支出和行政管理費支出對農村居民和城鎮居民消費需求的影響幾乎是一樣的。但國防費支出的影響不同。國防費支出對農村居民的消費有一定的阻礙作用，而對城鎮居民在一定范圍內有促進作用。我們認為，這個結果符合實際，許多軍用設施和軍民兩用設施位于城鎮，農村則很少，這在一定程度上有利于促進城鎮居民消費需求的增加。當然，這個差異也可能是由于城鄉居民對國防保障帶來的安全性的認知程度不同，這種認知程度不同可能導致城鄉居民消費函數中的不確定性的大小不同。（5）模型效果評價。為了評價模型，我們引入MSE（均方誤差）、MAE（平均絕對誤差）和MAPE（平均絕對百分誤差）指標。從表1可以看出這三個誤差指標都比較小。在應用可加模型時，如果MAPE＜10，模型預測的精確度就較高，而我們現在得到的MAPE小于0．5，可見我們使用的可加模型的效果非常好。［32］模型的擬合結果如圖5和圖6所示。從兩個擬合圖看，模型的效果也很好。

篇3

1.經費支出的原則

1.1執行預算（經費收支計劃）。經費支出應堅持先預算再支出的原則，且預算經費來源也已確定，能夠得到充足保障。反之，預算中沒有列入的項目，就沒有經費保障，自然不能辦理借款、預支、報銷等經費支出業務。

1.2保證火場。火場的經費保障一般可通過猜測列入預算，但一些重、特大火場和搶險救援的開支，往往是不可猜測的，也就不可能列入預算。這是消防部隊的職能、性質決定的。對重、特大火場和搶險救援事故現場這種具有戰斗性質的非凡經費開支應采取先支出經費保障滅火戰斗和搶險救援任務的完成，后辦理調整預算、追加經費支出指標的手續，決不能以沒有經費支出預算而貽誤戰機。

1.3壓縮消耗。消防大隊的經費開支大部分是行政消耗性支出，經費支出應以生成、提高戰斗力為前提，合理計劃，盡量壓縮日常消耗品支出，提高經費使用效益。

1.4恪守權限。按照公安部消防局《有關經費審批權限的規定》，大隊一級的經費開支審批權限為摘要：200元以下開支由財務人員根據預算（計劃）和有關標準制度審核，大隊分管領導審批；200元至500元以下開支由財務人員根據預算（計劃）和有關標準制度審核，大隊分管領導提請大隊黨委（總支）審批；500元以上開支，按上述程序審核，由大隊黨委（總支）提請支隊業務部門同意后，報支隊后勤處審批。經費開支的審批權限規定的很明確，報銷審批程序也很嚴謹，但仍有不少干部亂序、越權審批。這里首先要解決的是熟悉新問題。任何時候都要清醒地熟悉到摘要：權力和責任永遠是相等的，人的人生價值不是用審批權限來衡量的，工作的權力和責任不是個人待遇，按審批程序辦理開支業務是分清經濟責任的重要環節。

2.經費支出的審核

消防大隊的經費支出業務，有貨幣直接支出、貨幣換回物資、經費報銷結算和個別的實物支出四種類型。辦理消防大隊的經費支出業務，財務人員既是經費物資支付的經辦人，又擔負著經濟業務審核復查的職責。作為經辦人，不可能經辦四種類型的全部業務，但作為審核復查人，大隊的所有經濟業務都在其職責范圍以內。下面以審核復查為主線，探詢消防大隊經費支出業務的重點管理環節。

2.1貨幣直接支出業務。消防大隊的經費支出業務，多數屬貨幣直接支出業務，因此，貨幣直接支出業務是大隊經費支出業務的主要業務類型。貨幣直接支出業務又可分為憑票報銷付款，轉賬預付貨款，現金臨時借款和憑票配發實物四種性質不同的業務。在辦理和審核這四種性質不同的貨幣支出業務時，應根據其性質確定不同的側重點。

2.1.1憑票報銷付款。憑票報銷付款是以辦理經濟業務的原始憑證，經過審核、驗收、批準等程序后，直接報銷經費并領取現金或銀行付款票據的業務方式。憑票報銷付款業務方式的性質是本單位的經濟權益和貨幣資產等額減少，表現為本單位自愿承擔該經濟業務的經費支付。憑票報銷付款業務方式的特征是付出的貨幣收回的概率極小，也就是說其經辦人、審核人和批準人防止經濟損失的責任極大。因此，辦理憑票報銷付款業務必須注重以下事項摘要：一是受理業務票據時必須對票據進行嚴格、規范的審查。對經審查發現不合法、不真實、不準確、不完整和不符合報銷程序的票據，不得受理。二是核對預算。看該付出業務是否列入預算，是否超出預算數額。三是對審查合格的票據在支付貨幣時，支付的現金不但要認真清點，而且必須復點，并和收款人當面結清；支付銀行存款開具付款憑證不但要數字準確，而且要收款單位名稱、收款銀行、開戶賬號、填證時間、預留印鑒等情況都要清楚齊全；貨幣支付后在原始憑證上加蓋“現金付訖”或“銀行付訖”戳記。四是對“錢變物”的經濟業務，不但要審查經費支付的票據，還要嚴格審查物品管理的手續資料。夠固定資產標準的，是否辦理了固定資產管理資料；屬庫存物資的，是否辦理了入庫手續；屬在用物資的，是否辦理了驗收責任手續；應入賬核算的物品，要根據原始憑證和有關資料記賬。五是對用憑票報銷的經費清償債券債務關系的綜合業務，要和原債權債務憑證一并審查，仔細結算清楚，假如有收回款項還應按收回款項的數額開給收據，結算結果要在經費結算表上的“結算欄”中填寫清楚。

2.1.2轉賬預付貨款。轉賬預付貨款是在經濟業務沒有完成時提前支付一部分款項，在經濟業務終結時結清所有款項的業務方式。轉賬預付貨款業務的性質是支付經費，但并沒有報銷，使單位形成了債權。表現為本單位貨幣資產減少，而債權資產增加，單位的資產總額沒有變化。轉賬預付貨款業務的特征是債權資產的變現率較低，也就是說要承擔預付的款項能否收回的責任。因此，辦理轉賬預付貨款業務時應注重以下事項摘要：一是嚴格審查付款依據。預付款項有合法的、符合經費支出審批程序文字依據，財務部門才能據以辦理轉款業務。付款依據可能是經濟合同，可能是領導批件，也可能是某項協議。但都必須指明經濟業務的具體內容，如和之發生經濟關系的單位名稱和性質，購貨數量和單價，交貨方式和地點，驗收標準和辦法，結算方式和期限，開戶銀行和賬號，違約責任和處罰等情況。付款依據還必須有收款單位的收據，作為收到款項的證實憑證，不能僅憑文字依據辦理付款業務。二是核對預算。就是看預付款項所辦理的經濟業務是否在年度預算項目之內，不在預算項目之列不能辦理預付款。三是辦理過付款業務的所有憑證資料，要及時整理并編制記賬憑證登記入賬。不能形成“票據抵庫”使賬賬不符或賬款不符。在核算往來款項的“暫付款”科目下，必須按收款單位名稱設置明細科目具體核算債權清算情況。四是在經濟業務結束清算貨款時，先要抵扣預付款，以免形成死賬、呆賬、無頭賬。

2.1.3現金臨時借款。現金臨時借款業務方式和轉賬預付貨款業務方式的性質、特征基本是一致的，它們的區別在于轉賬預付貨款是由銀行劃轉給債務單位，而現金臨時借款是直接支付現金給個人。辦理現金臨時借款業務應注重的事項摘要：一是憑“借據”付款。借據一式三聯，一聯存根；一聯付款記賬；應交給借款人的一聯，暫押在財務部門作為借款的證實，還清借款后再退給借款人。二是核對預算。沒有列入支出預算的項目不能借款。三是臨時借款要根據“借據”記賬聯，按照借款人姓名在往來款項科目即“暫付款”科目設置明細科目，具體核算債權清算情況。四是借款人辦完經濟業務報賬時，必須先抵扣臨時借款。五是嚴禁“白條抵庫”和借款不入賬的行為發生。

2.1.4憑票配發實物。憑票配發實物業務是大隊憑物資調（支）撥單無償地將庫存物資配發給消防中隊和大隊機關使用。這類業務雖然沒有直接和貨幣資產發生關系，但是，庫存物資也是資產，資產無償地發出必然要引起大隊權益的減少。大隊的庫存物資有自購物資和供給物資兩種來源，自購物資的減少必然要引起大隊有關經費權益的減少；上級供給物資的減少，必然引起“供給基金”的減少。因此，憑票配發實物業務的性質實際上也是大隊資產和權益的等額減少。憑票配發實物業務的特征是“明物暗錢”，受“重錢輕物”思想的影響，輕易忽視管理和核算。在辦理憑票配發實物業務時應注重的事項摘要：一是配發實物必須開具正規的物資調（支）撥單。物資調（支）撥單最少一式四聯，一聯存根；一聯大隊財務記賬；一聯中隊司務長記賬；一聯倉庫保管員記實物賬。不得無票發物，也不得打白條領物。二是分清“自購物資”和“供給物資”。大隊的庫存物資是流動實物資產，作為資產必然有其來源。自購物資的來源是用“銀行存款”這一流動貨幣資產換回的流動實物資產，雖然其經費已從銀行支付了，但并沒有報銷，實物資產無償地發出形成減少，按照借貸相等的原則必須找出權益減少的對象。因為大隊的自購物資是用大隊的經費購買的，只能在大隊把握的有關經費中報銷無償發出的實物資產；供給物資的來源是上級無償調撥，大隊并沒有支付經費而增加了實物資產，當時實物資產入庫時就按照借貸必相等的原則，給其確定了一個來源科目即“供給基金”，因此，對供給物資配發使用時形成減少，必然同時等額減少“供給基金”科目。三是對發出的實物資產既要登記經費賬，又要登記物資賬，還要做到賬賬相符。四是每次配發業務辦完后，要及時清點盤庫，檢查核對發出物資業務的準確程度，切實做到賬實相符。

2.2貨幣換回物資業務。消防大隊的貨幣換回物資業務，就是通過支付銀行存款或庫存現金購回庫存物資，把貨幣資產變成了實物資產，其權益并沒有發生實質性的變化，也就是說其經費并沒有報銷。

貨幣換回物資業務在基層單位的業務量較少，但卻是管理上易出現新問題的部位。其原因主要是領導等管理人員思想熟悉和觀念存在偏差，認為經費支出后已報賬，物品長短和自己已經無責任。這種思想就是熟悉不到貨幣資產變成實物資產后，其經費并沒有報銷，仍然還是掛在賬上的。因此，辦理貨幣換回物資業務必須注重以下事項摘要：

2.2.1嚴格控制物資管理定額。物資管理定額主要包括兩部分內容摘要：一是庫存物資限量。就是大隊庫存的各種物資不應超過的數量定額。超過限量存放物資，最易發生物資的積壓、損壞，最終造成經費的浪費，因此，基層大隊應盡量少購置庫存物資，庫存物資能夠保障部隊正常的物資保障即可。二是庫存物資限額。就是大隊庫存的各種物資總計不得超過經費定額。超過物資定額購置存放物資，不但易造成物資的積壓浪費，而且還會造成影響各項經費保障的嚴重后果。

2.2.2嚴格執行單位綜合預算。大隊的預算不是僅僅對經費而言的，大隊的庫存物資也是大隊預算的主要內容之一。有的預算支出項目發出庫存物資就可把預算支出保障項目完成，有的預算支出項目既要支出經費，還要發出物資才能完成保障任務。因此，用預算既控制經費管理，同時控制物資管理，是一種綜合管理行為，其效益肯定高于單項管理效益。

2.2.3認真落實財產物資清查。財產物資清查盤點制度是財務管理重要內容之一，也是檢查、核對、檢驗大隊經費物資支出業務質量的主要辦法。目前，我們基層單位在財產物資清查盤店制度方面普遍落實的不太好，從而引發了不少的經濟新問題甚至案件，教訓是非常深刻的。必須熟悉到，經費和物資管理是相輔相成、唇齒相依、互為因果的關系，任何重此輕彼的熟悉或行為都是不符合“三個代表”要求的。堅持定期認真地、徹底地、全面地清查財產物資，對清查出的新問題，必須查明原因，追究有關責任人的行政、經濟、法律責任。

2.2.4積極學習市場經濟知識。在市場經濟條件下，尤其是我國加入世貿組織后，同時存在機遇和挑戰。新形勢就要求我們必須盡快學習市場經濟知識，把握市場經濟規律、市場價值規律、區域經濟規律等經濟知識；必須盡快學習市場采購經驗，把握物價行情、供需矛盾、討價還價、談判技巧乃至集中采購、政府采購、軍隊采購等方法和經驗；必須盡快學習財政金融知識，把握經濟發展趨向猜測、財政狀況升降猜測、銀根松緊物價猜測等知識和眼光。按市場經濟要求來處理大隊的支出業務，就會趨利避害，減少經費支出，提高保障質量和效益。

2.3經費報銷結算業務。經費報銷結算業務是指辦理經濟業務開始時預支或借出經費，在經濟業務辦理終結時憑據辦理經費報銷和結算原預支或借出款項手續，解除債權債務關系的綜合業務活動。

經費報銷結算業務從三個方面引起單位的資產和權益的變化摘要：一是經費支出增加，二是債權權益減少；三是還可能引起貨幣資產的增加或減少。經費報銷結算業務的特征是經費報銷業務、債權債務結算業務和貨幣收付業務綜合在一起進行，使業務內容復雜化，對基層財務人員的業務素質要求較高。辦理經費報銷結算業務應注重以下事項。

2.3.1嚴格審查憑證。審查經費報銷結算業務的原始憑證包括摘要：一是報銷經費的原始憑證。原始憑證是否真實、合法、準確、完整，需報銷經費的業務是否納入預算（計劃）、是否超出預算，經辦、復審、驗收、批準等手續是否齊全，是否達到固定資產標準納入固定資產核算和管理；二是原借款、預付款項的原始借據。原借據是否保管完整，有無分期還款記錄，是否和借款人或單位的債務余額相符，和債務人或單位有無分歧；三是結算后需應收回一部分貨幣的原始票據。假如是結算后應支付貨幣，其原始憑證就是經費報銷憑證，但必須在經費結算表的“結算欄”填清原借款數額、報銷數額和付款數額，以明確結算關系和責任。假如是結算后應收回貨幣，則必須按入庫貨幣數額開給收據。

2.3.2認真辦理結算。辦理債權債務結算業務必須頭腦冷靜，仔細認真，核對清楚，才能達到債權債務雙方滿足的效果，心平氣和地解除債權債務關系。辦理債權債務結算業務解除債權債務關系時，會出現三種結算情況摘要：一是報銷數大于借款數。報銷數大于借款數時，用報銷數償還原借款或預付款項后的余額，應支付給相應數額的貨幣（現金或銀行存款）才能解除債權債務關系，現金或銀行付款票據和原借據必須當時付清，并在原始憑證上加蓋“現金付訖”或“銀行付訖”戳記。不得“打白條”。二是報銷數小于借款數。報銷數小于借款數時，報銷數不夠償還原借款或預付款項，必須收回相應數額的貨幣，才能解除債權債務關系。收回貨幣時必須開給和收款數額相符的收據（該收據應和報銷憑證一并編制記賬憑證），根據收據辦理完貨幣收付后，應在收據上加蓋“現金收訖”或“銀行收訖”戳記，并將收據的“繳款人收執”聯和原借據退給債務人或單位。假如暫時不能收回貨幣，那就不能解除債權債務關系，應當在原借據上注明扣還日期和數額，并由債務人在原借據上簽章，仍在財務抵押。并在經費結算表的“結算欄”注明結算數額情況。三是報銷數等于借款數。報銷數等于借款數，正好用報銷數償還原借款或預付款項，不發生貨幣收付業務就解除了債權債務關系。應在經費結算表上的“結算欄”填明原借款數額和報銷數額，以明確結算關系和責任。并將原借據退還給債務人或單位。

2.3.3細心清點貨幣。辦理經費報銷結算業務引起的貨幣出、入庫業務，因為數額一般不大且比較繁忙，致使對貨幣的清點、鑒別、整理等方面會出現一些疏漏，是應當非凡注重的。不管業務頭緒多么繁雜，都應以冷靜的心態認真地、仔細地對貨幣或銀行收付票據堅持清點、鑒別、復點的制度和手續，避免長、短款事故的發生。

2.4實物支出報銷業務

實物支出報銷業務就是庫存物資投入使用時報銷其占用的經費的經濟核算業務。實物支出報銷業務的性質是大隊的經費和流動實物資產等額減少。實物支出報銷業務的特征是達到固定資產標準的，將進入固定資產核算范圍；達不到固定資產標準的，將進入物資賬或在用物品登記簿按在用物品管理。實物支出報銷業務的性質和特征決定了基層普遍不重視這個核算環節。因此，辦理實物支出報銷業務時應注重的事項有摘要：

2.4.1認清實物支出實質。一是實物支出報銷是經費支出報銷的一個重要環節，它的實質和經費支出報銷的實質是一樣的，都是單位的資產減少。二是庫存物資雖然在購置時也付了款，報了賬，但它只是資產類型的變化，由貨幣資產變成了實物資產，其所占用的經費并沒有報銷。三是對實物計價核算是新時期財務工作主要的拓展領域，是加強部隊財務管理的重要舉措，也是堵塞基層財務管理“暗流”的具體辦法。四是庫存資產的實物和經費都可以用“統一尺度”——貨幣來衡量。

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由于工期縮短即趕工條件下，或提高質量標準，或由于地質條件變化引起施工方案的重大調整，常常會引起施工效率的降低，諸如此類施工合同經濟問題的處理在水利水電工程建設中屢見不鮮，但目前尚沒有成熟的、能取得一致性認識意見的方法。而因復雜地質條件下產生的施工降效往往成為地下工程建設的重點、難點，降效費用不能得到及時補償處理，會導致承包商資金鏈的斷裂，進而影響工程正常進行甚至于社會穩定。正是由于問題處理的復雜性，在工程建設過程中常常采用拆借的方式來緩解承包商資金壓力，待工程完工后經過對施工成本、資金流管理分析，事后打包處理，這種處理方法其過程和結果往往都是痛苦的，因此有必要研究合理、合法、公平公正的解決方法。

2 施工降效費用計算方法

工程量、工期和資源投入是施工類合同管理的三大基本因素，工程建設標準、施工條件變化等是其變更索賠立項依據。即使在單價合同條件下，我國水電工程因其管理體制、價格體系自身特點，很少對因趕工、窩工、施工降效采用實物量法調整單價，進行補償費用計算，而更多的是只直接對資源投入進行補償，這部分費用包括人工費、機械費和專項措施費，專項措施費一般都能得到有效解決，這里不再贅述。

人工、機械費用補償費用計算如下式：

W=∑Wi=∑a*（WRi+WJi）Ki+WQ

WQ=∑a*（WRi+WJi）Ki*（n1+n2+n3）%

a=實際結算工程量/合同工程量

其中WRi合同人工費、WJi合同機械使用費、Ki為降效系數，a為工程量增加系數，n1、n2、n3分別為按合同規定記取的其他直接費、利潤、稅金費率。即將降效部分工程量應得的收益補償到合同條件功效水平，K值計算成為解決問題的關鍵，可以考慮以下計算方法：

（1）工期延長系數法，在實際資源投入滿足合同條件，工期安排相對合理，即不存在明顯的趕工的條件下，該方法認為工程難度增加可能帶來工期的延長，承包商應得到延長期相應費用的補償，K=（合理工期-合同工期）/合同工期，合理工期可以根據施工條件的變化，通過流水節拍、網絡進度計劃分析確定，也可用實際完工工期扣除因承包商自身原因引起的停窩工時間粗略計算。該方法優點簡單明了，不需要在施工過程中對投入資源詳細情況及時進行記錄、整理和現場各方共同簽字確認，其缺點是合同條款往往難以明確不同施工條件、施工方案的施工效率，且在實際施工中也會同時存在趕工所產生的附加降效問題，這就使合理工期的分析往往存在爭議。

（2）平均結算產值法，勞動生產率降低會使實際施工條件下，施工強度較合同強度有所降低，從而使其月度平均結算產值降低，K=1-實際耗用工期平均結算額/合同工期平均完成產值。使用該法，在工程量增加時應扣除實際結算中增加工程量部分產值，對趕工、窩工工期要考慮調整，根據實際測算的資源投入與合同條件比較，對k值可以按加權平均的辦法進行修訂，從而使施工降效條件下趕工費用得到相應的補償。

（3）施工強度系數法，即組織建設各方對現場實際施工條件下施工強度進行跟蹤測算，分析比較完成相同工程量（可以是一定數量、一個單元工程或一個工序）所需要的時間、或所耗費資源與合同條件的差異。由于資源統計要考慮人員設備全過程動態和權重因子、效率調整因子，統計工作量大、技術及組織管理要求高，有時要請專家進行測算，做接近于實物量法的工作。用時間計算降效系數時，K=實際耗用時間/合同平均時間-1，實際所需時間依據現場簽認的圍巖類別、滲水情況、施工工藝，并參考施工日志進行統計分析，測算工程量及消耗時間，該方法較能客觀反映實際施工難度，既包括了趕工因素，又剔除了停窩工因素影響，可操作性和適用性較強。

3 應用實例

某地下硐室施工承包人陳述，洞內滲水量由合同預測涌水量1300m3/日增加到3000m3/日，滲水量增大不但使初噴混凝土剝落、圍巖類別降低，也因此為保證工程安全采用了短進尺、弱爆破、強支護的施工方法，導致工期延長和施工效率降低，投標階段工程量產值17587114元，完成產值中人工機械費總計分別為3831143元、10118011元，合同工期640天、平均日進尺2米；實際工期845天、日平均進尺1.51m、完工工程量結算額13849134元。根據實際調研測算，硐室開挖綜合成果統計見表1

按照工程量、綜合循環進尺和循環時間，可以計算出合理延長工期=實際開挖循環數*實際綜合循環時間-合同開挖循環數*合同綜合循環時間，即延長工期=（1280*29.42/1.87-1246*23.25/2.57）/24=369.4天，工期延長系數K1=369.4/640=57.77%。

按照平均結算產值法計算，合同工程量日均結算27479.87元/天，實際日平均結算額=（完工工程量結算額-扣除費用）/實際工期=（13849134-0）/845天=16389.51元/天，由此可以得出降效系數40.36%。根據批準的承包商施工方案資源投入與合同條件的對比分析，實際投入人工、機械按照合同單價水平，其費用分別增加35%、21%，加權平均增加系數=（人工費*35%+機械費*21%）/人工機械費合計=24.85%，修正后降效系數k2=50.39%，不同方法施工降效補償費用結果參見表2。

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一、我國消費結構及消費結構升級現狀

消費結構反映人們的消費水平、消費質量、和消費需求的滿足狀況，其變化對社會經濟的發展起著舉足輕重的作用。

(一)、消費結構的升級也稱“消費革命”，是指一個社會的消費需求的變化與發展，即代表一個消費時代的主流商品的升級和變革的過程。所謂主流商品，也就是大多數消費者已經或即將把主要支付集中在其身上的商品。這里的革命更多地體現出的是外延型的躍遷，即從無到有的過程。當然也包括了消費重點和熱點的變化。

改革開放后我國消費結構升級的階段性特點

以滿足吃穿為重點的溫飽型階段（1978 ― 1984 年）。在這一階段，隨著居民收的增加，居民消費的重點主要是滿足基本的生活需求即解決溫飽問題，所以這一階段食品和衣著消費占到居民消費支出的70% ― 80%。自行車、手表和縫紉機是該時期的主要消費熱點或標志性商品。

一般耐用消費品普及階段（1985 ―1991 年）。這一階段是我國城鎮居民在解決溫飽之后，隨著收入水平的上升而進行的第二次消費結構升級過程免費論文下載。在這次升級過程中，城鎮居民的邊際消費傾向呈明顯的上升趨勢畢業論文題目，彩色電視機、電冰箱、洗衣機是該時期的主要消費熱點。城鎮居民消費從千元級邁向萬元級，形成了以家用電器普及為代表的耐用消費品熱潮。

以居住、家庭設備等為重點的優化生活品質階段（1992 ― 2000 年）。在這一階段，我國正式確立了市場經濟體制，商品市場化程度迅速提高，勞動力等要素的市場化也逐步展開，城鎮居民收入水平邁上新的臺階，家庭消費呈現出新的變化趨勢：居民的住房消費支出增加，居住條件得到明顯改善；空調、大容量冰箱、影碟機、組合音響、家庭影院、高清晰度彩電、中高檔樂器（如鋼琴）、健身器材、手機、個人電腦等多種新一代消費熱點產品大量進入尋常百姓家庭；城鎮居民用于通訊、旅游和健康的支出增加。

以住房、汽車、教育文化、旅游等為重點的享受型和發展型階段（從2001 年起）。新一輪消費結構升級是指本階段的完成過程。這一階段，家用汽車、住房至今等十萬元至幾十萬元的大型耐用消費品成為城鎮居民關注和消費的熱點，以教育為龍頭的教育、通信、文化娛樂、旅游等服務類消費大幅攀升。對我國城鎮居民而言，新一輪消費結構升級的本質是生活質量從小康向富裕的過渡和轉變。

(二)、目前我國所處的消費結構升級階段是“住行消費革命”，顧名思義，與住行直接關聯的產業面臨大力度的改革和發展。那么，這些產業即現階段培育出的市場熱點，已經具備了主流商品的市場。但這些商品在現有的市場運行和操作中，亟待解決的一些問題成為其發展的瓶頸。住房，截至2008年底，我國已竣工的通過房地產開發商經營的積壓房為9124萬M2,市值大約為2000億元。而我國的住房消費支出使用恩格爾系數計算不足5%，與國際標準的20%相差甚遠。房屋的價格畸高，需要住房的人絕非少數，卻沒有足夠的支付能力，只能表明這個市場還不夠發達，市場化程度低。在這種情況下畢業論文題目，住房信用貸款就可以緩解供需矛盾，從2000年起個人按揭貸款購房已經成為市場主流。有資料表明，個人購買商品住房占商品房銷售總量的90%，而且代表著未來的發展趨勢。同時，商業銀行也向消費者以自有產權的房屋為抵押申請用于裝修房屋、購置家家電支出發放的一次性貸款。這些新的貸款辦法的出臺，在一定程度上也將這些商品的需求能量逐漸釋放，不失為一個一舉兩得的好方法。同等道理也適用于我國的轎車行業，我國目前人均保有量為20輛/萬人，與世界平均水平的1輛/11人的差距是巨大的。當然，也從另一個角度反映出中國轎車市場潛力的巨大。

二、分析方法

擴展線性支出系統模型(Extend Linear Expenditure System，ELES)是經濟學家Luch于1973年在美國經濟計量經濟學家Stone的線性支出系統模型的基礎上推出的一種需求函數系統免費論文下載。目前被廣泛用于對消費結構的研究中，本文也將采取這一分析定量實證研究方法，用數據說明消費結構升級問題及亟待解決的消費信貸問題。 該系統假定某一時期人們對各種商品(服務)的需求量取決于人們的收入和各種商品的價格，而且人們對各種商品的需求分為基本需求和超過基本需求之外的需求兩部分，并且認為基本需求與收入水平無關，居民在基本需求得到滿足之后才將剩余收入按照某種邊際消費傾向安排各種非基本消費支出。

假設將人們的消費支出具體劃分為I類，則各類商品的消費支出可以用模型表示為：

Vi=Piqi+βi(Y-V0) (1)

其中，Vi是對第I類商品的消費支出， Pi和qi分別為第I類商品的價格和基本需求量，βi為邊際消費傾向，V0為基本需求總支出，Y為收入水平。該模型即為“擴展線性支出系統模型”（ELES模型）。

如果樣本數據為橫截面數據，可用最小二乘法對模型進行估計畢業論文題目，則可以設：

αi=Piqi-βiV0 (2)

則模型（1）可以表示為：Vi=αi+βiY (3)

對公式（2）兩端求和得：V0=Σαi/(1-Σβi) (4)

由公式（2）也可以得出：

Piqi=αi +βiV0 (i=1,2,3,...m)(5)

然后利用彈性公式計算相關系數

收入彈性= βiI/Vi 其中，I取平均收入

自價格彈性=-βi（1- V0+ Piqi）/ Vi

互價格彈性=-βiPjqj/ Vi (i≠j)

本文以2001~2008年的中國城鎮居民的收入與消費支出情況（數據來源于《中國統計年鑒》）并2001年為基年進行了處理，（表略），對城鎮居民消費結構及其變化進行定量分析。

三、消費支出構成分析及邊際消費傾向實證分析

（一）、消費支出構成

表1 城鎮居民家庭平均全年消費性支出的構成（%）

 

年份

食品

衣著

家庭設備用品及服務

醫療保健

交通通訊

娛樂教育文化服務

居住

雜項商品及服務

2000

39.18

10.01

8.79

6.36

7.9

12.56

10.01

5.17

2005

36.69

10.08

5.62

7.56

12.55

13.82

10.18

3.5

2007

36.29

10.42

6.02

6.99

13.58

篇6

文章編號：1004-4914（2013）03-220-02

一、引言

山西地處西部內陸，盡管經濟發展存在著很大制約，但是在50年的社會主義現代化建設中，特別是黨的以來，隨著改革開放地不斷深入，使山西經濟獲得了長足發展，經濟實力逐漸增強，人民生活水平不斷提高，隨著居民可支配收入的增加，居民的消費支出也隨著增加。但是在發展經濟的過程中，制約經濟增長的因素逐漸顯現。消費、投資和凈出口，是拉動經濟增長的三大馬車。它們之間的比例是否合理，直接影響著宏觀經濟效益和經濟的可持續發展。目前制約山西省經濟發展的關鍵因素是投資與消費比例失衡。尤其是2008年金融危機以來，雖然山西省屬于內陸省份，但是在一定程度上也受到了國際經濟蕭條的影響，從而使得投資和消費失衡的矛盾越來越明顯。因此，通過消費來拉動經濟增長的做法就愈顯重要。因此，研究居民消費支出的影響因素以及變化趨勢對于國民經濟的長足發展是十分重要的。由于影響居民消費支出的因素有很多，比如消費習慣、消費環境、政策等等。通過參考相關文獻并結合山西省的實際情況，本文把人均可支配收入、消費意愿（消費性支出占居民可支配收入的百分比）、城鎮居民消費價格指數CPI和年利率定為影響城鎮居民消費支出的影響因素，其中，可支配收入是影響居民消費支出最直接、最具決定性的因素。

二、原始數據

本文選取的影響山西城鎮居民消費支出的因素有：人均可支配收入、消費意愿、CPI和年利率。相關數據均來源于山西省統計年鑒，如表1所示。

三、模型建立與修正

（一）平穩性分析

所謂時間序列的平穩性，是指時間序列的統計規律不會隨著時間的推移而發生變化。數據的平穩性對于模型的估計具有重要的意義，如果有兩列時間序列數據表現出一致的變化趨勢即非平穩的，即使它們沒有任何有意義的關系，但是進行回歸時也可表現出較高的可決系數。由于在實際中遇到的時間序列數據很可能是非平穩的，而平穩性在計量經濟建模中又具有重要作用，因此有必要對觀測值的時間序列數據進行平穩性檢驗。

首先對人均消費性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、消費意愿（X2）、CPI（X3）和年利率（X4）分別進行ADF單位根檢驗，通過分別觀察各個序列隨時間的走勢來確定是否需要選擇截距和趨勢，各序列的單位根檢驗結果如表2所示。

由表2可知，在原序列中，消費支出、可支配收入和CPI都是非平穩序列，消費意愿和年利率的原序列是平穩的，接下來對各個序列分別取一階差分和二階差分，并分別進行單位根檢驗，檢驗結果如表3所示。

由表3的檢驗數據可知，消費支出和人均可支配收入一階差分仍然不平穩，經過二階差分后，序列成為平穩的序列；消費意愿、CPI和年利率經過一階差分后雖然序列已經平穩，但是所有變量需同階平穩，故對其進行二階差分后再檢驗其平穩性，檢驗結論為二階差分平穩。即人均消費性支出、人均可支配收入、消費意愿、CPI和年利率均為二階單整序列。

（二）協整檢驗

在進行時間系列分析時，傳統上要求所用的時間系列必須是平穩的，即沒有隨機趨勢或確定趨勢，否則會產生“偽回歸”問題。但是，由于本文所選擇的時間序列是非平穩的，對其進行二階差分后變成了平穩序列，但這樣會讓我們失去總量的長期信息，而這些信息對分析問題來說又是必要的，所以用協整來解決此問題。本文所采用的協整性檢驗的方法是基于回歸殘差的協整檢驗，這種檢驗也稱單一方程的協整檢驗。

先對方程序列進行回歸，生成殘差后，對殘差序列進行單位根檢驗。由于輸出結果概率P=0.0847，故在=0.05水平下，殘差存在單位根，即不平穩。再次觀察回歸方程輸出結果報表，由于變量X2（消費意愿）標準誤差較大，而且運用Eviews輸出各個變量的相關系數表，分析表中數據，可知，消費意愿X2與消費支出Y的相關系數為-0.946，即二者呈負相關，但是結合現實生活實際情況，當消費意愿越大時，消費支出應該也隨之增大，故試圖將變量消費意愿X2刪除。

對剩余的變量Y、X1、X3、X4進行回歸生成殘差后，對殘差序列進行單位根檢驗。輸出結果如下圖所示：

由以上輸出結果可知，P=0.0048，ADF檢驗值為-3.157，大于臨界值，故此時殘差序列是平穩的。因此，人均消費性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）存在協整關系。

（三）模型建立與完善

1.模型建立。設人均消費性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）的多元線性回歸為：

Y=C+β0X1+β1X3+β2X4+μi

運用最小二乘法對各系數進行估計，本文運用Eviews的回歸功能，對各序列進行線性回歸，回歸后的輸出報告如下：

回歸后的輸出結果為：

由上述報告結果可知，X3、X4沒有通過t檢驗，很有可能存在多重共線、序列相關和異方差等問題，模型還有待于完善。

2.模型修正。

（1）多重共線性檢驗。所謂多重共線性是指線性回歸模型中的解釋變量之間由于存在精確相關關系或高度相關關系而使模型估計失真或難以估計準確，從而使得運用最小二乘法得出的估計量為無效值。

運用Eviews輸出各變量的相關系數矩陣，如表4所示。

由上表可知，各個解釋變量間的相關系數均小于0.8，故不存在多重共線性。

（2）序列相關檢驗。序列相關性是指隨機干擾之間不再是完全相互獨立的，而是存在某種相關性，又稱自相關，即總體回歸模型的隨機誤差項之間存在相關關系。在回歸模型的古典假定中是假設隨機誤差項是無自相關的，即在不同觀測點之間是不相關的。如果該假定不能滿足，就稱與存在自相關，即不同觀測點上的誤差項彼此相關。

若多元線性回歸模型存在自相關，就違背了線性回歸方程的古典假設，如果此時用最小二乘法進行參數估計，將會產生嚴重后果，故需檢驗模型的自相關。在回歸方程窗口查看殘差的Q統計圖，如下圖所示：

由上圖可知，殘差序列均位于虛線之內，故模型不存在序列相關。

（3）異方差。由于模型不存在多重共線和序列相關，試檢驗是否存在異方差。異方差性是為了保證回歸參數估計量具有良好的統計性質，經典線性回歸模型的一個重要假定是：總體回歸函數中的隨機誤差項滿足同方差性，即它們都有相同的方差。如果這一假定不滿足，則稱線性回歸模型存在異方差性。運用Eviews的BPG異方差檢驗功能來完成，由輸出結果可知，X3和X4的t值在0.05的水平下未通過檢驗，因此，方程存在異方差。

異方差的修正：用增加權重的方法來消除異方差。試選取權重w1為殘差的絕對值，再次進行回歸，此時仍沒有通過相關檢驗，換取權重w2為殘差的平方，再次進行回歸，此時通過了相關檢驗，解釋變量的t值均達到了理想水平，P值在0.05的水平下也通過了檢驗，異方差現象消除，模型得到了修正。

四、模型最終完善結果

由Eviews模型輸出結果，可得出均消費性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）的多元線性回歸模型：

Y=0.609X1+1212.5X3-2657.9X4+924.3

由模型輸出結果可知，該模型的可決系數R2=0.999，F值為6570，模型擬合度較高，年利率（X4）前面的系數為負值，這與經濟意義是一致的，當年利率上升時，居民儲蓄的意愿會比沒上升時強烈，從而消費支出所占的比重會有所下降。可用來進行城鎮居民消費性支出的預測。

參考文獻：

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3.張曉峒.計量經濟學基礎[M].天津：南開大學出版社，2007

4.劉亮.中國資本外逃問題研究——對1982-2005年數據的實證檢驗[D].山東大學碩士學位論文，2008

篇7

隨著經濟的發展，我國農民的收入水平和消費水平的結構也發生了很大變化，農民生活水平的提高和消費的增加對于實現國民經濟又好又快發展、正確處理好內需和外需的關系至關重要。我國是一個農業大國至今仍有9億農民人口，占全國人口總數的70%。農民是我國最大的群體，農村消費能力的提升直接關系到國民經濟的全局。雖然農村居民的人均收入低于城市居民，但是農村的基數非常大，并且農村人口的收入也在穩定增長。

為了認真貫徹落實科學發展觀，以農業增產、農民增收為目的，加大各項惠農政策措施落實力度，多措并舉做好農村勞動力轉移就業工作，克服金融危機和嚴重干旱等自然災害帶來的不利影響，使西部農村經濟保持穩定發展的良好態勢，農民現金收入持續增長，生活消費水平繼續提高。本文通過對西部地區農民的人均收入和消費支出建立一元線性回歸并對模型進行檢驗，從而找到一個合適的擬合模型。同時對農民的人均收入和人均消費支出二者之間的關系進行了實證分析，這對正確處理內需和外需的關系至關重要。

二、模型設定與檢驗

（一）模型設定

由于本論文研究的目的是西部各省市農民消費的差異，并不是農村居民消費在不同時間的變動，所以應選擇同一時期西部10個各省市農村居民的人均消費支出來建立模型。本論文建立的是2009年截面數據模型（西部10個省市：四川省、重慶市、貴州省、云南省、陜西省、甘肅省、青海省、自治區、寧夏回族自治區和新疆維吾爾自治區）。選定的被解釋變量Y是“農村居民人均年總消費支出（元）”。影響西部各省市農民人均年總支出有明顯詫異的因素有多種，但從理論和經驗分析，最主要的影響因素是居民的人均年收入，則模型的解釋變量X選定為“農民人均年收入（元）”。建立的計量經濟模型為：Yi=β1+β2Xi+ui其中Yi為農村居民人均年總消費支出（元），Xi為農民人均年收入（元）， 為截距項，β1為待估計參數，β2為隨機擾動項。

采用OLS法估計其參數，Eviews3.0的輸出結果如下：

（二）模型檢驗

1.經濟意義檢驗

經過上面數據分析的結果可知，農民的人均消費總支出與人均年總收入呈正相關，這與經濟學中邊際消費傾向的意義是相符的。

2.擬合優度和統計檢驗

由回歸模型參數估計結果可知，可決系數為0.8088，說明所建模型整體上對樣本數據擬合交較好，即解釋變量“農村居民人均年收入”對被解釋變量“農村居民人均消費支出”的絕大部分差異做出了解釋。

對回歸系數的t檢驗：假設H0:β1=0和H0:β2=0，取?琢=0.05，查t分布表的自由度為n-2=8的臨界值t0.025（8）=2.306，則有t（β1）=0.031277＜t0.025（8）=2.306，所以不能拒絕H0:β1=0；因為t（β2）=5.8165＞t0.025（8）=2.306，所以應拒絕H0:β2=0。這表明，農民人居年收入對人均年消費支出有顯著影響。

3.計量經濟學檢驗

（1）多重共線性檢驗

由于該模型只有一個解釋變量，所以不會出現多重共線的現象。

（2）自相關檢驗

采用DW檢驗法，由于n=10，k=2，查表可知兩個臨界值分別為：下限dL=0.697,上限dU=1.641；有回歸結果可得DW=1.9229，則有dL＜DW＜4-dU,根據DW檢驗決策規則知，隨機誤差項之間無自相關。

（3）異方差檢驗

利用White異方差檢驗法，Eviews輸出的回歸結果如下：

由輸出的輔助回歸函數中得知nR2=1.8147。在=0.05條件下，查x2分布表的臨界值x20.05（2）=5.9915，則有nR2＜x20.05（2），表明該模型部存在異方差。

根據上述對計量經濟學的檢驗可知，該模型不存在明顯的自相關和異方差，則無需對該一元線性回歸模型進行修正。

三、結束語

1.農村居民的人均消費支出是隨著人均年收入的增長而增長的。為了不斷提高農村居民的收入，要盡快改變經濟發展快而社會保障制度建設滯后的局面。加快農村的公共事業建設，著力解決和調整教育、醫療在農村家庭支出中的比重過高的問題，以改善生活支出結構。

2.采取積極措施促進農村勞動力就業。加快農村富余勞動力轉移，強化就業指導與職業培訓,有目的性地、有針對性地進行崗前培訓，提高農民文化素質，提高農民就業率。

3.要繼續采取各種措施增加農村居民收入，改善收入分配結構，增大中間階層。要通過示范和引導，大力宣傳和模范踐行科學健康文明的消費觀念，摒棄庸俗愚昧落后的消費行為，這樣既能增強農村居民消費信心，敢于消費，又在行動中逐步實現消費理念的變遷，使農村居民消費行為和檔次有實質的提升。

4.加強農產品市場信息體系建設，為農民搭起產供銷平臺，加速農產品的流通，減少因市場價格大幅波動對農民生產經營帶來的沖擊。

5.加快農村基礎設施建設，促進農村城鎮化發展。一方面，農村城鎮化建設，必然帶動第三產業的發展，激活農村剩余勞動力市場，解決農村勞動力就業，提高農村居民家庭的整體收入水平。另一方面，要進一步強化農村基礎設施建設，確保交通便利，環境整潔，信息靈通，從而帶動地值的提高。

6.努力完善農村社會保障體系。加快建立和完善農村社保、醫保，特別是低收入農戶的基本生活保障體系，不僅是農村弱勢群體生存的迫切需要，也是促進農村社會經濟穩定發展的客觀要求。

參考文獻：

篇8

我國自1993年上海試點實行城市居民最低生活保障制度以來，低保制度不斷發展完善，取得了一定的進展，但是由于多種因素，仍然存在很多問題，現存低保制度的實際救助效果也不盡人意。科學制定低保制度，使貧困人口生活得到有效保障，進一步擺脫貧困，是維護我國政治穩定，促進經濟健康快速發展的必然選擇。

一、城市最低生活保障的現狀分析 （一）城市居民最低生活保障制度的發展歷程 城市居民最低生活保障制度就是我們經常說的低保制度, 低保制度自1993年創立至今, 經歷了探索、推廣、普及、鞏固等幾個階段。論文格式。

探索階段：1993年6月，上海建立城鎮最低生活保障線；1995年上半年，上海、廈門、青島、大連、福州、廣州六個大城市試點；

推廣階段：1996年3月，《中華人民共和國國民經濟和社會發展“九五”計劃和2010年遠景目標綱要》明確提出建立低保制度 ；

普及階段：1997年底，334個城市建立了城市居民最低生活保障制度，覆蓋面達50% ；1998年底，584座城市和1035個縣，覆蓋面分別為87%和63% ；1999年6月底，660個城市和1505個縣覆蓋面分別為99%和92% ；

鞏固階段：2000年，累計支出8億，403萬人 ；2004年，173萬億 ，2205萬；2008年2月，2284萬人，1075萬戶。

在我國，貧困線，亦稱最低生活保障線，是指為度量貧困而制定的針對最起碼的生存條件或者相對社會中等生活水平的差距所作的定量化的界定。[1]

(二）我國城市最低生活保障標準的制定方法我國最低生活保障標準是以絕對貧困為基礎，由各地方政府根據市場綜合物價指數，居民平均實際收入和消費水平以及當地經濟發展狀況和財政收入狀況制定的。各地方政府無統一的計算方法，所使用的有以下幾種：1、市場菜籃法。確定維持社會認定的最起碼生活水準的必需品的種類和數量，根據市場價格計算出現金數額。

2、恩格爾系數法。它以食品消費支出除以已知的恩格爾系數（即食品消費支出占總消費支出的比例）來求出所需的消費支出。60以上屬于貧困。

3、國際貧困標準。以一個國家或地區社會中位收入或平均收入的50—60%作為這個國家或地區的貧困線。

（三）救助對象及覆蓋率我國《城市居民最低生活保障條例》中對低保制度的救助對象的初步類別定位有兩種,第一種是對無生活來源、無勞動能力又無法定贍養人、扶養人或者撫養人的城市居民,批準其按照當地城市居民最低生活保障標準全額享受。論文格式。第二種是對尚有一定收入的城市居民,批準其按照家庭人均收入低于當地城市居民最低生活保障標準的差額享受。

篇9

一、服務消費時序差異

從1995年至2004年，總計十年的服務消費支出、服務消費支出占生活消費總支出的比重、服務消費的年增長率見表1[2]。

表1 城鎮居民家庭人均年服務消費（1995年～2004年）十年時序差異

資料來源：根據《中國統計年鑒》有關數據計算而來

從表1可以看出，經過十年的發展變化，城鎮居民家庭人均年服務消費支出，由1995年的877.92元，增加到2004年的3294.73元，增加了 3.75倍。

圖1 服務消費時序差異

服務消費支出占生活消費總支出的比重，由1995年的24.53％，上升到2004年的45.87％，上升了將近一倍。服務消費的年增長率，由1995年的29.98％，下降到2004年的16.24％，增長速度下降了13.74％。由此可見，從1995年～2004年，十年間城鎮居民家庭服務消費支出和比重在不斷上升，但增長速度雖在某些年分表現出比上年增長得更快，但總的趨勢是逐漸下降。從圖一可以清晰地看到（縱坐標左邊為比重：％，右邊為支出金額：元），1995年～2004年，十年來，我國城鎮居民家庭服務消費的發展脈絡。

可以說，2004年的城鎮居民家庭服務消費與十年前相比，變化是很大的。隨著國民經濟的發展，城鎮居民收入的不斷提高，服務消費支出和比重還將逐漸上升，但增長速度會逐漸減慢。

二、服務消費區域差異

限于篇幅我們從東、中、西部區域，各選出頗具代表性的五個省區來進行差異性分析。其中，東部區域選的是生活消費總支出較高的五個省區，中部區域選的是生活消費總支出居中間位置的五個省區，西部區域選的是生活消費總支出較低的五個省區，以突出其代表性。

表2 東、中、西部區域（2004年）城鎮居民家庭人均年服務消費區域差異

資料來源：根據《中國統計年鑒》有關數據計算而來

從表2中可以看出，2004年人均服務消費支出最高的是東部地區的上海，達到6173.69元，最低的是中部地區的江西，僅2133.50元，江西僅為上海的34.56％。服務消費比重最高的是中部地區的湖南，達到52.94％，最低的是中部地區的江西僅39.97％。

圖2 服務消費區域差異

有些意外的是服務消費支出和比重最低的省區不在西部而在中部，服務消費比重最高的不在東部而在中部。從服務消費支出和比重的平均水平來看，東、中、西部區域呈現高低依次下降的趨勢。在服務消費支出上西部地區與東部地區存在較大差距，東部地區平均為5024.5元，西部地區平均為2610.90元，即西部地區的人均年服務消費支出僅為東部地區的51.96％。中部地區服務消費支出平均為2744.17元，略高于西部，但也僅為東部地區的54.62％。

可見，在服務消費支出上，中、西部區域較大程度的落后于東部區域，全國發展極不均衡。但在服務消費比重上，東、中、西部地區的平均水平依次為47.58％，45.38％，44.16％，區域差異不大（見圖2，縱坐標左邊為比重：％，右邊為支出金額：元）。而中部的不同省區之間在服務消費支出和比重上，也存在較大差異。

三、服務消費城鄉差異

城鄉居民家庭平均每人每年服務消費支出及服務消費支出占生活消費總支出的比重見表3。

表3 城鄉居民家庭（2000年～2004年）人均年服務消費差異

資料來源：根據《中國統計年鑒》有關數據計算而來

由以上分析可知，農村居民家庭的服務消費，無論在總量上、比重上，還是在增長速度上，均較大程度的落后于城鎮居民家庭的服務消費。而農村人口又占我國人口的絕大多數，因此，如何發展農村居民的服務消費是值得認真研究的問題，只要農村居民的服務消費能夠較大幅度的增長，必將刺激第三產業大幅增長，從而有效帶動國內生產總值GDP的增長。

四、服務消費國際差異

由于我國服務消費的總量，與發達國家的差距顯而易見，再則不同國家在統計上存在差異，生活消費總支出中的有些商品性消費難以剝離，所以在此我們僅選擇醫療保健、交通通訊、文化教育娛樂三項主要服務性消費的比重進行國際間的比較。

從表4中可以看出，我國2000年、2001年醫療保健服務支出的比重分別為6.36％、6.47％，除美國16.4％，韓國8.0％，比我國高以外，其他國家均比我國低。而在交通通訊和文教娛樂服務消費支出的比重上，幾乎所有國家均比我國高。交通通訊服務支出的比重，德國、法國、英國、韓國、加拿大均在16.6％～17.4％之間，是我國的兩倍左右。可見我國在交通通訊和文教娛樂服務消費的比重上與發達國家存在較大差距。而醫療保健服務消費比重又明顯比多數國家高，其中2000年為6.36％，比美國、日本、德國、西班牙、新西蘭五國的平均水平6.08％高出0.28％，2001年為6.47％比法國、英國、韓國、加拿大、意大利五國的平均水平4.08％高出2.39％［4］。在服務消費總量與發達國家存在較大差距的情況下，而某一項服務消費比重較多的高于發達國家平均水平，顯然，我國服務消費的結構存在一定的不合理性。

表4服務消費比重的國際差異性單位：％

篇10

一、研究背景和文獻綜述

十一五初期，我國經濟出現了較大的通貨膨脹壓力，在實施了七年的積極財政政策之后，轉入穩健的財政政策階段。但2008年下半年，全球性經濟危機波及我國，使經濟出現下滑，為穩定經濟增長，中央政府相機抉擇，實施積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策。全球性經濟危機爆發之后，各主要經濟體為擺脫經濟危機，紛紛采取注入流動性的辦法來恢復經濟以及緩解債務危機。因此我國整個十一五期間都面臨控制通脹的艱巨任務。而2011年通貨膨脹形勢依然嚴峻，美國堅持量化寬松政策、歐洲經濟恢復形勢不夠明朗、中東地區局勢不穩，這些帶來的國際流動性過剩、大宗商品價格上漲，都將推動物價總水平進一步上漲。因此預防和治理通貨膨脹工作將面臨更大的挑戰，而預期作用于居民的消費行為，進而成為物價總水平的影響因素之一。所以研究預期對居民消費的影響具有較大的現實政策意義。

一般經濟學理論認為，通貨膨脹預期會影響人們的消費，它使人們在一段時期內對其支出行為作出調整。Hende on和Quandt(1971)從微觀層面分析了居民消費和儲蓄的權衡取舍關系。認為通貨膨脹預期的增加會使人們的近期消費增加，這是由于通脹預期一般會降低人們的真實利率預期，所以人們在儲蓄與消費之間就會選擇消費。同時DeLong和Summers(1986)也基于凱恩斯主義模型得出了同樣結論，對于價格上漲的預期可以通過真實利率和對財富的再分配影響居民的消費行為。而另一份基于密歇根大學調查研究中心報告和Juster Thomas、PaulWachtel(1972b)的研究則持相反的觀點，認為較高且不確定的通脹預期會增加人們對未來的不確定性，從而導致人們降低他們的真實收入預期，所以使其當期支出減少。Thomas Juster和Paul Waehtei(1972b)運用人戶調查數據，針對通脹預期對消費者支出進行了研究。結果顯示通脹預期確實會影響人們消費的跨期分配，進一步地，較高的通脹預期，會導致非耐用品和勞務消費支出的增加以及耐用品消費支出的減少。Susan Butch和Dine Wemeke(1975)也持同樣觀點，即較高的通脹預期會導致較高的個人儲蓄以及耐用品支出的減少。目前研究我國通脹預期與居民消費行為的論文并不多，與此相關的有李成、馬文濤、王彬(2009)對1995-2008年的數據進行了動態隨機一般均衡模型分析，認為通脹預期偏差沖擊、能夠解釋20％左右的消費波動。

二、模型和數據

由于我國目前處于城鄉二元的經濟結構，城鎮和農村無論是從收入水平、消費水平、市場發達程度、信息獲取能力和傳遞速度有較大差異，所以本論文將建立模型對城鎮和農村消費行為分別進行分析。

其中城鎮(或農村)人均消費支出反映了城鄉居民的消費行為，而人均可支配收入是消費的基礎。真實利率是當期消費的機會成本之一，早期研究也證明了在通脹預期提高的時候，人們會在消費與儲蓄之間進行權衡取舍，所以同時加入真實利率變量。未來通貨膨脹預期指數和未來收入預期指數則是反映未來通脹預期和居民經濟信心的指標。

模型選取十一五期間(2006-2010年)的季度數據，其中被解釋變量為城鎮(或農村)居民季度人均消費性支出，為觀察通脹預期等因素對居民消費行為的影響，運用CPI平減的方法對被解釋變量進行了剔除價格因素。其中，由于公布的月度居民消費價格指數是以上年同月為基數的統計結果，為觀察整個十一五期間的價格變動趨勢，對2007-2010年各月CPI均以2005年同月為基數進行處理。CPI采用國家統計局公布的月度城鎮(或農村)居民消費價格指數，調整后再用月度數據獲得調整后CPI的季度內幾何平均值，作為當季度CPI。城鎮(或農村)居民人均消費支出采用國務院發展研究中心居民生活數據庫中的全國季度統計數據。

解釋變量選取與消費行為相關的真實利率、剔除價格因素后的可支配收入和通貨膨脹預期。其中，真實利率用中國人民銀行公布的三個月定期存款利率，根據每個季度內變化的利率進行平均，求得該季度內平均名義利率，季度內未出現利率變動的，則直接用央行公布的名義利率作為當季名義利率。再減去調整后的季度內通貨膨脹率得到實際利率。

城鎮居民可支配收入直接采用國務院發展研究中心居民生活數據庫統計數據，農村居民可支配數據則采用該數據庫統計的“農民人均現金收入”減“稅費支出”計算得出。兩個指標均進行了CPI平減，以考察真實可支配收入對消費的影響。

通貨膨脹預期采用中國人民銀行公布的季度未來通貨膨脹預期指數。未來通貨膨脹預期指數是消費支出的先行變量，選取該指標在一定程度上避免了通脹預期所反映的通脹水平與消費支出之間的相互影響造成的內生性問題。收入預期采用中國人民銀行公布的季度未來收入預期指數。中國人民銀行公布的季度未來通貨膨脹預期指數和未來收入預期指數在2009年第三季度發生統計表示方法變化，按照新算法對之前的指數進行換算，得到新的表示方法下的統一數據。

三、回歸及假設檢驗

城鎮居民消費行為回歸結果：通過第一次回歸結果我們可以看出，真實利率項系數在統計上不顯著，所以考慮利率項數據變動幅度較小，并且我國居民的理財習慣，比較偏好儲蓄，因此舍棄真實利率變量，重新回歸，結果如下：

城鎮居民消費行為的回歸結果中，擬合優度R2=0.952220，可見變量較好地解釋了城市居民真實消費支出，三個自變量系數在l％的置信水平下顯著。方差膨脹因子XIF，遠遠低于10，所以可以判定解釋變量之間無多重共線性。D.W統計量在該自由度和待估參數個數下可確認無自相關問題。可以最終得出城鎮居民的消費行為的回歸方程為：

城鎮人均消費支出=2077.769+0.498563城鎮人均可支配收入+11.77867未來通貨膨脹預期指數-35.36344未來收入預期收數

該回歸結果表明，城鎮季度人均真實消費受當季度城鎮人均可支配收入、未來通貨膨脹預期和未來收入預期影響。其中城鎮人均可支配收入每上升1元錢，人均消費將增加約0.5元；而當季度居民對未來通脹預期增長1％，城鎮人均消費支出將增加約11.78元；而人們對未來收入預期每降低1％，則會增加當

季度消費約35.36元。

同樣對農村數據進行回歸，結果如下：

回歸結果顯示，真實利率對于農村居民的消費行為的影響也不顯著，所以同樣去掉真實利率變量，由于未來通脹預期指數是我們主要關注的變量，所以予以保留，并考慮到農村信息獲取能力和信息傳遞速度與城鎮的差別，以及農村居民消費選擇較城市更加保守，所以采用滯后一期的未來通脹預期指數來替換當期未來預期通脹指數，即改為觀察農村上一期對本期通脹預期對本期消費的影響。

再次進行回歸，結果如下：

農村消費者行為的回歸結果中，可表明變量解釋了多數農村居民真實消費支出，可支配收入和未來預期指數自變量系數在1％的置信水平顯著，滯后一期未來通脹預期指數在10％的置信水平下顯著。方差膨脹因子VIF，遠低于10，所以可以判定解釋變量之間無多重共線性。D.W統計量在該自由度和待估參數個數下可拒絕自相關假設。所以認定無明顯自相關問題。

可以最終得出農村居民的消費行為的回歸方程為：

農村人均消費支出=2199.641+0.461609農村人均可支出收入+13.77352未來通貨膨脹預期指數-49.54699未來收入預期指數(滯后一期)

該回歸結果表明，農村季度人均真實消費受當季度農村人均可支配收入、滯后一期的未來通貨膨脹預期和未來收入預期影響。其中農村人均可支配收入每上升1元錢，人均消費將增加約0.46元；而當季度居民對未來通脹預期增長1％，農村人均消費支出將增加約13.77元；而人們對未來收入預期每降低1％，則會增加當季度消費約49.54元。

四、結論與政策建議

根據上述回歸結果，分析可知，在我國未來通貨膨脹預期和未來收入預期對消費者的支出行為有較明顯影響。未來通貨膨脹預期的提高和未來收入預期的走低會導致居民增加消費，并且未來收入預期的影響大于通脹預期。其次，城鎮居民當期消費受當期未來通脹預期影響顯著，而農村則可能因為消費決定較為謹慎和保守，而呈現居民當期未來通脹預期對下一期消費影響較為顯著的結果。未來收入預期則對城鄉居民當期消費的影響都比較顯著。而且對比城鄉居民消費可以發現，農村居民的消費行為根據預期進行調整的幅度更大，即農村居民的消費行為更易受到預期的影響。我國農村居民規模較大，因此，總體上，未來通貨膨脹預期的上漲和消費者對經濟的信心走低會導致居民消費總需求的上升，進而對物價總水平形成拉動力量，加速通貨膨脹。因此在預防和治理通貨膨脹的過程中，管理通貨膨脹預期是一個極為重要的工具。

管理通脹預期并不是要使通脹預期減小，而是使之趨于合理，從而防止個人經濟行為的劇烈波動對宏觀經濟產生不良影響。基于上述分析，在我國預防和治理通貨膨脹和管理通脹預期過程中，應注意：

1　完善工資、最低生活保障和養老金等的指數化制度。定期根據物價波動調整構成居民收入的各項，使得居民收入與物價上漲聯動，以及保持真實收入長期平穩，從而降低收入預期對居民消費行為的影響程度，減少其對物價總水平的順周期作用。

2　形成政策聯動體系，同時增加政策的透明度和可信度。市場主體的活動是分散的，苛求公眾時刻保持鎮靜和理性又是不現實的。要管理通脹預期，就要使政府政策達到內在的一致性，讓公眾了解政府政策不存在沖突和相互抵消，使公眾的預期不至于因政策效果的不確定性而失于合理。同時，政府定期公布政策目標、實施進程等信息，為居民提供更多的形勢判斷依據。政策效果也應及時公布，并說明政策效果與目標的差異形成的原因，不斷提高政府政策的可信度。

3　提高農民收入，增強農民的“安全感”。從回歸結果看，農民的消費行為受預期的影響較城市大，這反映了農民生活中更缺乏“安全感”。進一步提高農民收入，使農民建立穩定的收入來源，這樣可以提高農民在通貨膨脹中保持原有生活水平的能力。從而降低農民受通脹預期和收入預期影響而增加的支出。

篇11

1體育消費的排位

在受訪者所填寫的一道有關您的家庭主要的消費支出的多項選擇中(表1)，我們不難從中發現成都市居民家庭各類消費中列前三位的消費支出分別是子女教育費、醫療保健和購房，體育消費排在第六位，僅僅只有四成受訪者認為體育消費是其家庭消費的一個重要的方向。

在受訪者所填寫的一道有關您的家庭主要的日常文化生活消費支出的多項選擇中(表2)，成都市城市家庭居民列體育消費排在第四位，大約有30%左右的受訪者認為體育消費是其家庭日常文化消費支出的主要方向。這進一步肯定了體育本身所具有的健身、娛樂、消遺的價值功能得到了近三分之一受訪者的贊成。此外，參加過體育活動的人群中有8. 8%到過經營場所消費。在家庭日常消費之外的11項主要支出之中，購買體育比賽門票和體育器材支出分別以7.4%,4. 4%排在第5位和第9位。

2體育消費的水平

    體育消費水平是指按人口平均的體育實物或勞務消費資料的消費數量。體育消費水平表明一定時期內人們體育消費需要的實際滿足程度，即反映人們實際消費的體育消費品數量的多寡和質量的高低。

    目前，成都市城市家庭居民用于體育消費方面的支出，還沒有確切的專項統計數據，但根據調查統計顯示，成都市城市居民家庭年均體育消費為304. 35元，與全國平均水平相比還有較大的差距。據國家體育總局 2002年12月5日公布的中國群眾體育現狀調查結果表明，我國城鄉居民以家庭為單位全年體育消費平均為397. 42元。包括購買運動服、體育器材、體育圖書和觀看體育比賽等費用。若以2001年成都市家庭平均人口3. 64個計算，則人均僅為109. 18元。而同期居民人均用于科教文化娛樂方面的開支為620. 85元，約占其17. 58%;城市居民人均消費支出為6 801. 19元，約占其1. 6% o}z]相關研究報告表明，1998年上海市民家庭戶均體育消費為566. 18元, 2000年廣州家庭戶均年體育消費為1 316. 88元，深圳市家庭體育戶均年體育消費為2 482. 32元，成都市家庭在體育消費絕對值不僅落后于全國平均水平，更遠遠落后于沿海發達地區。

    調查表明，參加體育消費的家庭數為503個，占被調查總數的64.8 %，沒有參加體育消費的家庭總數為275個，占被調查總數的35.2%。根據成都市統計局最新數據，成都市城市職工月平均工資收人為1 225元，將居民家庭收人按收人水平高低分為三類，低收人戶，人均月收人低于600元，中等收人戶，人均月收人600一1 500元，高收人戶，人均收人1 500元以上。

    低收人戶城市中主要是指部分下崗職工家庭，其體育消費水平嚴重偏低。數據顯示:這部分受訪者家庭中，參加體育消費的大約只有9. 2%;在中等收人戶中，參加體育消費的大約占43 %。高收人戶中參加體育消費的大約占63 %。與此同時，在對所有的受訪家庭的有關體育消費調查中，以家庭年體育消費數額分為三個階段。第一類，消費在100元以下的占了32.1 %，其中低收人戶占“%，中收人戶占32%，高收人戶僅占2%;第二類，消費在150一300元的占47.2 %，其中低收人戶只占1%，中收人戶占82%，高收人戶占17%;第三類，僅有10. 3%的受訪家庭體育消費為300元以上，中收人戶占34 %，高收人戶占66%。

經過對調查結果進行的理論分析表明(表3)，成都市居民家庭參與體育消費的主要群體集中在個人月收人在1 600- 2 000元，家庭月收人在3 000- 4 000元左右的工薪階層群體，說明當前居民家庭體育消費還處于一個較低的水平，處于體育消費的初級階段。同時也說明了居民經濟收人的高低與參與體育消費的積極程度無疑是成正比的。

3體育消費結構

    體育消費結構是指在一定的社會經濟條件下，人們在體育消費過程中消費的各種不同類型的體育消費資料的比例關系。以四類典型的體育消費類型作參考，即:實物型體育消費、觀賞型體育消費、參與型體育消費和博弈型消費。調查顯示，成都市居民家庭體育消費結構仍然不夠合理。

    博弈型消費支出比例偏高(占68. 62%)得到了廣大市民家庭的認可。實物型體育消費支出比重較高(占61. 25% )，重點集中在體育服裝及鞋襪帽實物消費上面。觀賞型消費支出比例偏低，僅為博弈型消費的近三分之一，這對成都市競技體育職業化和競賽市場的發展都極為不利。而參與型消費支出比例相對落后，這從一個側面反映了成都市的體育相關產業發展的現狀。

4體育消費的目的和動機

    家庭體育消費的動機是在消費需要的基礎上產生的、引發消費行為的直接動因和動力，它具有發動和終止消費行為，指導和選擇行動的方向，維持和強化消費行為的功能。家庭體育消費動機來自家庭對體育的需要，但由于家庭類型的不同，家庭成員的心理狀況、興趣愛好不同，所處環境和經濟條件不同，家庭對于體育需要也應該是多方面的，需要的動機和消費內在的行為方式也不盡相同。同時它也是人們體育意識的清晰流露和更為明確具體的體現，它集中體現在人們參加體育活動欲達到的目的上，本次分另組選擇四個主要因素進行問卷調查，結果如表4所示:

我們不難看出，城市居民家庭主要以強身健體、休閑娛樂為主，交際需要、提高自身能力為次要原因。而城市居民進行體育消費同時受到各方面社會因素的影響，激發不同職業家庭居民進行體育消費的原因又是什么呢?

    調查表明，在學校期間養成的體育興趣愛好和習慣起著重要的作用(占31. 29% );其次是大眾傳播媒介的影響(其中電視、廣播體育新聞占28. 42%，體育書籍占14. 58% );再次是周圍人群的影響(其中家人為15. 04%，朋友為19. 43 % )。可見，體育消費已經走進了城市居民的日常生活、工作之中，和居民的工作、家庭、生活的各各方面都息息相關。而競技體育的名人效應對人們體育消費的影響微乎其微(僅占5. 75 %)。

5. 1結論與建議

體育消費已成為大多數成都市城市居民家庭生活消費的一個組成部分。市民家庭具有一定的體育消費能力，但體育消費的總體水平比較低。戶均體育消費的絕對值不僅遠低于沿海發達城市，甚至還低于全國平均水平。居民家庭體育消費水平和家庭的經濟狀況是成正比的。不同類型家庭體育消費水平呈逐步增長趨勢。一般來講，經濟收人較高的家庭，各種體育消費支出相應較高，這主要反映在參與型體育消費支出及實物型體育消費的支出比例。

5. 2成都市城市居民家庭的體育消費支出結構不太吾理，家庭體育消費中非實物類消費較低，實物類消費和體育博弈消費相對較高。體育健身項目上的消費主要集中在健美、乒乓球等室內項目、游泳等水上項目上。實物型體育消費支出(特別是用于購買體育服裝、運動鞋以及各類小型體育健身器材的消費支出)要遠遠高于參與型體育消費支出及觀賞型體育消費支出。

篇12

政府支出的效應問題一直是經濟學界關注的熱點話題之一且存在很大爭議。活躍于50年代末60年代初，以Solow為代表的新古典增長理論認為，政府支出只具有短期效應而無長期的經濟增長效應。80年代末90年代初，以Lucas和Romer為代表的新生增長理論認為，由于知識、基礎設施等具有外部性，政府須干預經濟，政府對私人投資的補充對經濟具有正向作用但尚未建立一致定論的內生增長模型。Barro(1990)將政府支出引入到內生增長模型，從政府生產性支出和消費支出的角度進行研究，得出政府支出具有生產性。Alfred Greiner(1996)認為在一定的條件下，線形生產技術、外溢效應、生產性公共資本、人力資本投資和開發對經濟增長都有正效應。

經驗研究方面關于政府支出對經濟增長的影響則是混合的。Grier和Tullock (1987)對115個國家30年的數據進行分析，得出政府消費支出占實際GDP之比與實際GDP正相關；Aschaur (1989)考察美國1949-1985年的生產率和公（私）資本之比，發現兩者為正關系；Landau(1983)對115國的數據分析本科畢業論文格式，發現人均GDP與政府消費支出占GDP之比率負相關；Barro(1991)對98個國家1960-1985年的政府消費支出與人均GDP進行研究，得出政府消費對增長有顯著負作用的結論；Easterly Rebelo(1993)對28個國家1970-1988年間的公共投資與經濟增長進行實證分析，兩者正關系。在這些文獻中，由于方法的差異、樣本數據等不同必造成混合的結論。顯然,這就需要采用更穩健的研究方法,以期得到可靠的結果。近年來，國內一些學者在實證方面作了大量的研究，主要沿著兩條思路展開：一是按照Barro的研究路線把政府支出分為生產性支出和非生產性支出，然后在C-D模型的基礎上進行分析；二是從總量上考察政府支出與經濟增長的關系。

綜觀已有的經驗研究成果,這方面的工作主要有橫截面數據回歸和時間序列分析等兩方面:一方面,在計量方法并不成熟的條件下,人們普遍采用橫截面數據進行回歸分析；另一方面,隨著研究方法的日趨完善,時間序列方法已成為目前這方面研究的主流分析工具。但以上研究方法存在一定的局限,如沒考慮時間序列的非平穩性,研究的結果有可能建立在偽回歸的基礎上；最常用的做法是采用誤差修正及向量自回歸模型,由于未考慮時間序列變量是否存在結構突變可能降低檢驗勢，其結論也缺乏普遍性和準確性。

由于體制的變化，使得樣本的DGP可能存在結構突變的問題。從計量經濟學的角度看，如果忽視這種現象進行一般的單位根與協整分析，結果將出現很大的偏差。為此，本文利用Eviews6.0和Gauss8.0對建國以來的政府支出和GDP進行突變檢驗，考慮數據的依賴特征以及制度改革沖擊對經濟增長的影響，嘗試性地解釋造成這種現象的原因。本文的結構安排如下：第二部分是相關的模型和經濟原理框架；第三部分是實證檢驗；最后是結論及存在的問題雜志鋪。

二、突變模型框架

在現有計量檢驗的文獻中，一般都假定不存在結構突變。如果忽視這種結構變化，則傳統的單位根檢驗拒絕原假設的勢就會下降。Perron (1989)在ADF檢驗基礎建立相對完備的理論體系，成為突變問題研究的里程碑[③]。盡管國內存在一些單結構突變檢驗的文獻，但基本上都是采用外生突變檢驗，存在很強的主觀性。ZA檢驗和LP檢驗可以避免這一問題，而檢驗假設卻存在一定的問題[④]。為此，本文在內生單突變檢驗上采用perron的模型，而對于內生雙突變則借鑒Junsoo lee and MarkC.Strazicih的最小LM單位根檢驗模型和方法。

（一）內生單突變模型

Perron（1989）針對突變點已知給出三種經驗模型：截距突變的“崩潰”模型A、斜率突變的“增長變化”模型B、截距和斜率突變的“混合”模型C[⑤]。原假設是帶結構突變的單位根過程，而備選是帶結構突變的趨勢平穩過程,為簡單起見說，只給出最具有一般性的模型C[⑥]。原假設單和備選假設所分別對應的方程為：

: （1）

: （2）

其中（3）。代表突變點本科畢業論文格式，=1，當t=Tb+1時；=1，當時；其他情況下為0。在模型的選擇上，通過比較各種模型在檢驗勢和結構框架的一致性，采用從一般到特殊的檢驗，如先檢驗模型C，然后使用更多的約束條件來評估檢驗結果的穩健性。在對退化趨勢進行檢驗時，需要對“附加異常值”（additive outlier AO）模型和“新息異常值”(innovationaloutlinerIO)模型做出選擇[⑦],前者意味趨勢函數的變動是瞬時完成而現實的沖擊變動是持續很長時間，而后者暗示變動是逐步完成的[⑧]。

（二）雙結構突變檢驗

對于雙結構突變點檢驗用Junsoo lee andMark C.Strazicih（2003）提出的minimumLagrange Multiplier unit root test(LM檢驗)，而LP雙結構突變檢驗由于備選假設存在不明確的假定或序列是帶突變的差分平穩過程，LP檢驗在解釋中易得到錯誤的結論。

考慮序列，DGP如下所示[⑨]：， （4）

這里是一個外生向量矩陣，。雙突變的LM單位根檢驗的統計量可以按照如下的LM（得分）原則回歸得到：（5）

這里，（6）是回歸系數；由得出。單位根的原假設是=0，L:M統計量由下式得到： （7）為原假設時的檢驗統計量。

雙突變的LM單位根檢驗通過格點搜索來確定突變的時點，利用最小的檢驗統計量對應的值來確定突變點。用計算機軟件編程可直接求得突變時點和個數，本文在Lee(2004)Gauss雙突變LM單位根檢驗程序代碼基礎上修改運行程序獲得突變時點和個數。通過比較Lee和Strazicich計算的內生雙突變統計量，判斷是否存在突變點。

（三）政府支出效應的經濟原理

根據Ramsey-Cass-Koopmans模型，假定經濟起初運行在平衡增長道路上，政府支出保持在一個穩定的水平GL上。假如突然出現無法預期的政府支出的持久性上升，居民的反應是把消費直接下調到新的鞍狀路徑上。當消費下調到新的鞍狀路徑上時，經濟運行也就直接到達新的平衡增長道路上。如果政府支出的增加是暫時性的，如面對經濟危機時突然加大政府投資等。期限一到本科畢業論文格式，政府支出GH就會恢復到原來的水平。在這種情況下，盡管消費也會下滑，但不會完全下滑到更低的水平上。事實上，如果消費完全下滑到政府支出GL相應的低水平上，當政府支出恢復到GL時，消費將以不連續的方式跳躍上升到原來相應于GL的水平，這意味著邊際效用發生了跳躍式的下降，從而在經濟增長過程中產生大的波動和突變。

換句話說，人們早就預料到經濟偏離平衡增長道路只是暫時的，不久就會恢復，因而不會把消費下調到那種不會持久的新平衡增長水平上去受邊際效用不連續變化的痛苦。為了效用的最優，居民把消費調整到能夠向原平衡增長道路收斂的軌道上去，這樣既順應政府支出暫時性變化帶來的平衡增長道路的變動，又保證當政府支出恢復到原水平時消費能夠趨向于原來的消費水平。

三、實證分析

由于經濟運行機制的復雜性，影響經濟增長路徑的因素和外部沖擊很多，若要準確度量政府支出對于經濟增長的沖擊力度是很困難的。本文并非精確度量這種沖力度，是試圖利用計量的工具來分析政府支出變動和GDP增長之間是否存在一定的傳導機制和長期趨勢。

（一）數據與變量

GDP(國內生成總值)：數據來源是《中國統計年55年鑒匯編》，2004-2007年數據由歷年《中國統計年鑒》補齊，以1952年為基期用GDP折算指數對名義GDP數據進行處理，得到實際的GDP。

GEXP (政府支出)：用財政支出來衡量，數據來源和處理方法同上，對實際的GDP和政府支出取自然對數分別記為lnrgdp、lnrgexp雜志鋪。由于選取的樣本時間跨度不太長且歷史上重大的經濟沖擊不多考慮一兩個突變點可能比較符合事實，為此本文只分析內生的單突變和LM雙突變檢驗。

若時間序列存在突變，則傳統的ADF檢驗統計量易向接受單位根的方向偏移。為此本科畢業論文格式，先對所選取的時間序列進行單位根檢驗，若不存在單位根不必進行突變檢驗，檢驗結果見表1。從表1可知：兩個變量均為單位根過程，需要對這兩個變量進行結構突變檢驗。

表1ADF檢驗結果

變量

檢驗類型（c,t,k）

ADF統計量

臨界值

單整(d)

結論

Lnrgdp

C,T,1

-2.394

-3.4935**

1

單位根

Lnrgexp

C,T,1

-2.394

篇13

3.甘肅省最終消費對經濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經濟增長率中消費需求拉動所占的份額,計算甘肅省最終消費貢獻率在2002年至2007年間分別為63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最終消費對經濟增長的貢獻率并不穩定，其原因是經濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務凈出口政策要素影響。

二、甘肅省城鄉居民消費結構變動分析

1．農村居民消費支出變動分析。消費結構指各類消費支出在總消費中所占的比例，消費結構能夠反應出居民的生活水平，甘肅農村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費，說明農村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態;從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標志，相關數據變動說明甘肅省農村居民消費結構逐漸優化，農村居民生活水平逐步提高。

2.城鎮居民消費支出變動分析。恩格爾系數從1993年的0.51總體上保持下降趨勢，到2007年的0.36，食品消費支出已不在占據消費支出的一半比例。說明城鎮居民的生活水平的提高，城鎮居民生活水平到達小康階段，醫療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應有所增加，表明城鎮居民的生活質量逐步提高，消費結構不斷優化。

3.城鄉居民消費結構變動度分析。消費結構變動度，是分析消費結構變化程度的指標，計算公式為：

在1996年～2000年期間，甘肅省農村居民消費結構變動度為9.00％，城鎮居民消費結構變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農村居民消費結構變動度為2.22％，城鎮居民消費結構變動度為3.27％。

在1996年～2000年期間，城鄉居民消費結構變動非常顯著，其中食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉居民消費結構經過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大；醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。

三、甘肅省城鄉居民消費函數分析

本文采用持久收入消費函數。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε

其中Ct為現期消費;Yp和Yz表示持久收入和暫時收入。系數α1和α2分別是持久收入和暫時收入的邊際消費傾向。根據《甘肅年鑒》統計資料，對模型進行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉居民消費函數(1）、（2）。

農村居民消費函數Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）

（0.002）（8.237）（2.469）

R2=0.873D.W.=1.212F=34.461

城鎮居民消費函數Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz（2）

（1.095）（40.793）（3.908）

R2=0.997D.W.=1.91F=1878.984

從方程中可看出，農村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消費；每增加1元暫時收入，有1.74元用于消費。既增加了暫時收入，不僅要將暫時收入全部用于消費，同時還要拿出儲蓄來消費。城鎮居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費；每增加1元暫時收入，有0.87元用于消費。

四、簡要結論

1．經濟增長與城鄉居民的收入和消費之間有直接的影響。經濟增長越快，收入增加越高，消費也會隨著增加。但是，在投資、出口和消費等三要素當中,消費對經濟增長的貢獻率最高，一般都在70%左右,說明拉動消費仍然是甘肅省經濟發展的主要動力。

2.隨著經濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結構出現重要變動傾向。在城鄉居民的消費結構變動當中，食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來，城鄉居民的消費結構劇烈變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大。另外，醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。

3.為了鞏固消費對經濟發展的貢獻率，我們建議：一是加快發展城鄉經濟，保證固定資產的投資速度，使投資增長不要出現大起大落;二是進一步開發農民能夠穩定增加收入的就業渠道和途徑，如非農產業收入、轉移性就業收入、農業產業化收入等；三是對于城市居民來講，要把創造更多的就業崗位和機會作為重點，用擴大就業保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉居民的消費結構進行一定的引導，努力改善城鄉居民住房、醫療、教育、保障等關鍵性問題。

參考文獻：