引論：我們?yōu)槟砹?3篇消費支出論文范文，供您借鑒以豐富您的創(chuàng)作。它們是您寫作時的寶貴資源，期望它們能夠激發(fā)您的創(chuàng)作靈感，讓您的文章更具深度。

篇1

國民經(jīng)濟核算中，政府消費是指政府部門為全社會提供公共服務(wù)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(wù)的凈支出。政府消費與居民消費一起構(gòu)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(nèi)需的重要手段。中國經(jīng)濟發(fā)展存在嚴(yán)重的內(nèi)需不足問題，必須把立足點放到依靠內(nèi)需上來。政府首先應(yīng)加大自身消費支出。政府加大對“三農(nóng)”的支持力度、增加農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資;完善社會保障體系;增加公共教育投入;增加城鄉(xiāng)居民收入，提高其消費能力;培育成熟的消費環(huán)境等，這不僅是滿足政府支出的需要，也是對于現(xiàn)實經(jīng)濟運行格局的一種強烈的支持保證。當(dāng)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(guān)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(jīng)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(nèi)生產(chǎn)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(jìn)行研究，可以為宏觀經(jīng)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(qū)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(jìn)行實證分析，同時對兩種方法進(jìn)行比較分析。

二、PPS抽樣表述

(一)PPS抽樣的基本內(nèi)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(guī)模大小來確定抽選的概率。設(shè)總體中第i個單元的規(guī)模度量為Mi，總體的總規(guī)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(guī)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(guī)模累積等距抽選的方法、分裂法等，本文主要采用規(guī)模累積等距抽選的方法。

規(guī)模累積等距抽選方法的表述:設(shè)總體單元數(shù)為N，其規(guī)模度量分別為M1，M2，…，MN，將規(guī)模度量按代碼法進(jìn)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(shù)，假設(shè)為r，則r所在的單元代碼區(qū)間相應(yīng)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(shù)字所在的單元代碼區(qū)間的相應(yīng)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(qū)、直轄市2007年政府消費支出額數(shù)據(jù)。

(一)總體總量的估計

1、以2007年政府消費支出額作為規(guī)模Mi，并進(jìn)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(shù)，假設(shè)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(qū)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(qū)間之內(nèi)。

(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(biāo)準(zhǔn)誤為:

=2413.3410

3、置信度為95%的置信區(qū)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(qū)間之內(nèi)。

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(shè)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(yīng)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(shù):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(biāo)準(zhǔn)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(jié)論

通過對全國各地區(qū)政府消費支出的PPS抽樣估計，2008年全國各地區(qū)政府消費支出位于置信區(qū)間之內(nèi)，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(yōu)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(fù)雜，但是對差異總體較大的總體單元進(jìn)行抽樣估計會更為精確有效。

主要參考文獻(xiàn):

[1]倪佳勛.抽樣調(diào)查[M].廣西師范大學(xué)出版社，2002.

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[3]陳彩虹.政府消費支出與擴大內(nèi)需[J].財政研究，1999.8.

篇2

2．國內(nèi)學(xué)者的研究。我國學(xué)者對政府支出與居民消費的關(guān)系的研究始于1998年我國第一次大規(guī)模實施積極的財政政策、擴大內(nèi)需以后。國內(nèi)學(xué)者在這個問題上的結(jié)論也是莫衷一是。財政部辦公廳課題組（2001）認(rèn)為，關(guān)于私人消費和政府支出，有人認(rèn)為它們具有某種替代關(guān)系，這需要具體分析。從財政支出結(jié)構(gòu)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(shè)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(shù)據(jù)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(guān)關(guān)系，二者之間從整體上看是互補關(guān)系而不是替代關(guān)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(guān)系，認(rèn)為在短期內(nèi)，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(gòu)建實際的經(jīng)濟周期（RBC）模型，利用隨機動態(tài)一般均衡（DSGE）方法對中國經(jīng)濟進(jìn)行實證檢驗。結(jié)果表明，改革開放后政府支出對居民消費產(chǎn)生了一定的擠出效應(yīng)。［18］李廣眾（2005）在消費者最優(yōu)選擇歐拉方程基礎(chǔ)上推導(dǎo)出用以分析政府支出與居民消費之間關(guān)系的模型，然后對全國、城鎮(zhèn)和農(nóng)村的樣本進(jìn)行估計，結(jié)論是：改革開放以來，中國政府支出與居民消費之間表現(xiàn)為互補關(guān)系。［19］張治覺和吳定玉（2007）利用可變參數(shù)模型對我國1978—2004年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了動態(tài)分析，結(jié)果表明，從總體上分析，在大多數(shù)年份政府支出對居民消費產(chǎn)生引致效應(yīng)；從結(jié)構(gòu)上分析，政府投資性支出對農(nóng)村居民消費和城鎮(zhèn)居民消費產(chǎn)生了擠出效應(yīng)；從1998年開始，政府消費性支出對農(nóng)村居民消費和城鎮(zhèn)居民消費產(chǎn)生了引致效應(yīng)；政府轉(zhuǎn)移性支出在大多數(shù)年份對農(nóng)村居民消費和城鎮(zhèn)居民消費產(chǎn)生了引致效應(yīng)。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(jìn)行了經(jīng)驗分析，發(fā)現(xiàn)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(dǎo)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(guān)系。楚爾鳴和魯旭（2008）通過構(gòu)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(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行面板協(xié)整檢驗和完全修正普通最小二乘估計，發(fā)現(xiàn)中國地方政府支出與居民消費呈現(xiàn)較弱的互補關(guān)系。楊子暉等人（2009）通過面板協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)，中國政府消費支出與私人消費成互補關(guān)系。陳創(chuàng)練（2010）所做的面板數(shù)據(jù)實證分析的結(jié)果表明，我國政府消費與居民消費呈互補關(guān)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(guī)模的影響。比如，隨著政府支出規(guī)模的擴大，政府將減少與居民消費呈互補關(guān)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(guān)系的公共服務(wù)（如科學(xué)教育衛(wèi)生事業(yè)支出和學(xué)校午餐等）的供給。［24］胡蓉等人（2011）利用我國城鄉(xiāng)居民1978—2009年的人均消費、政府支出和可支配收入等數(shù)據(jù)，通過建立協(xié)整方程和誤差修正模型對政府支出如何影響居民消費進(jìn)行了實證研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，政府支出在短期內(nèi)對居民消費具有擠入效應(yīng)，而在長期則具有擠出效應(yīng)。由上我們看到，我國學(xué)者主要是從總量上研究政府支出對（城鄉(xiāng)）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(shù)幾篇文章嘗試從我國的財政支出結(jié)構(gòu)或財政支出分類上分別考察這些政府支出對城鄉(xiāng)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(shù)看做是線性的，把函數(shù)關(guān)系看做是已知的或確定的。不少研究者得出的結(jié)論與直覺或事實明顯相悖，例如，有的文章認(rèn)為，政府消費性支出增加會促進(jìn)居民消費；還有的文章認(rèn)為，政府支出與居民消費正相關(guān)；也有的文章認(rèn)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(guān)系有進(jìn)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(jié)構(gòu)對居民消費影響的初步分析

筆者認(rèn)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(tǒng)，無法反映政府支出對居民消費的真實效應(yīng)。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(zhuǎn)移支出和民生支出，這些不同性質(zhì)的支出對居民消費的影響應(yīng)該是不同的，并且某些支出可能對城鄉(xiāng)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(xiāng)居民消費產(chǎn)生了什么樣的影響。2007年我國國家統(tǒng)計局對財政支出項目分類進(jìn)行了重大調(diào)整，由原來的5類27個項目調(diào)整為22個項目，不再按功能性質(zhì)分類。1978年到2006年，我國政府財政支出按其功能性質(zhì)劃分為5大類：經(jīng)濟建設(shè)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(jīng)濟建設(shè)費支出占比呈現(xiàn)明顯的下降趨勢；社會文教費支出占比呈現(xiàn)先上升后平穩(wěn)的趨勢；國防費占比自20世紀(jì)80年代中期以后呈現(xiàn)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(xiàn)明顯的上升趨勢。政府支出結(jié)構(gòu)的變化從一個側(cè)面映射了改革開放以來我國經(jīng)濟體制和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的變化：隨著我國經(jīng)濟體制由高度集中的計劃經(jīng)濟體制向社會主義市場經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)型，政府和市場在資源配置中的作用呈現(xiàn)出此消彼長的變化趨勢，經(jīng)濟建設(shè)的任務(wù)越來越多地由企業(yè)和個人承擔(dān)，國家對經(jīng)濟建設(shè)的直接干預(yù)不斷減少，這就導(dǎo)致了經(jīng)濟建設(shè)費支出占比大幅度下降。隨著科教興國戰(zhàn)略的實施和社會保障制度建設(shè)，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(guī)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(xiāng)居民消費的影響應(yīng)當(dāng)是不同的。經(jīng)濟建設(shè)費支出。這類支出是國家用于生產(chǎn)性投資和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)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(huán)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(jìn)居民消費。經(jīng)濟建設(shè)費支出的資金主要來源于國家對企業(yè)和個人征收的稅收，并且這類支出代表政府配置資源的規(guī)模，因此它在短期內(nèi)可能會排擠居民消費。

在長期，這類支出可能會促進(jìn)居民消費。例如，交通便捷會促進(jìn)居民出行和旅游消費，電力供給有了保障會促進(jìn)居民購買和消費家用電器。從市場經(jīng)濟中政府與市場的關(guān)系來看，政府通過經(jīng)濟建設(shè)費支出來配置資源的規(guī)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(yè)費支出。這是國家用于科學(xué)研究、文化、教育、衛(wèi)生、出版、廣電、撫恤和社會福利救濟等方面的事業(yè)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(xué)文化素養(yǎng)和受教育水平，有助于提高社會福利水平。這類支出應(yīng)當(dāng)會促進(jìn)居民消費。顯而易見，政府投資九年制義務(wù)教育，提供教育、文化、體育、醫(yī)療衛(wèi)生設(shè)施，必然會促進(jìn)居民在教育、文化、體育和醫(yī)療衛(wèi)生等方面的消費。國防費。這是國家用于國防建設(shè)的各種經(jīng)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(yè)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(wěn)固的國防會大大降低國民生存、發(fā)展、生產(chǎn)、消費的風(fēng)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(quán)力機關(guān)、行政管理機關(guān)和外事機構(gòu)行使其職能所需要的開支，包括人員經(jīng)費支出和公用性經(jīng)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(jīng)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(yè)和居民提供公共服務(wù)的，這是經(jīng)濟和社會發(fā)展所必需的。但是在我國的行政管理費支出中，相當(dāng)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(wù)供給的數(shù)量和質(zhì)量沒有什么相關(guān)性。一個公務(wù)員使用公款消費得越多越好，不意味著他提供的公共服務(wù)水平和質(zhì)量就越高，反而有可能會降低公共服務(wù)水平和質(zhì)量。其他支出。這包括政府財政年初預(yù)留的預(yù)備費，其他政府性基金支出，地震捐贈支出，彩票發(fā)行銷售機構(gòu)業(yè)務(wù)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(jīng)驗研究

筆者在文獻(xiàn)綜述部分提到過，在政府支出與居民消費的關(guān)系問題上，我國一些研究者得出的結(jié)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(shù)看做是線性的，把函數(shù)關(guān)系看做是已知的或確定的。本文嘗試改變這種經(jīng)驗研究方法，使用可加模型來進(jìn)行研究。1．可加模型簡介。可加模型（additivemodels）是非參數(shù)統(tǒng)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(shè)自變量和因變量之間的函數(shù)關(guān)系未知；函數(shù)關(guān)系根據(jù)數(shù)據(jù)本身而得到。相比線性模型這更符合變量之間的實際關(guān)系要求。（2）對于因變量的分布沒有限制，估計的結(jié)果具有穩(wěn)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(jīng)濟學(xué)給我們提供了很多檢驗服從分布的方法，但是嚴(yán)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(shè)是服從某種分布。不拒絕原假設(shè)不等于接受原假設(shè)，這是兩個概念。分析政府支出結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)居民消費需求的影響，可加模型具有先天優(yōu)勢。政府支出結(jié)構(gòu)對居民消費的影響不是一個靜態(tài)過程，應(yīng)該是一個動態(tài)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(yīng)也是變化的，而不是一成不變的。另外，計量經(jīng)濟學(xué)分析中通常假定模型中變量之間的關(guān)系是線性關(guān)系，但是這些線性關(guān)系是在很強的假設(shè)下得到的，而實際經(jīng)濟活動中的變量之間關(guān)系呈線性關(guān)系的極少，絕大多數(shù)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(shè)易于構(gòu)建模型和得出結(jié)論，但是很難符合實際和刻畫變量之間的實際關(guān)系。2．可加模型應(yīng)用。（1）數(shù)據(jù)來源與選取。

由于國家統(tǒng)計局在2007年對政府財政支出統(tǒng)計口徑進(jìn)行了重大調(diào)整，使得2007年前后的數(shù)據(jù)不可比，所以本文選取的是1978—2006年的政府支出數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)均來自1979—2007年《中國統(tǒng)計年鑒》。1978—2006年按照功能和性質(zhì)我國政府財政支出劃分為五大類：經(jīng)濟建設(shè)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(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)居民消費的影響①。為了消除數(shù)量級的影響，將數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對數(shù)變換。另外，為了方便，我們作如下記號：x1為經(jīng)濟建設(shè)費，x2為社會文教費，x3為國防費，x4為行政管理費，y1為農(nóng)村居民消費，y2為城鎮(zhèn)居民消費。（2）政府支出結(jié)構(gòu)對農(nóng)村居民消費需求影響分析。根據(jù)（1．1），政府支出結(jié)構(gòu)與農(nóng)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(jīng)濟建設(shè)費支出對農(nóng)村居民消費需求在一定范圍內(nèi)是有促進(jìn)作用的，但當(dāng)經(jīng)濟建設(shè)費支出超過該范圍便會出現(xiàn)阻礙作用。（2）社會文教費支出對農(nóng)村居民消費產(chǎn)生了“擠入效應(yīng)”，促進(jìn)了農(nóng)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(nóng)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(nóng)村居民消費產(chǎn)生了擠出效應(yīng)，即這兩類支出擠占了一部分農(nóng)村居民的消費支出。下圖③和圖④顯示這兩類支出增加導(dǎo)致了農(nóng)村居民消費支出減少。從圖4可以看出：（1）財政支出中的經(jīng)濟建設(shè)費支出對城鎮(zhèn)居民的消費需求在一定范圍內(nèi)是有促進(jìn)作用的，但當(dāng)經(jīng)濟建設(shè)費支出超過該范圍便會出現(xiàn)阻礙作用。（2）社會文教費支出對城鎮(zhèn)居民消費產(chǎn)生了“擠入效應(yīng)”，促進(jìn)了城鎮(zhèn)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(zhèn)居民消費支出也在增加。（3）國防費支出在一定范圍內(nèi)對城鎮(zhèn)居民消費支出具有促進(jìn)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(zhèn)居民的消費支出。下圖④顯示這類支出增加導(dǎo)致了城鎮(zhèn)居民消費支出的減少。（4）比較政府支出結(jié)構(gòu)對農(nóng)村、城鎮(zhèn)居民消費需求的影響。綜合起來看，政府財政支出中的經(jīng)濟建設(shè)費支出、社會文教費支出和行政管理費支出對農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)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(nóng)村居民的消費有一定的阻礙作用，而對城鎮(zhèn)居民在一定范圍內(nèi)有促進(jìn)作用。我們認(rèn)為，這個結(jié)果符合實際，許多軍用設(shè)施和軍民兩用設(shè)施位于城鎮(zhèn)，農(nóng)村則很少，這在一定程度上有利于促進(jìn)城鎮(zhèn)居民消費需求的增加。當(dāng)然，這個差異也可能是由于城鄉(xiāng)居民對國防保障帶來的安全性的認(rèn)知程度不同，這種認(rèn)知程度不同可能導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民消費函數(shù)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(biāo)。從表1可以看出這三個誤差指標(biāo)都比較小。在應(yīng)用可加模型時，如果MAPE＜10，模型預(yù)測的精確度就較高，而我們現(xiàn)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(jié)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(jīng)費支出的原則

1.1執(zhí)行預(yù)算（經(jīng)費收支計劃）。經(jīng)費支出應(yīng)堅持先預(yù)算再支出的原則，且預(yù)算經(jīng)費來源也已確定，能夠得到充足保障。反之，預(yù)算中沒有列入的項目，就沒有經(jīng)費保障，自然不能辦理借款、預(yù)支、報銷等經(jīng)費支出業(yè)務(wù)。

1.2保證火場。火場的經(jīng)費保障一般可通過猜測列入預(yù)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(yù)算。這是消防部隊的職能、性質(zhì)決定的。對重、特大火場和搶險救援事故現(xiàn)場這種具有戰(zhàn)斗性質(zhì)的非凡經(jīng)費開支應(yīng)采取先支出經(jīng)費保障滅火戰(zhàn)斗和搶險救援任務(wù)的完成，后辦理調(diào)整預(yù)算、追加經(jīng)費支出指標(biāo)的手續(xù)，決不能以沒有經(jīng)費支出預(yù)算而貽誤戰(zhàn)機。

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

1.4恪守權(quán)限。按照公安部消防局《有關(guān)經(jīng)費審批權(quán)限的規(guī)定》，大隊一級的經(jīng)費開支審批權(quán)限為摘要：200元以下開支由財務(wù)人員根據(jù)預(yù)算（計劃）和有關(guān)標(biāo)準(zhǔn)制度審核，大隊分管領(lǐng)導(dǎo)審批；200元至500元以下開支由財務(wù)人員根據(jù)預(yù)算（計劃）和有關(guān)標(biāo)準(zhǔn)制度審核，大隊分管領(lǐng)導(dǎo)提請大隊黨委（總支）審批；500元以上開支，按上述程序?qū)徍耍纱箨狘h委（總支）提請支隊業(yè)務(wù)部門同意后，報支隊后勤處審批。經(jīng)費開支的審批權(quán)限規(guī)定的很明確，報銷審批程序也很嚴(yán)謹(jǐn)，但仍有不少干部亂序、越權(quán)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(quán)力和責(zé)任永遠(yuǎn)是相等的，人的人生價值不是用審批權(quán)限來衡量的，工作的權(quán)力和責(zé)任不是個人待遇，按審批程序辦理開支業(yè)務(wù)是分清經(jīng)濟責(zé)任的重要環(huán)節(jié)。

2.經(jīng)費支出的審核

消防大隊的經(jīng)費支出業(yè)務(wù)，有貨幣直接支出、貨幣換回物資、經(jīng)費報銷結(jié)算和個別的實物支出四種類型。辦理消防大隊的經(jīng)費支出業(yè)務(wù)，財務(wù)人員既是經(jīng)費物資支付的經(jīng)辦人，又擔(dān)負(fù)著經(jīng)濟業(yè)務(wù)審核復(fù)查的職責(zé)。作為經(jīng)辦人，不可能經(jīng)辦四種類型的全部業(yè)務(wù)，但作為審核復(fù)查人，大隊的所有經(jīng)濟業(yè)務(wù)都在其職責(zé)范圍以內(nèi)。下面以審核復(fù)查為主線，探詢消防大隊經(jīng)費支出業(yè)務(wù)的重點管理環(huán)節(jié)。

2.1貨幣直接支出業(yè)務(wù)。消防大隊的經(jīng)費支出業(yè)務(wù)，多數(shù)屬貨幣直接支出業(yè)務(wù)，因此，貨幣直接支出業(yè)務(wù)是大隊經(jīng)費支出業(yè)務(wù)的主要業(yè)務(wù)類型。貨幣直接支出業(yè)務(wù)又可分為憑票報銷付款，轉(zhuǎn)賬預(yù)付貨款，現(xiàn)金臨時借款和憑票配發(fā)實物四種性質(zhì)不同的業(yè)務(wù)。在辦理和審核這四種性質(zhì)不同的貨幣支出業(yè)務(wù)時，應(yīng)根據(jù)其性質(zhì)確定不同的側(cè)重點。

2.1.1憑票報銷付款。憑票報銷付款是以辦理經(jīng)濟業(yè)務(wù)的原始憑證，經(jīng)過審核、驗收、批準(zhǔn)等程序后，直接報銷經(jīng)費并領(lǐng)取現(xiàn)金或銀行付款票據(jù)的業(yè)務(wù)方式。憑票報銷付款業(yè)務(wù)方式的性質(zhì)是本單位的經(jīng)濟權(quán)益和貨幣資產(chǎn)等額減少，表現(xiàn)為本單位自愿承擔(dān)該經(jīng)濟業(yè)務(wù)的經(jīng)費支付。憑票報銷付款業(yè)務(wù)方式的特征是付出的貨幣收回的概率極小，也就是說其經(jīng)辦人、審核人和批準(zhǔn)人防止經(jīng)濟損失的責(zé)任極大。因此，辦理憑票報銷付款業(yè)務(wù)必須注重以下事項摘要：一是受理業(yè)務(wù)票據(jù)時必須對票據(jù)進(jìn)行嚴(yán)格、規(guī)范的審查。對經(jīng)審查發(fā)現(xiàn)不合法、不真實、不準(zhǔn)確、不完整和不符合報銷程序的票據(jù)，不得受理。二是核對預(yù)算。看該付出業(yè)務(wù)是否列入預(yù)算，是否超出預(yù)算數(shù)額。三是對審查合格的票據(jù)在支付貨幣時，支付的現(xiàn)金不但要認(rèn)真清點，而且必須復(fù)點，并和收款人當(dāng)面結(jié)清；支付銀行存款開具付款憑證不但要數(shù)字準(zhǔn)確，而且要收款單位名稱、收款銀行、開戶賬號、填證時間、預(yù)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(xiàn)金付訖”或“銀行付訖”戳記。四是對“錢變物”的經(jīng)濟業(yè)務(wù)，不但要審查經(jīng)費支付的票據(jù)，還要嚴(yán)格審查物品管理的手續(xù)資料。夠固定資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)的，是否辦理了固定資產(chǎn)管理資料；屬庫存物資的，是否辦理了入庫手續(xù)；屬在用物資的，是否辦理了驗收責(zé)任手續(xù)；應(yīng)入賬核算的物品，要根據(jù)原始憑證和有關(guān)資料記賬。五是對用憑票報銷的經(jīng)費清償債券債務(wù)關(guān)系的綜合業(yè)務(wù)，要和原債權(quán)債務(wù)憑證一并審查，仔細(xì)結(jié)算清楚，假如有收回款項還應(yīng)按收回款項的數(shù)額開給收據(jù)，結(jié)算結(jié)果要在經(jīng)費結(jié)算表上的“結(jié)算欄”中填寫清楚。

2.1.2轉(zhuǎn)賬預(yù)付貨款。轉(zhuǎn)賬預(yù)付貨款是在經(jīng)濟業(yè)務(wù)沒有完成時提前支付一部分款項，在經(jīng)濟業(yè)務(wù)終結(jié)時結(jié)清所有款項的業(yè)務(wù)方式。轉(zhuǎn)賬預(yù)付貨款業(yè)務(wù)的性質(zhì)是支付經(jīng)費，但并沒有報銷，使單位形成了債權(quán)。表現(xiàn)為本單位貨幣資產(chǎn)減少，而債權(quán)資產(chǎn)增加，單位的資產(chǎn)總額沒有變化。轉(zhuǎn)賬預(yù)付貨款業(yè)務(wù)的特征是債權(quán)資產(chǎn)的變現(xiàn)率較低，也就是說要承擔(dān)預(yù)付的款項能否收回的責(zé)任。因此，辦理轉(zhuǎn)賬預(yù)付貨款業(yè)務(wù)時應(yīng)注重以下事項摘要：一是嚴(yán)格審查付款依據(jù)。預(yù)付款項有合法的、符合經(jīng)費支出審批程序文字依據(jù)，財務(wù)部門才能據(jù)以辦理轉(zhuǎn)款業(yè)務(wù)。付款依據(jù)可能是經(jīng)濟合同，可能是領(lǐng)導(dǎo)批件，也可能是某項協(xié)議。但都必須指明經(jīng)濟業(yè)務(wù)的具體內(nèi)容，如和之發(fā)生經(jīng)濟關(guān)系的單位名稱和性質(zhì)，購貨數(shù)量和單價，交貨方式和地點，驗收標(biāo)準(zhǔn)和辦法，結(jié)算方式和期限，開戶銀行和賬號，違約責(zé)任和處罰等情況。付款依據(jù)還必須有收款單位的收據(jù)，作為收到款項的證實憑證，不能僅憑文字依據(jù)辦理付款業(yè)務(wù)。二是核對預(yù)算。就是看預(yù)付款項所辦理的經(jīng)濟業(yè)務(wù)是否在年度預(yù)算項目之內(nèi)，不在預(yù)算項目之列不能辦理預(yù)付款。三是辦理過付款業(yè)務(wù)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(jù)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(shè)置明細(xì)科目具體核算債權(quán)清算情況。四是在經(jīng)濟業(yè)務(wù)結(jié)束清算貨款時，先要抵扣預(yù)付款，以免形成死賬、呆賬、無頭賬。

2.1.3現(xiàn)金臨時借款。現(xiàn)金臨時借款業(yè)務(wù)方式和轉(zhuǎn)賬預(yù)付貨款業(yè)務(wù)方式的性質(zhì)、特征基本是一致的，它們的區(qū)別在于轉(zhuǎn)賬預(yù)付貨款是由銀行劃轉(zhuǎn)給債務(wù)單位，而現(xiàn)金臨時借款是直接支付現(xiàn)金給個人。辦理現(xiàn)金臨時借款業(yè)務(wù)應(yīng)注重的事項摘要：一是憑“借據(jù)”付款。借據(jù)一式三聯(lián)，一聯(lián)存根；一聯(lián)付款記賬；應(yīng)交給借款人的一聯(lián)，暫押在財務(wù)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(yù)算。沒有列入支出預(yù)算的項目不能借款。三是臨時借款要根據(jù)“借據(jù)”記賬聯(lián)，按照借款人姓名在往來款項科目即“暫付款”科目設(shè)置明細(xì)科目，具體核算債權(quán)清算情況。四是借款人辦完經(jīng)濟業(yè)務(wù)報賬時，必須先抵扣臨時借款。五是嚴(yán)禁“白條抵庫”和借款不入賬的行為發(fā)生。

2.1.4憑票配發(fā)實物。憑票配發(fā)實物業(yè)務(wù)是大隊?wèi){物資調(diào)（支）撥單無償?shù)貙齑嫖镔Y配發(fā)給消防中隊和大隊機關(guān)使用。這類業(yè)務(wù)雖然沒有直接和貨幣資產(chǎn)發(fā)生關(guān)系，但是，庫存物資也是資產(chǎn)，資產(chǎn)無償?shù)匕l(fā)出必然要引起大隊權(quán)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(guān)經(jīng)費權(quán)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(fā)實物業(yè)務(wù)的性質(zhì)實際上也是大隊資產(chǎn)和權(quán)益的等額減少。憑票配發(fā)實物業(yè)務(wù)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(fā)實物業(yè)務(wù)時應(yīng)注重的事項摘要：一是配發(fā)實物必須開具正規(guī)的物資調(diào)（支）撥單。物資調(diào)（支）撥單最少一式四聯(lián)，一聯(lián)存根；一聯(lián)大隊財務(wù)記賬；一聯(lián)中隊司務(wù)長記賬；一聯(lián)倉庫保管員記實物賬。不得無票發(fā)物，也不得打白條領(lǐng)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(chǎn)，作為資產(chǎn)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(chǎn)換回的流動實物資產(chǎn)，雖然其經(jīng)費已從銀行支付了，但并沒有報銷，實物資產(chǎn)無償?shù)匕l(fā)出形成減少，按照借貸相等的原則必須找出權(quán)益減少的對象。因為大隊的自購物資是用大隊的經(jīng)費購買的，只能在大隊把握的有關(guān)經(jīng)費中報銷無償發(fā)出的實物資產(chǎn)；供給物資的來源是上級無償調(diào)撥，大隊并沒有支付經(jīng)費而增加了實物資產(chǎn)，當(dāng)時實物資產(chǎn)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(fā)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(fā)出的實物資產(chǎn)既要登記經(jīng)費賬，又要登記物資賬，還要做到賬賬相符。四是每次配發(fā)業(yè)務(wù)辦完后，要及時清點盤庫，檢查核對發(fā)出物資業(yè)務(wù)的準(zhǔn)確程度，切實做到賬實相符。

2.2貨幣換回物資業(yè)務(wù)。消防大隊的貨幣換回物資業(yè)務(wù)，就是通過支付銀行存款或庫存現(xiàn)金購回庫存物資，把貨幣資產(chǎn)變成了實物資產(chǎn)，其權(quán)益并沒有發(fā)生實質(zhì)性的變化，也就是說其經(jīng)費并沒有報銷。

貨幣換回物資業(yè)務(wù)在基層單位的業(yè)務(wù)量較少，但卻是管理上易出現(xiàn)新問題的部位。其原因主要是領(lǐng)導(dǎo)等管理人員思想熟悉和觀念存在偏差，認(rèn)為經(jīng)費支出后已報賬，物品長短和自己已經(jīng)無責(zé)任。這種思想就是熟悉不到貨幣資產(chǎn)變成實物資產(chǎn)后，其經(jīng)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(yè)務(wù)必須注重以下事項摘要：

2.2.1嚴(yán)格控制物資管理定額。物資管理定額主要包括兩部分內(nèi)容摘要：一是庫存物資限量。就是大隊庫存的各種物資不應(yīng)超過的數(shù)量定額。超過限量存放物資，最易發(fā)生物資的積壓、損壞，最終造成經(jīng)費的浪費，因此，基層大隊?wèi)?yīng)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(jīng)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(jīng)費保障的嚴(yán)重后果。

2.2.2嚴(yán)格執(zhí)行單位綜合預(yù)算。大隊的預(yù)算不是僅僅對經(jīng)費而言的，大隊的庫存物資也是大隊預(yù)算的主要內(nèi)容之一。有的預(yù)算支出項目發(fā)出庫存物資就可把預(yù)算支出保障項目完成，有的預(yù)算支出項目既要支出經(jīng)費，還要發(fā)出物資才能完成保障任務(wù)。因此，用預(yù)算既控制經(jīng)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(rèn)真落實財產(chǎn)物資清查。財產(chǎn)物資清查盤點制度是財務(wù)管理重要內(nèi)容之一，也是檢查、核對、檢驗大隊經(jīng)費物資支出業(yè)務(wù)質(zhì)量的主要辦法。目前，我們基層單位在財產(chǎn)物資清查盤店制度方面普遍落實的不太好，從而引發(fā)了不少的經(jīng)濟新問題甚至案件，教訓(xùn)是非常深刻的。必須熟悉到，經(jīng)費和物資管理是相輔相成、唇齒相依、互為因果的關(guān)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(rèn)真地、徹底地、全面地清查財產(chǎn)物資，對清查出的新問題，必須查明原因，追究有關(guān)責(zé)任人的行政、經(jīng)濟、法律責(zé)任。

2.2.4積極學(xué)習(xí)市場經(jīng)濟知識。在市場經(jīng)濟條件下，尤其是我國加入世貿(mào)組織后，同時存在機遇和挑戰(zhàn)。新形勢就要求我們必須盡快學(xué)習(xí)市場經(jīng)濟知識，把握市場經(jīng)濟規(guī)律、市場價值規(guī)律、區(qū)域經(jīng)濟規(guī)律等經(jīng)濟知識；必須盡快學(xué)習(xí)市場采購經(jīng)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(jīng)驗；必須盡快學(xué)習(xí)財政金融知識，把握經(jīng)濟發(fā)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(jīng)濟要求來處理大隊的支出業(yè)務(wù)，就會趨利避害，減少經(jīng)費支出，提高保障質(zhì)量和效益。

2.3經(jīng)費報銷結(jié)算業(yè)務(wù)。經(jīng)費報銷結(jié)算業(yè)務(wù)是指辦理經(jīng)濟業(yè)務(wù)開始時預(yù)支或借出經(jīng)費，在經(jīng)濟業(yè)務(wù)辦理終結(jié)時憑據(jù)辦理經(jīng)費報銷和結(jié)算原預(yù)支或借出款項手續(xù)，解除債權(quán)債務(wù)關(guān)系的綜合業(yè)務(wù)活動。

經(jīng)費報銷結(jié)算業(yè)務(wù)從三個方面引起單位的資產(chǎn)和權(quán)益的變化摘要：一是經(jīng)費支出增加，二是債權(quán)權(quán)益減少；三是還可能引起貨幣資產(chǎn)的增加或減少。經(jīng)費報銷結(jié)算業(yè)務(wù)的特征是經(jīng)費報銷業(yè)務(wù)、債權(quán)債務(wù)結(jié)算業(yè)務(wù)和貨幣收付業(yè)務(wù)綜合在一起進(jìn)行，使業(yè)務(wù)內(nèi)容復(fù)雜化，對基層財務(wù)人員的業(yè)務(wù)素質(zhì)要求較高。辦理經(jīng)費報銷結(jié)算業(yè)務(wù)應(yīng)注重以下事項。

2.3.1嚴(yán)格審查憑證。審查經(jīng)費報銷結(jié)算業(yè)務(wù)的原始憑證包括摘要：一是報銷經(jīng)費的原始憑證。原始憑證是否真實、合法、準(zhǔn)確、完整，需報銷經(jīng)費的業(yè)務(wù)是否納入預(yù)算（計劃）、是否超出預(yù)算，經(jīng)辦、復(fù)審、驗收、批準(zhǔn)等手續(xù)是否齊全，是否達(dá)到固定資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)納入固定資產(chǎn)核算和管理；二是原借款、預(yù)付款項的原始借據(jù)。原借據(jù)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(wù)余額相符，和債務(wù)人或單位有無分歧；三是結(jié)算后需應(yīng)收回一部分貨幣的原始票據(jù)。假如是結(jié)算后應(yīng)支付貨幣，其原始憑證就是經(jīng)費報銷憑證，但必須在經(jīng)費結(jié)算表的“結(jié)算欄”填清原借款數(shù)額、報銷數(shù)額和付款數(shù)額，以明確結(jié)算關(guān)系和責(zé)任。假如是結(jié)算后應(yīng)收回貨幣，則必須按入庫貨幣數(shù)額開給收據(jù)。

2.3.2認(rèn)真辦理結(jié)算。辦理債權(quán)債務(wù)結(jié)算業(yè)務(wù)必須頭腦冷靜，仔細(xì)認(rèn)真，核對清楚，才能達(dá)到債權(quán)債務(wù)雙方滿足的效果，心平氣和地解除債權(quán)債務(wù)關(guān)系。辦理債權(quán)債務(wù)結(jié)算業(yè)務(wù)解除債權(quán)債務(wù)關(guān)系時，會出現(xiàn)三種結(jié)算情況摘要：一是報銷數(shù)大于借款數(shù)。報銷數(shù)大于借款數(shù)時，用報銷數(shù)償還原借款或預(yù)付款項后的余額，應(yīng)支付給相應(yīng)數(shù)額的貨幣（現(xiàn)金或銀行存款）才能解除債權(quán)債務(wù)關(guān)系，現(xiàn)金或銀行付款票據(jù)和原借據(jù)必須當(dāng)時付清，并在原始憑證上加蓋“現(xiàn)金付訖”或“銀行付訖”戳記。不得“打白條”。二是報銷數(shù)小于借款數(shù)。報銷數(shù)小于借款數(shù)時，報銷數(shù)不夠償還原借款或預(yù)付款項，必須收回相應(yīng)數(shù)額的貨幣，才能解除債權(quán)債務(wù)關(guān)系。收回貨幣時必須開給和收款數(shù)額相符的收據(jù)（該收據(jù)應(yīng)和報銷憑證一并編制記賬憑證），根據(jù)收據(jù)辦理完貨幣收付后，應(yīng)在收據(jù)上加蓋“現(xiàn)金收訖”或“銀行收訖”戳記，并將收據(jù)的“繳款人收執(zhí)”聯(lián)和原借據(jù)退給債務(wù)人或單位。假如暫時不能收回貨幣，那就不能解除債權(quán)債務(wù)關(guān)系，應(yīng)當(dāng)在原借據(jù)上注明扣還日期和數(shù)額，并由債務(wù)人在原借據(jù)上簽章，仍在財務(wù)抵押。并在經(jīng)費結(jié)算表的“結(jié)算欄”注明結(jié)算數(shù)額情況。三是報銷數(shù)等于借款數(shù)。報銷數(shù)等于借款數(shù)，正好用報銷數(shù)償還原借款或預(yù)付款項，不發(fā)生貨幣收付業(yè)務(wù)就解除了債權(quán)債務(wù)關(guān)系。應(yīng)在經(jīng)費結(jié)算表上的“結(jié)算欄”填明原借款數(shù)額和報銷數(shù)額，以明確結(jié)算關(guān)系和責(zé)任。并將原借據(jù)退還給債務(wù)人或單位。

2.3.3細(xì)心清點貨幣。辦理經(jīng)費報銷結(jié)算業(yè)務(wù)引起的貨幣出、入庫業(yè)務(wù)，因為數(shù)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(xiàn)一些疏漏，是應(yīng)當(dāng)非凡注重的。不管業(yè)務(wù)頭緒多么繁雜，都應(yīng)以冷靜的心態(tài)認(rèn)真地、仔細(xì)地對貨幣或銀行收付票據(jù)堅持清點、鑒別、復(fù)點的制度和手續(xù)，避免長、短款事故的發(fā)生。

2.4實物支出報銷業(yè)務(wù)

實物支出報銷業(yè)務(wù)就是庫存物資投入使用時報銷其占用的經(jīng)費的經(jīng)濟核算業(yè)務(wù)。實物支出報銷業(yè)務(wù)的性質(zhì)是大隊的經(jīng)費和流動實物資產(chǎn)等額減少。實物支出報銷業(yè)務(wù)的特征是達(dá)到固定資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)的，將進(jìn)入固定資產(chǎn)核算范圍；達(dá)不到固定資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)的，將進(jìn)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(yè)務(wù)的性質(zhì)和特征決定了基層普遍不重視這個核算環(huán)節(jié)。因此，辦理實物支出報銷業(yè)務(wù)時應(yīng)注重的事項有摘要：

2.4.1認(rèn)清實物支出實質(zhì)。一是實物支出報銷是經(jīng)費支出報銷的一個重要環(huán)節(jié)，它的實質(zhì)和經(jīng)費支出報銷的實質(zhì)是一樣的，都是單位的資產(chǎn)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(chǎn)類型的變化，由貨幣資產(chǎn)變成了實物資產(chǎn)，其所占用的經(jīng)費并沒有報銷。三是對實物計價核算是新時期財務(wù)工作主要的拓展領(lǐng)域，是加強部隊財務(wù)管理的重要舉措，也是堵塞基層財務(wù)管理“暗流”的具體辦法。四是庫存資產(chǎn)的實物和經(jīng)費都可以用“統(tǒng)一尺度”——貨幣來衡量。

篇4

由于工期縮短即趕工條件下，或提高質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)，或由于地質(zhì)條件變化引起施工方案的重大調(diào)整，常常會引起施工效率的降低，諸如此類施工合同經(jīng)濟問題的處理在水利水電工程建設(shè)中屢見不鮮，但目前尚沒有成熟的、能取得一致性認(rèn)識意見的方法。而因復(fù)雜地質(zhì)條件下產(chǎn)生的施工降效往往成為地下工程建設(shè)的重點、難點，降效費用不能得到及時補償處理，會導(dǎo)致承包商資金鏈的斷裂，進(jìn)而影響工程正常進(jìn)行甚至于社會穩(wěn)定。正是由于問題處理的復(fù)雜性，在工程建設(shè)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(jīng)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(jié)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(shè)標(biāo)準(zhǔn)、施工條件變化等是其變更索賠立項依據(jù)。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(diào)整單價，進(jìn)行補償費用計算，而更多的是只直接對資源投入進(jìn)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(jié)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(shù)，a為工程量增加系數(shù)，n1、n2、n3分別為按合同規(guī)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(yīng)得的收益補償?shù)胶贤瑮l件功效水平，K值計算成為解決問題的關(guān)鍵，可以考慮以下計算方法：

（1）工期延長系數(shù)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(rèn)為工程難度增加可能帶來工期的延長，承包商應(yīng)得到延長期相應(yīng)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(jù)施工條件的變化，通過流水節(jié)拍、網(wǎng)絡(luò)進(jìn)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(yōu)點簡單明了，不需要在施工過程中對投入資源詳細(xì)情況及時進(jìn)行記錄、整理和現(xiàn)場各方共同簽字確認(rèn)，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(chǎn)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(jié)算產(chǎn)值法，勞動生產(chǎn)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(jié)算產(chǎn)值降低，K=1-實際耗用工期平均結(jié)算額/合同工期平均完成產(chǎn)值。使用該法，在工程量增加時應(yīng)扣除實際結(jié)算中增加工程量部分產(chǎn)值，對趕工、窩工工期要考慮調(diào)整，根據(jù)實際測算的資源投入與合同條件比較，對k值可以按加權(quán)平均的辦法進(jìn)行修訂，從而使施工降效條件下趕工費用得到相應(yīng)的補償。

（3）施工強度系數(shù)法，即組織建設(shè)各方對現(xiàn)場實際施工條件下施工強度進(jìn)行跟蹤測算，分析比較完成相同工程量（可以是一定數(shù)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(tǒng)計要考慮人員設(shè)備全過程動態(tài)和權(quán)重因子、效率調(diào)整因子，統(tǒng)計工作量大、技術(shù)及組織管理要求高，有時要請專家進(jìn)行測算，做接近于實物量法的工作。用時間計算降效系數(shù)時，K=實際耗用時間/合同平均時間-1，實際所需時間依據(jù)現(xiàn)場簽認(rèn)的圍巖類別、滲水情況、施工工藝，并參考施工日志進(jìn)行統(tǒng)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(yīng)用實例

某地下硐室施工承包人陳述，洞內(nèi)滲水量由合同預(yù)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(jìn)尺、弱爆破、強支護的施工方法，導(dǎo)致工期延長和施工效率降低，投標(biāo)階段工程量產(chǎn)值17587114元，完成產(chǎn)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(jìn)尺2米；實際工期845天、日平均進(jìn)尺1.51m、完工工程量結(jié)算額13849134元。根據(jù)實際調(diào)研測算，硐室開挖綜合成果統(tǒng)計見表1

按照工程量、綜合循環(huán)進(jìn)尺和循環(huán)時間，可以計算出合理延長工期=實際開挖循環(huán)數(shù)*實際綜合循環(huán)時間-合同開挖循環(huán)數(shù)*合同綜合循環(huán)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(shù)K1=369.4/640=57.77%。

按照平均結(jié)算產(chǎn)值法計算，合同工程量日均結(jié)算27479.87元/天，實際日平均結(jié)算額=（完工工程量結(jié)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(shù)40.36%。根據(jù)批準(zhǔn)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(quán)平均增加系數(shù)=（人工費*35%+機械費*21%）/人工機械費合計=24.85%，修正后降效系數(shù)k2=50.39%，不同方法施工降效補償費用結(jié)果參見表2。

篇5

一、我國消費結(jié)構(gòu)及消費結(jié)構(gòu)升級現(xiàn)狀

消費結(jié)構(gòu)反映人們的消費水平、消費質(zhì)量、和消費需求的滿足狀況，其變化對社會經(jīng)濟的發(fā)展起著舉足輕重的作用。

(一)、消費結(jié)構(gòu)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(fā)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(shù)消費者已經(jīng)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(xiàn)出的是外延型的躍遷，即從無到有的過程。當(dāng)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(jié)構(gòu)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(biāo)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(zhèn)居民在解決溫飽之后，隨著收入水平的上升而進(jìn)行的第二次消費結(jié)構(gòu)升級過程免費論文下載。在這次升級過程中，城鎮(zhèn)居民的邊際消費傾向呈明顯的上升趨勢畢業(yè)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(zhèn)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(shè)備等為重點的優(yōu)化生活品質(zhì)階段（1992 ― 2000 年）。在這一階段，我國正式確立了市場經(jīng)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(zhèn)居民收入水平邁上新的臺階，家庭消費呈現(xiàn)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(diào)、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(chǎn)品大量進(jìn)入尋常百姓家庭；城鎮(zhèn)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(fā)展型階段（從2001 年起）。新一輪消費結(jié)構(gòu)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(zhèn)居民關(guān)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(wù)類消費大幅攀升。對我國城鎮(zhèn)居民而言，新一輪消費結(jié)構(gòu)升級的本質(zhì)是生活質(zhì)量從小康向富裕的過渡和轉(zhuǎn)變。

(二)、目前我國所處的消費結(jié)構(gòu)升級階段是“住行消費革命”，顧名思義，與住行直接關(guān)聯(lián)的產(chǎn)業(yè)面臨大力度的改革和發(fā)展。那么，這些產(chǎn)業(yè)即現(xiàn)階段培育出的市場熱點，已經(jīng)具備了主流商品的市場。但這些商品在現(xiàn)有的市場運行和操作中，亟待解決的一些問題成為其發(fā)展的瓶頸。住房，截至2008年底，我國已竣工的通過房地產(chǎn)開發(fā)商經(jīng)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(shù)計算不足5%，與國際標(biāo)準(zhǔn)的20%相差甚遠(yuǎn)。房屋的價格畸高，需要住房的人絕非少數(shù)，卻沒有足夠的支付能力，只能表明這個市場還不夠發(fā)達(dá)，市場化程度低。在這種情況下畢業(yè)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(jīng)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(fā)展趨勢。同時，商業(yè)銀行也向消費者以自有產(chǎn)權(quán)的房屋為抵押申請用于裝修房屋、購置家家電支出發(fā)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(yè)，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(dāng)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(tǒng)模型(Extend Linear Expenditure System，ELES)是經(jīng)濟學(xué)家Luch于1973年在美國經(jīng)濟計量經(jīng)濟學(xué)家Stone的線性支出系統(tǒng)模型的基礎(chǔ)上推出的一種需求函數(shù)系統(tǒng)免費論文下載。目前被廣泛用于對消費結(jié)構(gòu)的研究中，本文也將采取這一分析定量實證研究方法，用數(shù)據(jù)說明消費結(jié)構(gòu)升級問題及亟待解決的消費信貸問題。 該系統(tǒng)假定某一時期人們對各種商品(服務(wù))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(rèn)為基本需求與收入水平無關(guān)，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(shè)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(tǒng)模型”（ELES模型）。

如果樣本數(shù)據(jù)為橫截面數(shù)據(jù)，可用最小二乘法對模型進(jìn)行估計畢業(yè)論文題目，則可以設(shè)：

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(guān)系數(shù)

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(zhèn)居民的收入與消費支出情況（數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》）并2001年為基年進(jìn)行了處理，（表略），對城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)及其變化進(jìn)行定量分析。

三、消費支出構(gòu)成分析及邊際消費傾向?qū)嵶C分析

（一）、消費支出構(gòu)成

表1 城鎮(zhèn)居民家庭平均全年消費性支出的構(gòu)成（%）

 

年份

食品

衣著

家庭設(shè)備用品及服務(wù)

醫(yī)療保健

交通通訊

娛樂教育文化服務(wù)

居住

雜項商品及服務(wù)

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(nèi)陸，盡管經(jīng)濟發(fā)展存在著很大制約，但是在50年的社會主義現(xiàn)代化建設(shè)中，特別是黨的以來，隨著改革開放地不斷深入，使山西經(jīng)濟獲得了長足發(fā)展，經(jīng)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(fā)展經(jīng)濟的過程中，制約經(jīng)濟增長的因素逐漸顯現(xiàn)。消費、投資和凈出口，是拉動經(jīng)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(jīng)濟效益和經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。目前制約山西省經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)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(nèi)陸省份，但是在一定程度上也受到了國際經(jīng)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(jīng)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(jīng)濟的長足發(fā)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(xí)慣、消費環(huán)境、政策等等。通過參考相關(guān)文獻(xiàn)并結(jié)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(zhèn)居民消費價格指數(shù)CPI和年利率定為影響城鎮(zhèn)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(shù)據(jù)

本文選取的影響山西城鎮(zhèn)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(guān)數(shù)據(jù)均來源于山西省統(tǒng)計年鑒，如表1所示。

三、模型建立與修正

（一）平穩(wěn)性分析

所謂時間序列的平穩(wěn)性，是指時間序列的統(tǒng)計規(guī)律不會隨著時間的推移而發(fā)生變化。數(shù)據(jù)的平穩(wěn)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(shù)據(jù)表現(xiàn)出一致的變化趨勢即非平穩(wěn)的，即使它們沒有任何有意義的關(guān)系，但是進(jìn)行回歸時也可表現(xiàn)出較高的可決系數(shù)。由于在實際中遇到的時間序列數(shù)據(jù)很可能是非平穩(wěn)的，而平穩(wěn)性在計量經(jīng)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(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)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(jìn)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(jié)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(wěn)序列，消費意愿和年利率的原序列是平穩(wěn)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(jìn)行單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。

由表3的檢驗數(shù)據(jù)可知，消費支出和人均可支配收入一階差分仍然不平穩(wěn)，經(jīng)過二階差分后，序列成為平穩(wěn)的序列；消費意愿、CPI和年利率經(jīng)過一階差分后雖然序列已經(jīng)平穩(wěn)，但是所有變量需同階平穩(wěn)，故對其進(jìn)行二階差分后再檢驗其平穩(wěn)性，檢驗結(jié)論為二階差分平穩(wěn)。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(xié)整檢驗

在進(jìn)行時間系列分析時，傳統(tǒng)上要求所用的時間系列必須是平穩(wěn)的，即沒有隨機趨勢或確定趨勢，否則會產(chǎn)生“偽回歸”問題。但是，由于本文所選擇的時間序列是非平穩(wěn)的，對其進(jìn)行二階差分后變成了平穩(wěn)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(xié)整來解決此問題。本文所采用的協(xié)整性檢驗的方法是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗，這種檢驗也稱單一方程的協(xié)整檢驗。

先對方程序列進(jìn)行回歸，生成殘差后，對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗。由于輸出結(jié)果概率P=0.0847，故在=0.05水平下，殘差存在單位根，即不平穩(wěn)。再次觀察回歸方程輸出結(jié)果報表，由于變量X2（消費意愿）標(biāo)準(zhǔn)誤差較大，而且運用Eviews輸出各個變量的相關(guān)系數(shù)表，分析表中數(shù)據(jù)，可知，消費意愿X2與消費支出Y的相關(guān)系數(shù)為-0.946，即二者呈負(fù)相關(guān)，但是結(jié)合現(xiàn)實生活實際情況，當(dāng)消費意愿越大時，消費支出應(yīng)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(jìn)行回歸生成殘差后，對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗。輸出結(jié)果如下圖所示：

由以上輸出結(jié)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(wěn)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(xié)整關(guān)系。

（三）模型建立與完善

1.模型建立。設(shè)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(shù)進(jìn)行估計，本文運用Eviews的回歸功能，對各序列進(jìn)行線性回歸，回歸后的輸出報告如下：

回歸后的輸出結(jié)果為：

由上述報告結(jié)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(guān)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(guān)關(guān)系或高度相關(guān)關(guān)系而使模型估計失真或難以估計準(zhǔn)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(guān)系數(shù)矩陣，如表4所示。

由上表可知，各個解釋變量間的相關(guān)系數(shù)均小于0.8，故不存在多重共線性。

（2）序列相關(guān)檢驗。序列相關(guān)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(guān)性，又稱自相關(guān)，即總體回歸模型的隨機誤差項之間存在相關(guān)關(guān)系。在回歸模型的古典假定中是假設(shè)隨機誤差項是無自相關(guān)的，即在不同觀測點之間是不相關(guān)的。如果該假定不能滿足，就稱與存在自相關(guān)，即不同觀測點上的誤差項彼此相關(guān)。

若多元線性回歸模型存在自相關(guān)，就違背了線性回歸方程的古典假設(shè)，如果此時用最小二乘法進(jìn)行參數(shù)估計，將會產(chǎn)生嚴(yán)重后果，故需檢驗?zāi)Ｐ偷淖韵嚓P(guān)。在回歸方程窗口查看殘差的Q統(tǒng)計圖，如下圖所示：

由上圖可知，殘差序列均位于虛線之內(nèi)，故模型不存在序列相關(guān)。

（3）異方差。由于模型不存在多重共線和序列相關(guān)，試檢驗是否存在異方差。異方差性是為了保證回歸參數(shù)估計量具有良好的統(tǒng)計性質(zhì)，經(jīng)典線性回歸模型的一個重要假定是：總體回歸函數(shù)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(jié)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(quán)重的方法來消除異方差。試選取權(quán)重w1為殘差的絕對值，再次進(jìn)行回歸，此時仍沒有通過相關(guān)檢驗，換取權(quán)重w2為殘差的平方，再次進(jìn)行回歸，此時通過了相關(guān)檢驗，解釋變量的t值均達(dá)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(xiàn)象消除，模型得到了修正。

四、模型最終完善結(jié)果

由Eviews模型輸出結(jié)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(jié)果可知，該模型的可決系數(shù)R2=0.999，F(xiàn)值為6570，模型擬合度較高，年利率（X4）前面的系數(shù)為負(fù)值，這與經(jīng)濟意義是一致的，當(dāng)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(jìn)行城鎮(zhèn)居民消費性支出的預(yù)測。

參考文獻(xiàn)：

1.鄧鵬翔.基于多社會經(jīng)濟因素的地鐵出行需求研究[D].中南大學(xué)碩士學(xué)位論文，2011

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篇7

隨著經(jīng)濟的發(fā)展，我國農(nóng)民的收入水平和消費水平的結(jié)構(gòu)也發(fā)生了很大變化，農(nóng)民生活水平的提高和消費的增加對于實現(xiàn)國民經(jīng)濟又好又快發(fā)展、正確處理好內(nèi)需和外需的關(guān)系至關(guān)重要。我國是一個農(nóng)業(yè)大國至今仍有9億農(nóng)民人口，占全國人口總數(shù)的70%。農(nóng)民是我國最大的群體，農(nóng)村消費能力的提升直接關(guān)系到國民經(jīng)濟的全局。雖然農(nóng)村居民的人均收入低于城市居民，但是農(nóng)村的基數(shù)非常大，并且農(nóng)村人口的收入也在穩(wěn)定增長。

為了認(rèn)真貫徹落實科學(xué)發(fā)展觀，以農(nóng)業(yè)增產(chǎn)、農(nóng)民增收為目的，加大各項惠農(nóng)政策措施落實力度，多措并舉做好農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)工作，克服金融危機和嚴(yán)重干旱等自然災(zāi)害帶來的不利影響，使西部農(nóng)村經(jīng)濟保持穩(wěn)定發(fā)展的良好態(tài)勢，農(nóng)民現(xiàn)金收入持續(xù)增長，生活消費水平繼續(xù)提高。本文通過對西部地區(qū)農(nóng)民的人均收入和消費支出建立一元線性回歸并對模型進(jìn)行檢驗，從而找到一個合適的擬合模型。同時對農(nóng)民的人均收入和人均消費支出二者之間的關(guān)系進(jìn)行了實證分析，這對正確處理內(nèi)需和外需的關(guān)系至關(guān)重要。

二、模型設(shè)定與檢驗

（一）模型設(shè)定

由于本論文研究的目的是西部各省市農(nóng)民消費的差異，并不是農(nóng)村居民消費在不同時間的變動，所以應(yīng)選擇同一時期西部10個各省市農(nóng)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(shù)據(jù)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(qū)、寧夏回族自治區(qū)和新疆維吾爾自治區(qū)）。選定的被解釋變量Y是“農(nóng)村居民人均年總消費支出（元）”。影響西部各省市農(nóng)民人均年總支出有明顯詫異的因素有多種，但從理論和經(jīng)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(nóng)民人均年收入（元）”。建立的計量經(jīng)濟模型為：Yi=β1+β2Xi+ui其中Yi為農(nóng)村居民人均年總消費支出（元），Xi為農(nóng)民人均年收入（元）， 為截距項，β1為待估計參數(shù)，β2為隨機擾動項。

采用OLS法估計其參數(shù)，Eviews3.0的輸出結(jié)果如下：

（二）模型檢驗

1.經(jīng)濟意義檢驗

經(jīng)過上面數(shù)據(jù)分析的結(jié)果可知，農(nóng)民的人均消費總支出與人均年總收入呈正相關(guān)，這與經(jīng)濟學(xué)中邊際消費傾向的意義是相符的。

2.擬合優(yōu)度和統(tǒng)計檢驗

由回歸模型參數(shù)估計結(jié)果可知，可決系數(shù)為0.8088，說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合交較好，即解釋變量“農(nóng)村居民人均年收入”對被解釋變量“農(nóng)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(shù)的t檢驗：假設(shè)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(yīng)拒絕H0:β2=0。這表明，農(nóng)民人居年收入對人均年消費支出有顯著影響。

3.計量經(jīng)濟學(xué)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(xiàn)多重共線的現(xiàn)象。

（2）自相關(guān)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(jié)果可得DW=1.9229，則有dL＜DW＜4-dU,根據(jù)DW檢驗決策規(guī)則知，隨機誤差項之間無自相關(guān)。

（3）異方差檢驗

利用White異方差檢驗法，Eviews輸出的回歸結(jié)果如下：

由輸出的輔助回歸函數(shù)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(jù)上述對計量經(jīng)濟學(xué)的檢驗可知，該模型不存在明顯的自相關(guān)和異方差，則無需對該一元線性回歸模型進(jìn)行修正。

三、結(jié)束語

1.農(nóng)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(nóng)村居民的收入，要盡快改變經(jīng)濟發(fā)展快而社會保障制度建設(shè)滯后的局面。加快農(nóng)村的公共事業(yè)建設(shè)，著力解決和調(diào)整教育、醫(yī)療在農(nóng)村家庭支出中的比重過高的問題，以改善生活支出結(jié)構(gòu)。

2.采取積極措施促進(jìn)農(nóng)村勞動力就業(yè)。加快農(nóng)村富余勞動力轉(zhuǎn)移，強化就業(yè)指導(dǎo)與職業(yè)培訓(xùn),有目的性地、有針對性地進(jìn)行崗前培訓(xùn)，提高農(nóng)民文化素質(zhì)，提高農(nóng)民就業(yè)率。

3.要繼續(xù)采取各種措施增加農(nóng)村居民收入，改善收入分配結(jié)構(gòu)，增大中間階層。要通過示范和引導(dǎo)，大力宣傳和模范踐行科學(xué)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(nóng)村居民消費信心，敢于消費，又在行動中逐步實現(xiàn)消費理念的變遷，使農(nóng)村居民消費行為和檔次有實質(zhì)的提升。

4.加強農(nóng)產(chǎn)品市場信息體系建設(shè)，為農(nóng)民搭起產(chǎn)供銷平臺，加速農(nóng)產(chǎn)品的流通，減少因市場價格大幅波動對農(nóng)民生產(chǎn)經(jīng)營帶來的沖擊。

5.加快農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，促進(jìn)農(nóng)村城鎮(zhèn)化發(fā)展。一方面，農(nóng)村城鎮(zhèn)化建設(shè)，必然帶動第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，激活農(nóng)村剩余勞動力市場，解決農(nóng)村勞動力就業(yè)，提高農(nóng)村居民家庭的整體收入水平。另一方面，要進(jìn)一步強化農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，確保交通便利，環(huán)境整潔，信息靈通，從而帶動地值的提高。

6.努力完善農(nóng)村社會保障體系。加快建立和完善農(nóng)村社保、醫(yī)保，特別是低收入農(nóng)戶的基本生活保障體系，不僅是農(nóng)村弱勢群體生存的迫切需要，也是促進(jìn)農(nóng)村社會經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展的客觀要求。

參考文獻(xiàn)：

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(fā)展完善，取得了一定的進(jìn)展，但是由于多種因素，仍然存在很多問題，現(xiàn)存低保制度的實際救助效果也不盡人意。科學(xué)制定低保制度，使貧困人口生活得到有效保障，進(jìn)一步擺脫貧困，是維護我國政治穩(wěn)定，促進(jìn)經(jīng)濟健康快速發(fā)展的必然選擇。

一、城市最低生活保障的現(xiàn)狀分析 （一）城市居民最低生活保障制度的發(fā)展歷程 城市居民最低生活保障制度就是我們經(jīng)常說的低保制度, 低保制度自1993年創(chuàng)立至今, 經(jīng)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(zhèn)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(jīng)濟和社會發(fā)展“九五”計劃和2010年遠(yuǎn)景目標(biāo)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(dá)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(biāo)準(zhǔn)的制定方法我國最低生活保障標(biāo)準(zhǔn)是以絕對貧困為基礎(chǔ)，由各地方政府根據(jù)市場綜合物價指數(shù)，居民平均實際收入和消費水平以及當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r和財政收入狀況制定的。各地方政府無統(tǒng)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(rèn)定的最起碼生活水準(zhǔn)的必需品的種類和數(shù)量，根據(jù)市場價格計算出現(xiàn)金數(shù)額。

2、恩格爾系數(shù)法。它以食品消費支出除以已知的恩格爾系數(shù)（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(biāo)準(zhǔn)。以一個國家或地區(qū)社會中位收入或平均收入的50—60%作為這個國家或地區(qū)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(yǎng)人、扶養(yǎng)人或者撫養(yǎng)人的城市居民,批準(zhǔn)其按照當(dāng)?shù)爻鞘芯用褡畹蜕畋Ｕ蠘?biāo)準(zhǔn)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(zhǔn)其按照家庭人均收入低于當(dāng)?shù)爻鞘芯用褡畹蜕畋Ｕ蠘?biāo)準(zhǔn)的差額享受。

篇9

一、服務(wù)消費時序差異

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

表1 城鎮(zhèn)居民家庭人均年服務(wù)消費（1995年～2004年）十年時序差異

資料來源：根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》有關(guān)數(shù)據(jù)計算而來

從表1可以看出，經(jīng)過十年的發(fā)展變化，城鎮(zhèn)居民家庭人均年服務(wù)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(wù)消費時序差異

服務(wù)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(wù)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(zhèn)居民家庭服務(wù)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(xiàn)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(biāo)左邊為比重：％，右邊為支出金額：元），1995年～2004年，十年來，我國城鎮(zhèn)居民家庭服務(wù)消費的發(fā)展脈絡(luò)。

可以說，2004年的城鎮(zhèn)居民家庭服務(wù)消費與十年前相比，變化是很大的。隨著國民經(jīng)濟的發(fā)展，城鎮(zhèn)居民收入的不斷提高，服務(wù)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(wù)消費區(qū)域差異

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

表2 東、中、西部區(qū)域（2004年）城鎮(zhèn)居民家庭人均年服務(wù)消費區(qū)域差異

資料來源：根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》有關(guān)數(shù)據(jù)計算而來

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

圖2 服務(wù)消費區(qū)域差異

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

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

三、服務(wù)消費城鄉(xiāng)差異

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

表3 城鄉(xiāng)居民家庭（2000年～2004年）人均年服務(wù)消費差異

資料來源：根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》有關(guān)數(shù)據(jù)計算而來

由以上分析可知，農(nóng)村居民家庭的服務(wù)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(zhèn)居民家庭的服務(wù)消費。而農(nóng)村人口又占我國人口的絕大多數(shù)，因此，如何發(fā)展農(nóng)村居民的服務(wù)消費是值得認(rèn)真研究的問題，只要農(nóng)村居民的服務(wù)消費能夠較大幅度的增長，必將刺激第三產(chǎn)業(yè)大幅增長，從而有效帶動國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的增長。

四、服務(wù)消費國際差異

由于我國服務(wù)消費的總量，與發(fā)達(dá)國家的差距顯而易見，再則不同國家在統(tǒng)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(yī)療保健、交通通訊、文化教育娛樂三項主要服務(wù)性消費的比重進(jìn)行國際間的比較。

從表4中可以看出，我國2000年、2001年醫(yī)療保健服務(wù)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(wù)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(wù)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(wù)消費的比重上與發(fā)達(dá)國家存在較大差距。而醫(yī)療保健服務(wù)消費比重又明顯比多數(shù)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(wù)消費總量與發(fā)達(dá)國家存在較大差距的情況下，而某一項服務(wù)消費比重較多的高于發(fā)達(dá)國家平均水平，顯然，我國服務(wù)消費的結(jié)構(gòu)存在一定的不合理性。

表4服務(wù)消費比重的國際差異性單位：％

篇10

一、研究背景和文獻(xiàn)綜述

十一五初期，我國經(jīng)濟出現(xiàn)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(zhuǎn)入穩(wěn)健的財政政策階段。但2008年下半年，全球性經(jīng)濟危機波及我國，使經(jīng)濟出現(xiàn)下滑，為穩(wěn)定經(jīng)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(jīng)濟危機爆發(fā)之后，各主要經(jīng)濟體為擺脫經(jīng)濟危機，紛紛采取注入流動性的辦法來恢復(fù)經(jīng)濟以及緩解債務(wù)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(wù)。而2011年通貨膨脹形勢依然嚴(yán)峻，美國堅持量化寬松政策、歐洲經(jīng)濟恢復(fù)形勢不夠明朗、中東地區(qū)局勢不穩(wěn)，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(jìn)一步上漲。因此預(yù)防和治理通貨膨脹工作將面臨更大的挑戰(zhàn)，而預(yù)期作用于居民的消費行為，進(jìn)而成為物價總水平的影響因素之一。所以研究預(yù)期對居民消費的影響具有較大的現(xiàn)實政策意義。

一般經(jīng)濟學(xué)理論認(rèn)為，通貨膨脹預(yù)期會影響人們的消費，它使人們在一段時期內(nèi)對其支出行為作出調(diào)整。Hende on和Quandt(1971)從微觀層面分析了居民消費和儲蓄的權(quán)衡取舍關(guān)系。認(rèn)為通貨膨脹預(yù)期的增加會使人們的近期消費增加，這是由于通脹預(yù)期一般會降低人們的真實利率預(yù)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(jié)論，對于價格上漲的預(yù)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(xué)調(diào)查研究中心報告和Juster Thomas、PaulWachtel(1972b)的研究則持相反的觀點，認(rèn)為較高且不確定的通脹預(yù)期會增加人們對未來的不確定性，從而導(dǎo)致人們降低他們的真實收入預(yù)期，所以使其當(dāng)期支出減少。Thomas Juster和Paul Waehtei(1972b)運用人戶調(diào)查數(shù)據(jù)，針對通脹預(yù)期對消費者支出進(jìn)行了研究。結(jié)果顯示通脹預(yù)期確實會影響人們消費的跨期分配，進(jìn)一步地，較高的通脹預(yù)期，會導(dǎo)致非耐用品和勞務(wù)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(yù)期會導(dǎo)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(yù)期與居民消費行為的論文并不多，與此相關(guān)的有李成、馬文濤、王彬(2009)對1995-2008年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了動態(tài)隨機一般均衡模型分析，認(rèn)為通脹預(yù)期偏差沖擊、能夠解釋20％左右的消費波動。

二、模型和數(shù)據(jù)

由于我國目前處于城鄉(xiāng)二元的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，城鎮(zhèn)和農(nóng)村無論是從收入水平、消費水平、市場發(fā)達(dá)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(zhèn)和農(nóng)村消費行為分別進(jìn)行分析。

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

模型選取十一五期間(2006-2010年)的季度數(shù)據(jù)，其中被解釋變量為城鎮(zhèn)(或農(nóng)村)居民季度人均消費性支出，為觀察通脹預(yù)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(jìn)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(shù)是以上年同月為基數(shù)的統(tǒng)計結(jié)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(shù)進(jìn)行處理。CPI采用國家統(tǒng)計局公布的月度城鎮(zhèn)(或農(nóng)村)居民消費價格指數(shù)，調(diào)整后再用月度數(shù)據(jù)獲得調(diào)整后CPI的季度內(nèi)幾何平均值，作為當(dāng)季度CPI。城鎮(zhèn)(或農(nóng)村)居民人均消費支出采用國務(wù)院發(fā)展研究中心居民生活數(shù)據(jù)庫中的全國季度統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

解釋變量選取與消費行為相關(guān)的真實利率、剔除價格因素后的可支配收入和通貨膨脹預(yù)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(jù)每個季度內(nèi)變化的利率進(jìn)行平均，求得該季度內(nèi)平均名義利率，季度內(nèi)未出現(xiàn)利率變動的，則直接用央行公布的名義利率作為當(dāng)季名義利率。再減去調(diào)整后的季度內(nèi)通貨膨脹率得到實際利率。

城鎮(zhèn)居民可支配收入直接采用國務(wù)院發(fā)展研究中心居民生活數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計數(shù)據(jù)，農(nóng)村居民可支配數(shù)據(jù)則采用該數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計的“農(nóng)民人均現(xiàn)金收入”減“稅費支出”計算得出。兩個指標(biāo)均進(jìn)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(yù)期采用中國人民銀行公布的季度未來通貨膨脹預(yù)期指數(shù)。未來通貨膨脹預(yù)期指數(shù)是消費支出的先行變量，選取該指標(biāo)在一定程度上避免了通脹預(yù)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(nèi)生性問題。收入預(yù)期采用中國人民銀行公布的季度未來收入預(yù)期指數(shù)。中國人民銀行公布的季度未來通貨膨脹預(yù)期指數(shù)和未來收入預(yù)期指數(shù)在2009年第三季度發(fā)生統(tǒng)計表示方法變化，按照新算法對之前的指數(shù)進(jìn)行換算，得到新的表示方法下的統(tǒng)一數(shù)據(jù)。

三、回歸及假設(shè)檢驗

城鎮(zhèn)居民消費行為回歸結(jié)果：通過第一次回歸結(jié)果我們可以看出，真實利率項系數(shù)在統(tǒng)計上不顯著，所以考慮利率項數(shù)據(jù)變動幅度較小，并且我國居民的理財習(xí)慣，比較偏好儲蓄，因此舍棄真實利率變量，重新回歸，結(jié)果如下：

城鎮(zhèn)居民消費行為的回歸結(jié)果中，擬合優(yōu)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(shù)在l％的置信水平下顯著。方差膨脹因子XIF，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于10，所以可以判定解釋變量之間無多重共線性。D.W統(tǒng)計量在該自由度和待估參數(shù)個數(shù)下可確認(rèn)無自相關(guān)問題。可以最終得出城鎮(zhèn)居民的消費行為的回歸方程為：

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

該回歸結(jié)果表明，城鎮(zhèn)季度人均真實消費受當(dāng)季度城鎮(zhèn)人均可支配收入、未來通貨膨脹預(yù)期和未來收入預(yù)期影響。其中城鎮(zhèn)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(dāng)季度居民對未來通脹預(yù)期增長1％，城鎮(zhèn)人均消費支出將增加約11.78元；而人們對未來收入預(yù)期每降低1％，則會增加當(dāng)

季度消費約35.36元。

同樣對農(nóng)村數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

回歸結(jié)果顯示，真實利率對于農(nóng)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(yù)期指數(shù)是我們主要關(guān)注的變量，所以予以保留，并考慮到農(nóng)村信息獲取能力和信息傳遞速度與城鎮(zhèn)的差別，以及農(nóng)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(yù)期指數(shù)來替換當(dāng)期未來預(yù)期通脹指數(shù)，即改為觀察農(nóng)村上一期對本期通脹預(yù)期對本期消費的影響。

再次進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

農(nóng)村消費者行為的回歸結(jié)果中，可表明變量解釋了多數(shù)農(nóng)村居民真實消費支出，可支配收入和未來預(yù)期指數(shù)自變量系數(shù)在1％的置信水平顯著，滯后一期未來通脹預(yù)期指數(shù)在10％的置信水平下顯著。方差膨脹因子VIF，遠(yuǎn)低于10，所以可以判定解釋變量之間無多重共線性。D.W統(tǒng)計量在該自由度和待估參數(shù)個數(shù)下可拒絕自相關(guān)假設(shè)。所以認(rèn)定無明顯自相關(guān)問題。

可以最終得出農(nóng)村居民的消費行為的回歸方程為：

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

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

四、結(jié)論與政策建議

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

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

1　完善工資、最低生活保障和養(yǎng)老金等的指數(shù)化制度。定期根據(jù)物價波動調(diào)整構(gòu)成居民收入的各項，使得居民收入與物價上漲聯(lián)動，以及保持真實收入長期平穩(wěn)，從而降低收入預(yù)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(lián)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(zhèn)靜和理性又是不現(xiàn)實的。要管理通脹預(yù)期，就要使政府政策達(dá)到內(nèi)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(yù)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(biāo)、實施進(jìn)程等信息，為居民提供更多的形勢判斷依據(jù)。政策效果也應(yīng)及時公布，并說明政策效果與目標(biāo)的差異形成的原因，不斷提高政府政策的可信度。

3　提高農(nóng)民收入，增強農(nóng)民的“安全感”。從回歸結(jié)果看，農(nóng)民的消費行為受預(yù)期的影響較城市大，這反映了農(nóng)民生活中更缺乏“安全感”。進(jìn)一步提高農(nóng)民收入，使農(nóng)民建立穩(wěn)定的收入來源，這樣可以提高農(nóng)民在通貨膨脹中保持原有生活水平的能力。從而降低農(nóng)民受通脹預(yù)期和收入預(yù)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(guān)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(fā)現(xiàn)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(yī)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(rèn)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(guān)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(rèn)為體育消費是其家庭日常文化消費支出的主要方向。這進(jìn)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(jīng)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(wù)消費資料的消費數(shù)量。體育消費水平表明一定時期內(nèi)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(shù)量的多寡和質(zhì)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(tǒng)計數(shù)據(jù)，但根據(jù)調(diào)查統(tǒng)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(jù)國家體育總局 2002年12月5日公布的中國群眾體育現(xiàn)狀調(diào)查結(jié)果表明，我國城鄉(xiāng)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(guān)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(yuǎn)遠(yuǎn)落后于沿海發(fā)達(dá)地區(qū)。

    調(diào)查表明，參加體育消費的家庭數(shù)為503個，占被調(diào)查總數(shù)的64.8 %，沒有參加體育消費的家庭總數(shù)為275個，占被調(diào)查總數(shù)的35.2%。根據(jù)成都市統(tǒng)計局最新數(shù)據(jù)，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(yán)重偏低。數(shù)據(jù)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(guān)體育消費調(diào)查中，以家庭年體育消費數(shù)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(jīng)過對調(diào)查結(jié)果進(jìn)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(dāng)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(jīng)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(jié)構(gòu)

    體育消費結(jié)構(gòu)是指在一定的社會經(jīng)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(guān)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(diào)查顯示，成都市居民家庭體育消費結(jié)構(gòu)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(rèn)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(yè)化和競賽市場的發(fā)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(cè)面反映了成都市的體育相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)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(chǔ)上產(chǎn)生的、引發(fā)消費行為的直接動因和動力，它具有發(fā)動和終止消費行為，指導(dǎo)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(huán)境和經(jīng)濟條件不同，家庭對于體育需要也應(yīng)該是多方面的，需要的動機和消費內(nèi)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(xiàn)，它集中體現(xiàn)在人們參加體育活動欲達(dá)到的目的上，本次分另組選擇四個主要因素進(jìn)行問卷調(diào)查，結(jié)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(jìn)行體育消費同時受到各方面社會因素的影響，激發(fā)不同職業(yè)家庭居民進(jìn)行體育消費的原因又是什么呢?

    調(diào)查表明，在學(xué)校期間養(yǎng)成的體育興趣愛好和習(xí)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?wù)?8. 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(jīng)走進(jìn)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(guān)。而競技體育的名人效應(yīng)對人們體育消費的影響微乎其微(僅占5. 75 %)。

5. 1結(jié)論與建議

體育消費已成為大多數(shù)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(yuǎn)低于沿海發(fā)達(dá)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(jīng)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(jīng)濟收人較高的家庭，各種體育消費支出相應(yīng)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(jié)構(gòu)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(nèi)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(yuǎn)遠(yuǎn)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(yīng)問題一直是經(jīng)濟學(xué)界關(guān)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(rèn)為，政府支出只具有短期效應(yīng)而無長期的經(jīng)濟增長效應(yīng)。80年代末90年代初，以Lucas和Romer為代表的新生增長理論認(rèn)為，由于知識、基礎(chǔ)設(shè)施等具有外部性，政府須干預(yù)經(jīng)濟，政府對私人投資的補充對經(jīng)濟具有正向作用但尚未建立一致定論的內(nèi)生增長模型。Barro(1990)將政府支出引入到內(nèi)生增長模型，從政府生產(chǎn)性支出和消費支出的角度進(jìn)行研究，得出政府支出具有生產(chǎn)性。Alfred Greiner(1996)認(rèn)為在一定的條件下，線形生產(chǎn)技術(shù)、外溢效應(yīng)、生產(chǎn)性公共資本、人力資本投資和開發(fā)對經(jīng)濟增長都有正效應(yīng)。

經(jīng)驗研究方面關(guān)于政府支出對經(jīng)濟增長的影響則是混合的。Grier和Tullock (1987)對115個國家30年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出政府消費支出占實際GDP之比與實際GDP正相關(guān)；Aschaur (1989)考察美國1949-1985年的生產(chǎn)率和公（私）資本之比，發(fā)現(xiàn)兩者為正關(guān)系；Landau(1983)對115國的數(shù)據(jù)分析本科畢業(yè)論文格式，發(fā)現(xiàn)人均GDP與政府消費支出占GDP之比率負(fù)相關(guān)；Barro(1991)對98個國家1960-1985年的政府消費支出與人均GDP進(jìn)行研究，得出政府消費對增長有顯著負(fù)作用的結(jié)論；Easterly Rebelo(1993)對28個國家1970-1988年間的公共投資與經(jīng)濟增長進(jìn)行實證分析，兩者正關(guān)系。在這些文獻(xiàn)中，由于方法的差異、樣本數(shù)據(jù)等不同必造成混合的結(jié)論。顯然,這就需要采用更穩(wěn)健的研究方法,以期得到可靠的結(jié)果。近年來，國內(nèi)一些學(xué)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(chǎn)性支出和非生產(chǎn)性支出，然后在C-D模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行分析；二是從總量上考察政府支出與經(jīng)濟增長的關(guān)系。

綜觀已有的經(jīng)驗研究成果,這方面的工作主要有橫截面數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)進(jìn)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(wěn)性,研究的結(jié)果有可能建立在偽回歸的基礎(chǔ)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(jié)構(gòu)突變可能降低檢驗勢，其結(jié)論也缺乏普遍性和準(zhǔn)確性。

由于體制的變化，使得樣本的DGP可能存在結(jié)構(gòu)突變的問題。從計量經(jīng)濟學(xué)的角度看，如果忽視這種現(xiàn)象進(jìn)行一般的單位根與協(xié)整分析，結(jié)果將出現(xiàn)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(jìn)行突變檢驗，考慮數(shù)據(jù)的依賴特征以及制度改革沖擊對經(jīng)濟增長的影響，嘗試性地解釋造成這種現(xiàn)象的原因。本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是相關(guān)的模型和經(jīng)濟原理框架；第三部分是實證檢驗；最后是結(jié)論及存在的問題雜志鋪。

二、突變模型框架

在現(xiàn)有計量檢驗的文獻(xiàn)中，一般都假定不存在結(jié)構(gòu)突變。如果忽視這種結(jié)構(gòu)變化，則傳統(tǒng)的單位根檢驗拒絕原假設(shè)的勢就會下降。Perron (1989)在ADF檢驗基礎(chǔ)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(nèi)存在一些單結(jié)構(gòu)突變檢驗的文獻(xiàn)，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(shè)卻存在一定的問題[④]。為此，本文在內(nèi)生單突變檢驗上采用perron的模型，而對于內(nèi)生雙突變則借鑒Junsoo lee and MarkC.Strazicih的最小LM單位根檢驗?zāi)Ｐ秃头椒ā?/p>

（一）內(nèi)生單突變模型

Perron（1989）針對突變點已知給出三種經(jīng)驗?zāi)Ｐ停航鼐嗤蛔兊?ldquo;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(shè)是帶結(jié)構(gòu)突變的單位根過程，而備選是帶結(jié)構(gòu)突變的趨勢平穩(wěn)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(shè)單和備選假設(shè)所分別對應(yīng)的方程為：

: （1）

: （2）

其中（3）。代表突變點本科畢業(yè)論文格式，=1，當(dāng)t=Tb+1時；=1，當(dāng)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(jié)構(gòu)框架的一致性，采用從一般到特殊的檢驗，如先檢驗?zāi)Ｐ虲，然后使用更多的約束條件來評估檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。在對退化趨勢進(jìn)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(shù)的變動是瞬時完成而現(xiàn)實的沖擊變動是持續(xù)很長時間，而后者暗示變動是逐步完成的[⑧]。

（二）雙結(jié)構(gòu)突變檢驗

對于雙結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)突變檢驗由于備選假設(shè)存在不明確的假定或序列是帶突變的差分平穩(wěn)過程，LP檢驗在解釋中易得到錯誤的結(jié)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(tǒng)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(shù)；由得出。單位根的原假設(shè)是=0，L:M統(tǒng)計量由下式得到： （7）為原假設(shè)時的檢驗統(tǒng)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(tǒng)計量對應(yīng)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(shù)，本文在Lee(2004)Gauss雙突變LM單位根檢驗程序代碼基礎(chǔ)上修改運行程序獲得突變時點和個數(shù)。通過比較Lee和Strazicich計算的內(nèi)生雙突變統(tǒng)計量，判斷是否存在突變點。

（三）政府支出效應(yīng)的經(jīng)濟原理

根據(jù)Ramsey-Cass-Koopmans模型，假定經(jīng)濟起初運行在平衡增長道路上，政府支出保持在一個穩(wěn)定的水平GL上。假如突然出現(xiàn)無法預(yù)期的政府支出的持久性上升，居民的反應(yīng)是把消費直接下調(diào)到新的鞍狀路徑上。當(dāng)消費下調(diào)到新的鞍狀路徑上時，經(jīng)濟運行也就直接到達(dá)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(jīng)濟危機時突然加大政府投資等。期限一到本科畢業(yè)論文格式，政府支出GH就會恢復(fù)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(yīng)的低水平上，當(dāng)政府支出恢復(fù)到GL時，消費將以不連續(xù)的方式跳躍上升到原來相應(yīng)于GL的水平，這意味著邊際效用發(fā)生了跳躍式的下降，從而在經(jīng)濟增長過程中產(chǎn)生大的波動和突變。

換句話說，人們早就預(yù)料到經(jīng)濟偏離平衡增長道路只是暫時的，不久就會恢復(fù)，因而不會把消費下調(diào)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(xù)變化的痛苦。為了效用的最優(yōu)，居民把消費調(diào)整到能夠向原平衡增長道路收斂的軌道上去，這樣既順應(yīng)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(dāng)政府支出恢復(fù)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(jīng)濟運行機制的復(fù)雜性，影響經(jīng)濟增長路徑的因素和外部沖擊很多，若要準(zhǔn)確度量政府支出對于經(jīng)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(dǎo)機制和長期趨勢。

（一）數(shù)據(jù)與變量

GDP(國內(nèi)生成總值)：數(shù)據(jù)來源是《中國統(tǒng)計年55年鑒匯編》，2004-2007年數(shù)據(jù)由歷年《中國統(tǒng)計年鑒》補齊，以1952年為基期用GDP折算指數(shù)對名義GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，得到實際的GDP。

GEXP (政府支出)：用財政支出來衡量，數(shù)據(jù)來源和處理方法同上，對實際的GDP和政府支出取自然對數(shù)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(jīng)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(nèi)生的單突變和LM雙突變檢驗。

若時間序列存在突變，則傳統(tǒng)的ADF檢驗統(tǒng)計量易向接受單位根的方向偏移。為此本科畢業(yè)論文格式，先對所選取的時間序列進(jìn)行單位根檢驗，若不存在單位根不必進(jìn)行突變檢驗，檢驗結(jié)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(jìn)行結(jié)構(gòu)突變檢驗。

表1ADF檢驗結(jié)果

變量

檢驗類型（c,t,k）

ADF統(tǒng)計量

臨界值

單整(d)

結(jié)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(jīng)濟增長貢獻(xiàn)率。消費貢獻(xiàn)率(消費拉動率)通常指在經(jīng)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(xiàn)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(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)率并不穩(wěn)定，其原因是經(jīng)濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務(wù)凈出口政策要素影響。

二、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)變動分析

1．農(nóng)村居民消費支出變動分析。消費結(jié)構(gòu)指各類消費支出在總消費中所占的比例，消費結(jié)構(gòu)能夠反應(yīng)出居民的生活水平，甘肅農(nóng)村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費，說明農(nóng)村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態(tài);從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫(yī)療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標(biāo)志，相關(guān)數(shù)據(jù)變動說明甘肅省農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)逐漸優(yōu)化，農(nóng)村居民生活水平逐步提高。

2.城鎮(zhèn)居民消費支出變動分析。恩格爾系數(shù)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(jù)消費支出的一半比例。說明城鎮(zhèn)居民的生活水平的提高，城鎮(zhèn)居民生活水平到達(dá)小康階段，醫(yī)療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應(yīng)有所增加，表明城鎮(zhèn)居民的生活質(zhì)量逐步提高，消費結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化。

3.城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)變動度分析。消費結(jié)構(gòu)變動度，是分析消費結(jié)構(gòu)變化程度的指標(biāo)，計算公式為：

在1996年～2000年期間，甘肅省農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變動度為9.00％，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)變動度為2.22％，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動度為3.27％。

在1996年～2000年期間，城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)變動非常顯著，其中食品支出消費對消費結(jié)構(gòu)的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)經(jīng)過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動影響最大；醫(yī)療、文教消費是影響消費結(jié)構(gòu)變動的又一重要因素。

三、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費函數(shù)分析

本文采用持久收入消費函數(shù)。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε

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

農(nóng)村居民消費函數(shù)Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz（1）

（0.002）（8.237）（2.469）

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

城鎮(zhèn)居民消費函數(shù)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(nóng)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(zhèn)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(jié)論

1．經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)居民的收入和消費之間有直接的影響。經(jīng)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(dāng)中,消費對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)率最高，一般都在70%左右,說明拉動消費仍然是甘肅省經(jīng)濟發(fā)展的主要動力。

2.隨著經(jīng)濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結(jié)構(gòu)出現(xiàn)重要變動傾向。在城鄉(xiāng)居民的消費結(jié)構(gòu)變動當(dāng)中，食品支出消費對消費結(jié)構(gòu)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(xiāng)居民的消費結(jié)構(gòu)劇烈變動，居住消費支出對城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動影響最大。另外，醫(yī)療、文教消費是影響消費結(jié)構(gòu)變動的又一重要因素。

3.為了鞏固消費對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻(xiàn)率，我們建議：一是加快發(fā)展城鄉(xiāng)經(jīng)濟，保證固定資產(chǎn)的投資速度，使投資增長不要出現(xiàn)大起大落;二是進(jìn)一步開發(fā)農(nóng)民能夠穩(wěn)定增加收入的就業(yè)渠道和途徑，如非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入、轉(zhuǎn)移性就業(yè)收入、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化收入等；三是對于城市居民來講，要把創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位和機會作為重點，用擴大就業(yè)保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉(xiāng)居民的消費結(jié)構(gòu)進(jìn)行一定的引導(dǎo)，努力改善城鄉(xiāng)居民住房、醫(yī)療、教育、保障等關(guān)鍵性問題。

參考文獻(xiàn)：