時間：2022-10-19 16:34:35
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇居民消費論文，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
重慶市自直轄以來，經濟發展迅速，城鄉居民人均可支配收入增加，生活水平大幅度提高，居民消費結構也發生了顯著變化。本文對重慶市城鎮居民從1997年到2013年的消費結構進行分項分析，從數據分析中得出存在的問題，并提出對策建議。
二、重慶市城鎮居民消費結構變化分析
（一）總體分析
本文搜集了從1997年到2013年的重慶市城鎮居民人均可支配收入、人均消費支出和各項消費支出的數據。數據顯示，重慶市直轄以來，城鎮居民人均可支配收入逐年上漲，從1997年的5343.06元到2013年的25216.13元，人均可支配收入增加了近4倍。而城鎮居民的人均消費支出也是逐年上升，2013年（17813.86元）是1997年（4403.62元）的4倍多。由此可以看出，直轄17年，重慶市城鎮居民的生活水平得到了迅速提高。
（二）消費結構分析
根據歷年的《重慶統計年鑒》的數據計算得出城鎮居民消費支出類的各項結構如表一：由上表的數據可以看出：（1）食品支出在居民消費支出中所占比重最大。重慶市城鎮居民將收入的大部分依然用于購買食品，食品支出絕對數額呈現逐年上升的趨勢，但是食品支出比重卻是呈現波動態勢，且在近三年有上升趨勢。食品支出占居民消費總支出的比重，即恩格爾系數，是國際上通用的反映居民消費結構和質量的指標。根據國際上對于恩格爾系數的通用衡量標準：恩格爾系數大于60%為貧窮；50%-60%為溫飽；40%-50%為小康；30%-40%屬于相對富裕；20%-30%為富足；20%以下為極其富裕。我們認為重慶市城鎮居民的生活水平目前整體來看相對富裕，較好較快的完成從溫飽到小康再到相對富裕的這一歷程。而這三年的食品消費支出所占比重有所上升可能是因為居民在食品方面追求高質量、高水平的原因，食品消費趨向多樣化，側面反映居民生活水平提高。（2）衣著消費在類的消費支出中所占比重也較大，僅次于食品消費。衣著消費比重從1997年到2013年大致呈U型分布，2002年所占比重最低，1997年所占比重最高。從絕對數額來看，這些年衣著消費額快速增加。（3）家庭設備用品的支出比重趨于穩定，歷年來都在7%上下浮動。家庭設備用品是每個家庭必須的，且市場發展已經比較成熟，大型家電消費又以更新換代為主，因此家庭設備支出比重變化不大。（4）醫療保健在居民消費支出中的比重有逐漸增大的趨勢。重慶城鎮居民在醫療保健方面的支出由直轄時的137.15元漲至2013年的1245.33元，增長了8倍左右，為類中增長速度最快的，其增長速度遠遠超過城鎮居民人均可支配收入和人均消費支出。這說明隨著重慶城鎮居民生活水平的提高和收入的增加，人們抗病防病、自我保護保健的意識越來越強，購買補品、家庭購買健身機械和體育用品的也越來越多，側面反映出這些用品的巨大市場潛力。另一方面，醫療保健項的支出增加也與我國的醫療制度改革密切相關。（5）交通和通訊消費比重呈現較快的增長趨勢。交通和通訊消費是衡量生活現代化程度的一個重要標志，是現代高科技消費對生活滲透的主要領域。重慶市城鎮居民此項指標增長迅速，說明重慶城鎮居民的生活現代化程度快速提高，發展和享受需要的滿足程度較高。直轄以來，重慶市公路運載能力加強，市內交通情況大幅改善，市政建設逐步完善，加之近年來市內軌道交通的大力發展，極大程度緩解了交通擁堵情況，方便市民出行，滿足居民對于交通消費的需求。而移動電話的普及和家用汽車市場的不斷擴大，更是加大居民在交通和通訊方面的消費支出。（6）娛樂教育文化和居住的消費支出整體來看較為穩定。兩項消費支出的絕對數額都逐年增加，但從時間序列上來看占總消費支出的比重先上升后下降。在娛樂教育文化方面，重慶城鎮居民隨著收入的提高，越來越重視精神方面的享受和子女教育投資，加大該項支出，整個社會文化生活水平提高。在居住方面，重慶城鎮居民在2004年的居住消費所占比重最高，之后有所下降，得益于重慶市的住房政策，使得人們用于改善居住環境的消費支出有所下降，房地產市場穩步合理發展。
三、存在的問題
盡管直轄以來重慶市城鎮居民生活水平得到大幅度提高，但是由于受到收入水平、產業結構和消費觀念等多方面的因素制約，在居民消費支出方面依然存在以下問題：第一，食品消費比重依然偏大。由表1的數據可以看出，雖然重慶市城鎮居民生活水平漸漸提高，并有進入富裕水平的趨勢。但近幾年食品消費支出所占比重有反彈趨勢，且與發達國家相比仍然偏大。早在1993年美國恩格爾系數就已下降到11.4%，而2013年的全國城鎮居民的恩格爾系數也才35%，重慶還未達到全國城鎮居民的平均水平。因此重慶市城鎮居民食品消費支出比重仍有很大的下降空間。第二，醫療保健、交通和通訊以及居住三個方面的消費支出增長速度過快，容易抑制居民消費傾向。伴隨居民消費體制市場化，社會保障和社會福利制度的基本完善，醫療保健、交通和通訊以及居住這些消費現在均由居民個人承擔。從1997年到2013年，這三項的支出分別增長了8.08倍、7.38倍、4.72倍，而城鎮居民在此期間的人均可支配收入增長3.72倍，這三項的增長速度都超過了人均可支配收入的增長速度，說明這三項的消費價格與大多數居民收入相比顯得過高，需要一個較長的過程來完成自身的積累。第三，不同收入階層的消費差距大。根據西方經濟學理論消費支出與人均可支配收入呈現高度正相關關系。近年來不同消費群體的收入差距加大，導致消費差距擴大，市場消費分散化、層次化明顯，進而導致居民邊際消費傾向下降，影響居民總體消費支出上漲。
四、對策與建議
1協整檢驗與VAR模型的設定
1.1協整檢驗根據以上分析，本文采用基于VAR的johansen協整檢驗對LRC、LRI和UR三者進行協整分析。通過綜合考慮AIC、SC信息標準及似然比，選擇滯后階數為4，協整檢驗結果如表2所示，跡檢驗和最大特征根檢驗都說明：三者之間存在兩個協整關系。由方程（1）可知，時間序列LRC、LRI、UR之間存在長期均衡關系，城鎮化水平的發展、農村居民收入的提高對農村居民的消費有正向的刺激作用。
1.2VAR模型的設定經濟理論往往不能為經濟變量之間的動態關系提供一個嚴格的定義，使得在解釋變量過程中出現一個問題，即內生變量應該出現在方程的哪邊。VAR模型基于數據的統計性質，把每個內生變量作為系統中所有內生變量滯后值的函數來構造模型，就避免了結構方程中需要對系統每個內生變量關于所有內生變量滯后值的建模問題，在預測變量之間的動態關系中比傳統方法更準確。LRC、UR和LRI同是一階單整序列，符合建立VAR模型的前提。模型的滯后階數選擇根據AIC和SC取值最小的準則，經過反復試驗，滯后階數選擇為5，即建立LRC、LRI、UR的VAR(5)模型。從表3給出的VAR（5）模型的整體檢驗結果來看，模型的對數似然函數值足夠大（165.9479），AIC(-10.72253)和SC值（-8.3420）值足夠小而且在一個相當的水平上，表明模型整體效果不錯。為了檢驗得到的VAR(5)模型的穩定性，采用AR根的圖表來驗證，如圖1所示。從圖中可以看出，VAR系統中所有根的模的倒數小于1，即位于單位圓內，得出的VAR系統是穩定的。
2脈沖響應與方差分解分析
2.1脈沖響應分析建立了VAR模型，模型系統中的系數非常多，如果考慮整個VAR系統中的互動關系，單個系數往往只反映了一個局部的函數關系，并未能夠捕捉全面復雜的動態過程。基于本文建立的VAR模型是穩定的，因此，采用cholesky分解方法得到正交化的脈沖響應函數，建立與VAR相關的脈沖響應分析，借此全面地反映各個變量之間的動態關系。圖2、圖3分別顯示了農村居民消費對農村居民收入和城鎮化率的隨機誤差項一個標準差沖擊的響應函數。橫軸表示了脈沖響應沖擊的作用的滯后期數，滯后期設定為20年；縱軸表示農村居民消費的變化，實線代表響應函數的計算值，虛線為響應函數值正負兩倍標準差偏離帶。圖4、圖5分別顯示了城鎮化率對農村居民消費和農村居民收入的隨機誤差項一個標準差沖擊的響應函數。橫軸表示圖2、圖3；縱軸表示城鎮化率的變化。圖6表示了農村居民收入對城鎮化率的隨機誤差項一個標準差沖擊的響應函數，縱軸是農村居民收入的變化。首先我們分析農村居民消費對農村居民收入和城鎮化率的響應情況和作用路徑。（1）由圖2可以看出，當給本期居民收入一個單位標準差沖擊時，前2期對農村居民消費的影響基本為0，之后對農村居民消費的影響逐漸增大，在第三期達到峰值，使得農村居民消費增長0.05%，之后又呈現波動狀態，直到第八期下降到0，之后又上升到第15期的0.03%，此后趨向平穩，并出現收斂。說明不論是短期還是長期，對農村居民人均純收入的沖擊，農村居民消費是上升的并最終趨于穩定。（2）當給城鎮化率一個正向標準沖擊時，如圖3所示，農村居民消費前兩期的正向效應為0，此后一直增長，到第四期達到峰值，消費增長0.09%。之后出現波動下降，趨于平穩，到17期又有一個峰值，達到0.08個百分點，表明城鎮化的推動對農村居民消費有明顯的促進作用，短期內迅速增長，長期收斂并呈現明顯的正效應。其次，我們來考察城鎮化率對農村消費和農村居民收入的一個單位標準差沖擊的響應。（1）由圖4可知，本期給農村居民消費一個標準差的正沖擊時，城鎮化率在第一期基本沒有反應，第一期之后，對城鎮化率的正效應逐漸增大到19期的0.019并趨于穩定，這表明農村居民消費的增加促進城鎮化的發展；（2）給農村居民收入一個標準差沖擊時，城鎮化率小幅上升，直到第五期峰值0.007，之后呈現下降和平穩趨勢，也就是說農村居民收入的增長沖擊促進了城鎮化率的提高，但作用有限。最后，本文分析下農村居民收入對城鎮化率沖擊的響應結果。如圖6可知，當給城鎮化率一個正向的標準差沖擊時，對當期農村居民收入基本為0，此后開始有正的響應，第2期為0.05，第三期又下降到0.03，之后又上升到第四期的0.05并接著保持平穩。結果表明，城鎮化率的提高，對農村居民收入有一個穩定的促進作用。
2.2方差分解通過脈沖響應函數能捕捉一個變量的沖擊對另一個變量的動態影響，而方差分解則可以將VAR系統中的一個變量的方差到各個擾動項，以便我們進一步分析特定變量的變化中各種結構沖擊的相對重要性。比較這些相對的重要性隨時間的變化，就可以估計出對特定變量的影響時滯和影響效應大小。本文分析農村居民消費LRC和城鎮化率UR的方差分解結果，通過Eviews7.2在VAR環境下得到的方差分解結果見表4、表5。表4的結果表明，農村居民消費LRC的誤差在前兩期主要受自身沖擊，第二期還在89%左右，隨后有下降的趨勢；農村居民收入LRI和城鎮化率UR對農村居民消費的預測誤差解釋能力越來越強，其中農村居民收入在第七期達到了17.27%，城鎮化率的解釋在第五期更是達到了41%左右，二者在第七期的沖擊能解釋農村居民消費的50%以上。表明了短期下城鎮化率和農村居民收入對農村居民消費的影響不顯著，而在長期中對農村居民消費的影響不可忽視，同時城鎮化率對促進農村居民消費有積極的影響效果，這與脈沖響應分析的結果相同。城鎮化率的方差分解結果顯示，農村居民收入對城鎮化率的預測方差的貢獻在一開始就達到了10%，但短期來看，城鎮化率的變動主要受自己的沖擊，此后有明顯的下降幅度，農村居民消費的貢獻逐漸增加，從第一期的1.78%到第七期的46%左右，超過了城鎮化本身。說明短期城鎮化本身的沖擊是城鎮化率變動的最主要原因，農村居民消費對城鎮化率的長期變動具有很深的影響。不論是短期還是長期，農村居民收入對城鎮化率的變動有一定的貢獻，但有限，這與前面的脈沖的脈沖響應分析的結果一致。
3結論與啟示
通過以上分析，我們可以得出以下結論：第一，標準化協整方程的確立說明，農村居民收入的提高對農村居民的消費有正向的刺激作用。第二，通過建立向量自回歸（VAR）模型，在此基礎上進行的脈沖響應分析和方差分解，結果表明：（1）農村居民收入和城鎮化發展對農村居民消費的影響存在時滯，滯后期為2年，從第3年開始對農村居民消費有正向的推動作用，并在長期趨于穩定,同時從農村居民消費對城鎮化率的響應圖來看，城鎮化率對促進農村居民消費有更積極的影響。方差分解的結果也論證了這一點，農村居民消費LRC的誤差在前兩期主要受自身沖擊，隨后農村居民收入LRI和城鎮化率UR對農村居民消費的預測誤差解釋能力越來越強，城鎮化率的解釋在第五期更是達到了41%左右，二者在第七期的沖擊能解釋農村居民消費的50%以上。（2）農村居民收入提高和消費提高對城鎮化的發展存在1年期的時滯，第一期之后，脈沖響應中農村居民消費對城鎮化率的正效應逐漸增大到19期的0.019并趨于穩定，這表明農村居民消費的提高，引起城鎮化水平有規律的波動。這與勞動力等生產要素在市場間的自由流動有關，只要市場是完善的，這個循環波動過程是持久的。給農村居民收入一個標準差沖擊時，城鎮化率小幅上升，直到第五期峰值0.007，之后呈現下降和平穩趨勢，也就是說農村居民收入的增長沖擊促進了城鎮化率的提高，但作用有限。第三，本文分析下農村居民收入對城鎮化率沖擊的響應結果。當給城鎮化率一個正向的標準差沖擊時，對當期農村居民收入基本為0，此后開始有正的響應，第2期為0.05，第三期又下降到0.03，之后又上升到第四期的0,05并接著保持平穩。結果表明，城鎮化率的提高，對農村居民收入有一個穩定的促進作用。城鎮化將農產品的供給者變成需求者，擴大了農產品的剛性需求。同時，城鎮化的加速有利于提高農業勞動生產率，改善農民的收入結構。鑒于以上結論，對安徽發展新型城鎮化的目標，本文提出以下建議：一是安徽省內合肥、馬鞍山、蕪湖等主要城市發揮好承接沿海東部地區產業轉移的優勢與潛力，吸納東部返鄉和就近轉移的農民工，加快產業集群發展和人口集聚。在此基礎上發展小城鎮專業化經濟的特征，形成若干專業化的城鎮群，發展城鎮經濟，從而進一步解決農村人口向城鎮人口轉變中的就業問題，促進農民增收，真正實現人口城鎮化。二是目前我國服務業增加值占國內生產總值比重僅為46.1%，與發達國家74%的平均水平相距甚遠，與中等收入國家53%的平均水平也有較大差距，安徽目前這一數值僅為32.7%，還有較大空間。加快發展安徽服務業應是產業結構優化升級的一個重要方向。三是新型城鎮化不僅僅是農村人口向城鎮人口的轉變，強調在產業支撐、人居環節、生活方式等方面由“鄉”到“城”的轉變。收入促進城鎮化發展的效果有限，因此，在發展產業升級、促進就業的同時，應加快城鎮基礎醫療服務、教育、公共交通、社會保障等基礎設施、公共服務體系的完善和發展，從而做到“以人為本”的城鎮化。四是加快推出土地征用市場化改革方案，開展農村集體土地入市，讓農民能夠獲得更多的土地出讓收益，從而避免城鎮化過程造成的新貧困和不平等。政府在土地市場化的基礎上，可以改革土地財稅制度，比如可以征收一定比例的土地增值稅，作為農村人口進城住房、子女教育等社會保障問題的支出，解決農民的后顧之憂，從而提振農民消費信心，形成新的消費市場和消費熱點，這進一步推進了城鎮化的有效推進。
作者：陸正和李正明單位：上海理工大學管理學院
目前，中國的高儲蓄現象已備受人們關注，很多學者認為中國目前養老保險制度不健全、養老保險覆蓋面小是造成居民高儲蓄的重要原因。他們大多認為，“擴大養老保險覆蓋范圍，解決了人們的后顧之憂，居民在工作期間就可以放心消費，從而減少儲蓄”。然而，我國從90年代中期實行“統賬結合”的養老保險制度起，養老保險覆蓋范圍逐年擴大，截至2006年底，參保的在職職工已達到14130.9萬人，是1990年參保人數的2.7倍；參保的離休、退休退職人數已達到4635.4萬人，是1990年的近4.8倍，城鎮居民儲蓄率不但沒有減少，反而卻分別從1990年的15.3%、增加到2006年的26%。可見，近十幾年養老保險覆蓋范圍不斷擴大究竟能否降低居民儲蓄率，還有待于深入研究。因而，評價中國養老保險制度實施對居民消費的影響，在理論和現實上都有著重要的意義。
下面，本文將利用我國各地區城鎮居民1994~2006年的有關數據建立經濟計量模型，就這一問題進行實證研究。
二、文獻回顧
國外學術界關于分析養老保險對儲蓄、消費影響的文獻十分豐富。最早可以追溯到Diamond（1965）在經濟增長模型中引入社會保險，從此，多年來社會保險對儲蓄和資本積累的影響就成為學術界爭論不休的問題。
Feldstein(1974)利用美國1930-40/1947-71樣本數據估計包含養老保險指標的生命周期消費函數，通過實證，他認為社會養老保險可消減個人儲蓄。然而Barro(1974)指出，當存在代際轉移時，社會養老保險對儲蓄沒有影響。較早的關于研究這些問題的文獻都沒有一致的結論，例如，Feldstein（1982，1996）、Barro和Macdonald(1979)、Leimer和Lesnoy(1982)等都提出自己的觀點。Cigno和他的合作者（1992）年通過對多個國家的時間序列數據實證分析，認為在完全基金制的情況下，擴大社會保險覆蓋范圍對儲蓄有顯著正的影響。Abel（1985），Kotlifoff，Shoven和Spivak（1987）以及Hubbard（1987）等人利用部分均衡模型分析了社會保障制度與預防性儲蓄的關系。他們均發現，提高社會保障水平可以顯著減少預防性儲蓄，進而降低儲蓄率。
近幾年，研究社會養老保險對儲蓄的影響，國外研究者考慮更多的因素，研究方法也多有創新。
戴維斯（1995）利用生命周期理論研究養老基金對個人生命周期儲蓄的影響。他認為由于以下幾個原因，養老保險制度并不會使個人儲蓄減少。第一，由于養老承諾的非流動性和未來收益的不確定性，尤其是在通貨膨脹壓力下，個人儲蓄不會隨著養老金收益的增加而一對一地減少；第二，流動性約束的存在使個人自由借債的能力受限，那么，個人在年輕時就應該為年老的消費積累資金，這樣，個人儲蓄就不會因為強制儲蓄而減少；第三，為了追求閑暇，職工可能希望提前退休，這會使他增加工作期的儲蓄；第四，如果從當前消費轉向未來消費的稅收方面有優惠政策，也會為提高個人的總儲蓄而提供激勵。然而，戴維斯在分析12個OECD國家、智利和新加坡的養老金后，并沒有發現養老基金對個人儲蓄有規律性影響。因此，他認為，基金制養老金計劃對個人儲蓄的影響要依各個國家經濟的具體情況而定。
在《宏觀經濟學》（1998）一書中，奧利維爾•瓊•布蘭查德和斯坦利•費希爾采用戴蒙德的代際交疊模型分析養老保險對儲蓄和資本積累的影響。他們得出以下結論：在完全基金制下，社會養老保險對儲蓄沒有影響；在現收現付制條件下，社會養老保險貢獻會使私人儲蓄減少。
Zhang(1995)分析養老保險對經濟增長的影響時，認為非基金制條件下的社會養老保險可以通過降低出生率和增加人力資本投資來促進經濟增長。但他指出，社會養老保險對儲蓄沒有影響。
Ehrlich和Zhong（1998）用多國數據檢測養老金/GDP這一比率與出生率、儲蓄和經濟增長的關系。他們發現，社會養老保險對出生率、儲蓄和經濟增長有顯著負的影響。
AlessandroCigno、LucaCasolaro和FurioC.Rosati（2000）通過建立VAR模型，用德國數據估計社會養老保險對儲蓄和出生率的影響。他們發現，社會養老保險覆蓋率對家庭儲蓄有正的影響，但對出生率有負的影響。
Cigno和Werding(2003)基于家庭網絡原理，認為社會養老保險可以增加總儲蓄。
中國國內關于研究社會養老保險對儲蓄影響的文獻還不是很多。朱青（2002）對養老金計劃實行部分積累制的模式進行了經濟分析，并研究養老金計劃對家庭儲蓄率的影響。柳清瑞和穆懷中（2003）利用代際交疊模型分析養老保險對儲蓄的影響，他認為，“伴隨中國人口老齡化進程的加快和制度贍養率的提高，現收現付制將出現養老金需求增加和供給不足的兩難困境。同時，現收現付制將對家庭儲蓄產生負面影響”。劉俊霞（2003）認為在需求不足的條件下，實行現收現付制的養老保險制度，有利于提高邊際消費傾向，從而有利于擴大消費需求。岳遠斌（1997）認為養老保險基金的支付，無論從某一個年度，還是從整個生命周期考慮，總表現為社會儲蓄的減少，只有在現收現付制的傳統體制下，才不會對儲蓄產生太大的影響。
三、理論模型
本文的實證分析采用了杜森貝利的相對收入假設消費理論。他認為，一方面，消費者的消費支出不僅受其自身收入的影響，而且也受周圍人的消費行為及收入與消費相互關系的影響，即消費具有“示范性”或“攀附性”;另一方面，消費者的消費支出不僅受自己目前收入的影響，而且也受自己過去收入和消費水平的影響，即消費又具有“不可逆性”。根據這一理論假設，杜森貝利的相對收入假設消費函數可近似地簡化為下式：
（3.1）
在該模型中考慮養老保險的影響，本文使用養老保險覆蓋率指標，養老保險的實施對人們消費行為的影響可能存在滯后性，故建立模型如下：
（3.2）
其中，C表示消費；Y表示收入；fgl表示養老保險覆蓋率。
四、實證分析
（一）、數據來源。
由于養老保險的相關數據只能收集到1989年到2003年，時間序列數據不足。通過近幾年的《中國統計年鑒》、《中國勞動和社會保障年鑒》的相關資料進行整理，可以得到1994~2006年各地區的城鎮居民人均實際可支配收入、人均實際消費支出數據、城鎮就業人數及參保職工人數。本文定義養老保險覆蓋率為參保職工人數與城鎮就業人數的比值。
（二）、模型設計
根據理論分析，建立模型如下：
（4.1）
其中，、分別表示城鎮居民的人均實際消費支出、人均實際可支配收入（以各地區1993年的城市居民消費價格為100，從人均消費支出和人均可支配收入中剔除物價波動因素）；i表示省或自治區（除外），t表示年份；表示養老保險覆蓋率。
（三）、模型估計
對于模型4.1，涉及到固定與隨機效應的選擇問題。考慮到各個省或自治區在政策實施、經濟進展、及消費行為上有許多不同，本文旨在考慮各自的影響因素對居民消費支出的影響，故不把截面單元看成來自同一總體的一組樣本，故選擇固定效應模型。對模型4.1用eviews5.0估計結果見表4-1：
表4-1：模型（4.1）基于1994—2006年樣本數據的擬和結果
DependentVariable:SJZC?Sample(adjusted):19962006
Cross-sectionsincluded:30Method:PooledLeastSquares
VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.
C206.785432.037996.4543810.0000
SJSR?0.4770650.02527918.872200.0000
FGL?(-2)237.931359.028374.0307960.0001
SJZC?(-1)0.3073890.0409867.4998610.0000
FixedEffects(Cross)
BEIJIN--C258.0200
TIANJIN--C24.37011
HEBEI--C-121.7037
SHANXI--C-112.2286
NEIMENGGU--C-76.06340
LIAONING--C32.22301
JILIN--C4.572188
HEILONGJIANG--C-109.0851
SHANGHAI--C69.67936
JIANGSU--C-130.9523
ZHEJIANG--C73.10777
ANHUI--C-49.16519
FUJIAN--C-7.967918
JIANGXI--C-200.9693
SHANDONG--C-153.0759
HENAN--C-159.7379
HUBEI--C25.39022
HUNAN--C58.26863
GUANGDONG--C288.8604
GUANGXI--C-7.368855
HAINAN--C-80.54226
CHONGQIN--C292.2889
SICHUAN--C53.43304
GUIZHOU--C-27.22416
YUNNAN--C40.11709
SHANNXI--C103.2125
GANSU--C33.62868
QINGHAI--C-30.13145
NINGXIA--C48.95082
XINJIANG--C-60.19158
EffectsSpecification：Cross-sectionfixed(dummyvariables)
R-squared0.995020F-statistic1835.850
AdjustedR-squared0.994478Prob(F-statistic)0.000000
注：SHANNXI表示陜西；SHXNXI表示山西
調整后的達到0.9945；參數都顯著不為零。可見，養老保險的實施對人們的消費行為起到促進作用，養老保險覆蓋率每增加一個百分點，兩年后人均實際消費支出增加238元。為了檢驗模型的合理性，本文從以下兩個角度進行檢驗：1殘差的平穩性；2模型階段性的適應性。
（四）模型合理性檢驗
1、殘差平穩性檢驗
最早使用面板數據進行單位根檢驗的是Bhargava等（Bhargavaetal,1982）。他們利用修正的DW統計量提出了一種可以檢驗固定效應動態模型的殘差是否為隨機游走的方法。Abuaf和Jorion（1990）基于SUR回歸(seeminglyunrelatedregression)模型，采用GLS估計方法提出了面板單位根檢驗方法——SUR-DF檢驗。LevinandLin(1993)建立的LLC法也是對面板數據進行單位根檢驗的早期版本。Im、Pesaran和Shin在1997年建立了IPS法，但Breitung（1999）發現IPS法對限定性趨勢的設定極為敏感。MaddalaandWu(1999)建立了MW法。2003年Im、Pesaran和Shin在考慮異方差和殘差自相關后，建立了面板數據單位根檢驗的W檢驗。為了避免單一方法可能存在的缺陷，本文選擇用Levin,Lin和Chu檢驗、Im,PesaranandShinW-stat檢驗、ADF-FisherChi-square檢驗和PP-FisherChi-square檢驗(MaddalaandWu(1999)和Choi(2001))。這些方法出發點很類似，都考慮paneldata如下的AR（1）處理過程：
（4.2）
表示外生變量，包括固定影響及各自的趨勢。表示自相關系數。假定獨立同分布。如果，，則認為是平穩的；如果，，則認為包含一個單位根。為了檢測，通常對有兩個假定：一是=對于所有的i，Levin,Lin和Chu檢驗方法就包含這個假定；二是允許隨i的不同而變化，Im,Pesaran和Shin(2003),Fisher-ADF和Fisher-PPtests檢驗方法包含這個假設。
用Eviews5.0檢驗模型殘差水平數據單位根存在情況，在檢驗時選取具有固定效應的面板數據模型，結果見表4-2，可見殘差是平穩的。
表4-2：殘差平穩性檢驗結果
Cross-
MethodStatisticProb.**sectionsObs
Null:Unitroot(assumescommonunitrootprocess)
Levin,Lin&Chut*-10.01010.000030295
Breitungt-stat-4.629390.000030265
Null:Unitroot(assumesindividualunitrootprocess)
Im,PesaranandShinW-stat-5.806380.000030295
ADF-FisherChi-square134.0580.000030295
PP-FisherChi-square141.8050.000030297
2、模型的階段性適應性檢驗
考慮面板數據模型對數據比較敏感，考慮到合理的模型對樣本內的階段性數據也應該有一定的適應性。由于在2000年，國務院出臺了《關于完善城鎮社會保障體系的試點方案》，提出了進一步完善社會保障體系的基本原則、目標任務，確定了進一步調整和完善我國養老保險制度的主要政策，故以2000年為間斷點，分別以1994~2000、2000~2006為樣本擬和模型結果如下：
表4-3：模型（4.1）基于1994—2000年樣本數據的擬和結果
DependentVariable:SJZC?Sample(adjusted):19962000
Method:PooledLeastSquaresCross-sectionsincluded:30
VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.
C145.540584.112921.7302990.0863
SJSR?0.5797030.03507216.528980.0000
FGL?(-2)292.2467127.20742.2974030.0234
SJZC?(-1)0.1872210.0672792.7827410.0063
FixedEffects(Cross)
BEIJIN--C194.6629
TIANJIN--C-67.36612
HEBEI--C-113.7160
SHANXI--C-42.34672
NEIMENGGU--C-152.1187
LIAONING--C-18.23536
JILIN--C-7.334862
HEILONGJIANG--C-91.12028
SHANGHAI--C29.50539
JIANGSU--C-81.55497
ZHEJIANG--C59.36932
ANHUI--C-44.54383
FUJIAN--C40.25343
JIANGXI--C-170.0938
SHANDONG--C-90.54050
HENAN--C-61.56922
HUBEI--C60.57644
HUNAN--C71.32459
GUANGDONG--C266.7200
GUANGXI--C117.4767
HAINAN--C-133.5591
CHONGQIN--C300.0115
SICHUAN--C52.16358
GUIZHOU--C32.38790
YUNNAN--C75.32675
SHANNXI--C40.96239
GANSU--C-2.537140
QINGHAI--C1.434211
NINGXIA--C19.44210
XINJIANG--C-104.9737
EffectsSpecification：Cross-sectionfixed(dummyvariables)
R-squared0.994404F-statistic633.0670
AdjustedR-squared0.992833Prob(F-statistic)0.000000
表4-4：模型（4.1）基于2000—2006年樣本數據的擬和結果
DependentVariable:SJZC?Sample:20002006
Method:PooledLeastSquaresCross-sectionsincluded:30
VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.
C337.337460.330065.5915320.0000
SJSR?0.5562310.03554515.648550.0000
FGL?(-2)171.359988.297121.9407190.0539
SJZC?(-1)0.1734440.0564273.0737480.0024
FixedEffects(Cross)
BEIJIN--C334.1456
TIANJIN--C67.76995
HEBEI--C-153.9622
SHANXI--C-178.6641
NEIMENGGU--C-62.23352
LIAONING--C80.42176
JILIN--C18.66479
HEILONGJIANG--C-142.6986
SHANGHAI--C102.6244
JIANGSU--C-189.8810
ZHEJIANG--C76.18871
ANHUI--C-68.51849
FUJIAN--C-82.69486
JIANGXI--C-290.2331
SHANDONG--C-221.1987
HENAN--C-250.6841
HUBEI--C31.67648
HUNAN--C87.74826
GUANGDONG--C407.4439
GUANGXI--C-71.42074
HAINAN--C-65.65503
CHONGQIN--C329.7631
SICHUAN--C76.00520
GUIZHOU--C-68.37576
YUNNAN--C29.75507
SHANNXI--C151.9292
GANSU--C65.71205
QINGHAI--C-56.22428
NINGXIA--C88.13489
XINJIANG--C-45.53898
EffectsSpecification：Cross-sectionfixed(dummyvariables)
R-squared0.995132F-statistic1130.692
AdjustedR-squared0.994252Prob(F-statistic)0.000000
從表4-3、4-4可見模型有很好的適應性，但也從看出一些問題：養老保險覆蓋范圍的擴大對消費的促進作用逐漸降低。
五、小結和意見
通過面板數據實證分析，認為養老保險的實施解決了人們的后顧之憂，居民在工作期間就可以放心消費，從而減少儲蓄，但養老保險覆蓋范圍的擴大對消費的促進作用逐漸降低。這可能是由于目前的養老保險覆蓋范圍依然不能達到應保盡保，見表5-1，這使得養老儲蓄依然是很重要的儲蓄動機；另外，養老保險金空賬問題日益嚴重造成的（見表5-2），也可能加劇了人們對未來預期的不確定性。因而，作建議如下：
一方面，在“社會統籌”向“統賬結合”的過渡階段，政府應加大投資，包括對養老金支付的補貼和對個人繳納養老費的補貼。確保“統賬結合”政策實施前參加養老保險且已經離退休人員養老金按時發放，確保政策實施后的個人賬戶資金不被挪用。
另一方面，進一步擴大養老保險覆蓋范圍，將養老保險覆蓋面擴展到經濟效益較好的私營、個體和外資企業。確保養老保險資金更多的來源渠道。
表5-1：中國歷年城鎮在職職工養老保險覆蓋率
時間城鎮就業人數（萬人）參保在職職工人數（萬人）覆蓋率（%）
19905200.7011704130.51876
19915653.71746532.3716
19927774.71786143.52892
19938008.21826243.85171
19948494.141865345.53766
19958737.7931904045.89177
19968758.41992243.96346
19978670.92078141.72513
19988475.82161639.21077
19999501.82241242.39604
200010447.52315145.12763
200110801.892394045.12066
200211128.82478044.91041
200311646.52563945.42494
200412250.32647646.26945
200513120.42733148.00556
200614130.92831049.91487
注：城鎮就業人數、參保在職職工人數數據來源《中國統計年鑒2007》，中國統計出版社，2007年
表5-2：養老金“空賬”金額
時間1997199819992000200320052006
一、數據來源及變量描述
本文數據來自于國家統計局網站，選取的研究指標為人均支出（averwage）、居民物價指數（CPI）、平均工資（wage），時間序列為3年（2008—2010），截面數據為東部十二個省份及直轄市，分別是北京、天津、河北、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東，整個分析數據面板共有12×3×3＝108個。面板數據是一種能夠描述觀測指標跨時段的樣本行為的數據結構，在stata11．0分析中，pooldata需要一種特殊的存儲結構。第一列為樣本截面，第二列為以第一列樣本為單位的時間排序，后面幾列按照前面結構填入數據。下面將通過各種角度的指標描述和相應的stata輸入命令來對不同地區跨時段的人均消費支出進行描述。1．定義截面和時間變量。命令：xtsetplaceyear。這里所定義的place變量一定要為數值，比如：北京———1，天津———2，以此類推。2．樣本和時段角度的非均質描述。如以橫軸為樣本考察不同個體在三年間的分布狀態，命令：回車后得到圖1（跨年份的非均質圖）。可以看出北京（A）、天津（B）上海（G）在三年內的人均消費支出波動區間較大，而吉林（E）、黑龍江（F）的三點區間較小，體現了三年內該地區的人均消費支出增長緩慢，從紅線表達的各地三年均值來看，上海、北京、江蘇和天津名列前四甲，最低的為河北。Stata中的非均質圖比以往spss和EVIEWS中單純的均值、方差描述更能從動態角度刻畫變量的均值和波動情況。圖2同理，是跨樣本的年份非均值圖，發現三年中每年不同地區的消費支出差異情況相對一致，均為兩個地區（上海、北京）遙遙領先，處于均值之上且與均值距離大致相同，每年均有六個地區在平均值以上，但其中兩個處于平均值附近。說明近年來東部各地區的人均消費支出具有共線性，即不同省份存在共同增長趨勢。
二、東部地區居民消費水平影響因素的面板stata檢驗
（一）單自變量固定截距變系數模型（1）居民物價指數的上漲對居民消費的貢獻作用迥然不同，除上海以外的其他東部地區如天津、河北、遼寧、黑龍江等CPI較上期上漲指數對消費支出具有明顯負向作用，說明上海居民的消費思想中價格預期的作用發揮較大，根據消費假說理論，上海居民能夠在CPI上漲的同時有一種更長遠的通脹預期，在未來價格大可能上漲、貨幣面臨進一步貶值的情況下，增大現期消費是一種明智的選擇。而在其他地區，普遍存在物價上揚和消費抑制的雙重壓抑局面，這比較適合當今我國居民的消費習慣，當前房價高漲、醫療及教育成本逐年攀升的大背景下居民收入的增幅沒有跟上，造成儲蓄動機增強。從表1中的貢獻系數絕對值可以看出，河北、黑龍江和吉林的CPI對消費負面影響最大，分別達到了CPI每上漲1個點，引起－151501、144758、－140108程度的消費減少。北京的CPI貢獻系數不顯著，說明北京居民消費支出的影響因素中通脹因素可以忽略不計。有趣的是東部地區共同具有的原始消費為3076221，普遍高于各地區的實際消費值，這個說明當今我國的通貨膨脹是造成內需不足的重要原因。（2）居民平均工資收入在大多數地區對消費支出的貢獻作用不顯著，體現為t值過小，其中比較合理的解釋僅體現為北京，可支配收入增長1元將增加0338元的消費。這種現象主要是兩點原因引起的，一是工資性收入在當今社會占個人收入的比重越來越低，而財產性收入比重越來越大，所以消費支出與工資性收入不敏感。本文的計量結果與田青（2008）年的結論完全一致，她將原因歸結為“量入未出”的傳統消費思想。其次，呂宗耀（2010）通過國民收入核算公式推導了收入分配與總收入之間的關系，認為高收入群體中收入每增加一個單位將會引起總收入1個單位的減少［3］，在當前收入貧富差距日益增大的情況下，在有限的社會資源下所生產出的財富隨著貧富差距的拉大和通脹加劇的情況下使得低收入人群的消費能力急劇下滑，很多居民僅僅依靠工資來維持基本生活支出，這種支出的非常缺乏彈性的。
（二）多元面板回歸這里將居民物價指數和平均工資收入一起納入pooldata模型，具體模型。表2的結果顯示在三種回歸方法（不變系數面板回歸，混合回歸和虛擬變量回歸）得到結果相同，即我國東部地區整體上居民物價指數是帶動了居民消費上漲的，即東部地區CPI平均指數較上年上漲一個單位，將會引起292元的消費支出，而收入所引起的消費支出較少，可以將0343視為東部地區的收入消費彈性數值。
（三）隨機效應及固定效應檢驗對于面板模型，檢驗方法有Hausman法，我們可以運行該檢驗以檢測原假設：服從隨機效用模型，比如對CPI指標的運行結果如表3。一般而言，chi2（1）＜05采用固定效用模型，所以從表3和表4的結果可以看出，物價指數CPI和人均工資收入averwage對居民支出的面板貢獻計量所采取的方法是不同的，前者適用固定效應模型，后者適用隨機效應模型。在上述基礎上，為了對兩個自變量的面板模型形式進行統計，再利用命令3，（將兩個自變量CPI和averwage全部納入），進行檢驗，得到的chi2（2）＝7058，表明支持隨機效應模型。這樣采用random形式的廣義最小二乘法（GLS）回歸后得到的結果如下公式。各項統計指標均通過檢驗，說明將物價指數和平均工資收入指標結合在一起進行隨機效應面板檢驗后，平均工資每增加1元將會給東部地區帶來0．37元的消費增加，可以視為工資收入支出彈性。而居民物價指數指標顯示物價指數每較上期上升一個百分比，將會引起37．1元的消費增加，但檢驗系數不顯著，呈弱相關性。
三、結論及對策
本文通過stata軟件對居民消費物價指數、人均工資以及消費支出的關系進行了面板非線性計量，得出了以下結論：1．CPI和人均工資存在很強的交互作用，體現為采用單獨指標對消費支出面板回歸與采用多變量回歸的結論不同。說明當前人均工資水平上漲的同時由于通貨膨脹造成工資收入的作用從不顯著轉為顯著。在拉動內需的過程中應采取不同的混合政策兼顧兩者間的影響，才能使擴大內需的政策發揮效果。2．在摒棄工資收入指標的前提下，通貨膨脹在東部各地區普遍造成了對消費支出的負面影響。可以認為當前財產性收入比重的大幅上升是彌補工資收入不足從而維持消費支出增加的主要因素，一旦房地產業和其他類似行業發生衰退，居民的消費支出水平會有一個很大的滑坡。這一現象同樣可以解釋在排除物價原因的前提下，工資收入對消費支出貢獻力不顯著的現實，因為財產性收入的增加在非通脹的前提下會降低工資收入的實際效應，使生命周期消費假說中的財富消費增加而工資消費減少，但前者由于邊際遞減效應和流動性較差原因的存在，會產生對收入水平上漲引起消費增加的抵消作用。3．根據Hausman檢驗確定了兩變量同時進行面板時應采用固定效應模型的不可行性，可以理解為當前通脹加劇、全球流動性泛濫的前提下，人們預期通脹會進一步擴大，所以必然會將占總收入比例連年下滑的工資收入更多地用于消費，從而體現出了通脹背景下工資上漲會在東部地區的消費彈性為037。岳龍華（2011）根據柯布道格拉斯函數對未來的勞動力轉移趨勢進行了分析，認為第三產業是第一產業勞動力轉移的主要渠道。這意味著未來東部地區的人均工資水平將進一步上升，如果通脹形勢仍然保持當前的勢頭，必然還會存在工資收入對消費支出具有顯著貢獻效應的事實，并且工資收入消費彈性還會進一步上升。
作者：曹麗萍單位：山西農業大學經濟貿易學院
關鍵詞:股票市場；消費性支出；協整分析
隨著經濟發展和經濟體制改革的不斷深入,我國股票市場經歷了從不完善到逐步走向規范的過程。2008年滬深股市總市值23.57萬億元,占GDP比例約為95.4%,流通市值11.67萬億元,與國內居民儲蓄存款總額相當。那么,在金融危機的背景下,如何引導消費拉動內需成為政府調控的重要內容,本文通過實證分析研究股票市場對我國城鎮居民消費性支出的影響。
理論模型
劉建江(2002)提出股票市場財富效應,它通常是指由于股價的趨勢性上漲(或下跌),導致股票持有人財富增長(或減少),進而產生擴大(或減少)消費,擴大(或縮小)短期MPC,促進(或抑制)經濟增長的效應。
凱恩斯的消費理論認為,人們在特定時期消費時與他們在該時期的可支配收入相聯系。弗朗科•莫迪利安與凱恩斯的消費理論不同之處在于,他認為人們會在更長時期計劃他們的生活消費開支,以達到他們在整個生命周期內消費的最佳配置。弗里德曼提出的永久收入理論認為,消費者的消費支出主要不是由他的現期收入決定,而是由他的永久收入決定。LC-PIH模型將持久收入理論對未來預期的強調和生命周期理論對財富和人口統計變量的強調結合起來,并將財富當作總消費的一個重要決定因素論文。
R.霍爾和M.費萊文對股市促進消費需求功能進行了較為全面的綜合,并提出LC-PIH模型,簡化如下:
C=αWR+βθYt+β(1-θ)Yt-10<α,β,θ<1
其中:C為消費,Yt和Yt-1,分別是現期和前期的可支配收入。WR為消費者在某一時刻擁有的資產存量,股票和儲蓄是其重要組成部分。α為財富的邊際消費傾向,β為勞動收入的邊際消費傾向。當股市持續繁榮,WR將變成WR+WR,而θ也將在原來的基礎上增加θ,邊際消費傾向增加,共同作用下,消費支出擴大,進而產出擴大,股票市場促進經濟的良好發展。模型如下:
C=α(WR+WR)+β(θ+θ)Yt+β(1-θ-θ)Yt-10<α,β,θ<1
實證分析
(一)數據選取
本文選取1991-2007年的數據作為樣本,由于我國股票市場投資者主要是城鎮居民,所以選用城鎮居民消費性支出(XF),股票市場選用A股和B股流通股市價總值(SZ),本文不選擇A股和B股市價總值,是考慮到非流通股對城鎮居民的消費性支出無實質影響。
(二)實證過程
為了使數據更加平滑,本文采用變量的對數形式建立一元線性回歸模型:LXF=β+β1LSZ,在運用最小二乘法對參數進行估計的過程中,結合Engle&Granger提出的協整理論對模型進行協整分析,以確保回歸結果的真實性。值得指出的是,以AIC和SC的值達到最小為標準,本文對各序列的分布滯后期進行了反復的試驗,發現均存在高階相關的情況,故采用PP檢驗法作為協整分析的基本方法。
1.序列LSZ的單整檢驗。從變量單位根檢驗的結果(見表1)可看出,對于LSZ的原序列和一階差分序列,t統計量的值均大于顯著性水平為1%的臨界值,這說明可以在99%的置信度下接受原假設,LS的原序列存在單位根,為非平穩序列。但LSZ在二階差分以后,t統計量的值均小于顯著性水平為1%的臨界值,這說明可以在99%的置信度下拒絕原假設,LSZ的二階差分序列不存在單位根,為平穩序列。因此,序列LSZ為二階單整序列I(2)。
2.序列LXF的單整檢驗。從變量單位根檢驗的結果(見表2)可看出,對于LI的原序列和一階差分序列,t統計量的值均大于顯著性水平為1%的臨界值,這說明可以在99%的置信度下接受原假設,LI的原序列和一階差分序列存在單位根,為非平穩序列。但LI在二階差分以后,t統計量的值遠遠小于顯著性水平為1%的臨界值,這說明可以在99%的置信度下拒絕原假設,LI的二階差分序列不存在單位根,為平穩序列。因此,序列LI為二階單整序列I(2)。
3.序列LSZ和XF的協整分析。LS對LI的回歸結果為:
LXF=6.046240+0.280106LSZ
(29.73307)(11.80404)
R2=0.902809F=139.3354
DW=0.913742
從回歸結果可以看出t值很顯著,擬合優度較好。流通市值對城鎮居民消費性支出的彈性為0.280106,即流通市值每增加一個百分點,城鎮居民消費性支出就會增加0.280106個百分點,充分證明長期股市對城鎮居民消費性支出影響顯著。這個結果很有意義,因為國內大部分研究均認為我國股市對消費的作用較小并且不明顯,如駱祚炎(2004),李振明(2001),楊新松(2006)。綜觀他們的研究,筆者認為,可能由于他們的樣本選取有些不足,他們大多用社會商品零售總額反映消費,而真正反映居民消費應是居民的消費性支出。
4.對殘差序列RESID進行PP檢驗。通過殘差序列RESID的PP檢驗結果(見表3)發現,t統計量的值小于顯著性水平為1%的臨界值,這說明可以在99%置信度下拒絕原假設,殘差序列RESID不存在單位根,為平穩序列。
綜上所述,序列LSZ和LXF之間具有協整關系,所以,流通市值與城鎮居民消費性支出之間的相關性長期穩定。
5.誤差修正模型(ECM)。通過協整檢驗后,知道變量存在長期穩定關系,而這種關系是在短期動態調整下得到的,所以在研究長期的同時也應該在一定程度上關注其短期過程。定義協整方程的殘差序列為μt,令誤差修正項ecmt=μt,建立下面的誤差修正模型:
DLNXF=β0+β1DLNSZ+β2DLNSZ(-2)+ECMt-1+ε1,其中DLNXF,DLNSZ分別是LNXF,LNSZ的一階差分形式,DLNSZ(-2)為LNSZ的二階差分形式。通過回歸得出的誤差修正模型是:
DLNXF=0.046198+0.037095DLNSZ+0.018332DLNSZ(-2)+0.033403ECMt-1
T=(1.33741)(1.24187)(0.018332)(0.033403)
R2=0.729581
這個誤差修正模型擬合度較高,整體的F值為27.03879,R2也較大。誤差修正項ecmt的系數反映長期均衡的調整力度,從調整系數的估計值0.033403來看,當短期波動偏離長期均衡時,以0.33403的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。
結論
實證結果表明,股票市場對我國城鎮居民消費性支出有顯著影響,它們之間存在著一個較強的協整關系,即它們之間有長期穩定趨勢。
基于此,本文認為要充分發揮股市對實體經濟的作用,必須打破只要股票市場財富效應發揮的障礙。文章建議:一是切實保護好投資者利益,完善投資者利益保護制度,使廣大投資者能夠切實感受到股價上漲對其財富持有的影響;二是堅持不斷壯大資本市場直接融資功能的基本方略,樹立資本市場長期快速發展的市場預期,保證股市作用消費發揮乘數效應的長效機制;三是努力創建相對穩定的、繁榮的股票市場,期望以股市刺激消費,必須建立一個有市場聲譽的、較長時間內持續繁榮的、穩定的證券市場,力爭讓投資者形成長期“牛市“的預期,形成股市和宏觀經濟的良性互動循環效應。
參考文獻:
1.劉建江.財富效應、消費函數與經濟增長[J].當代財經,2002(7)
2.駱祚炎.近年來中國股市財富效應的實證分析[J].當代財經,2004(7)
論文關鍵詞：SPSS，應用軟件因子分析方法，聚類分析方法居民消費水平，地區消費結構
隨著我國經濟的快速發展，城鎮居民的收入不斷增加，我國各地區城鎮居民的消費支出強勁增長，消費結構發生了巨大的變化。但是，由于各地區的經濟發展不平衡及原有經濟基礎的差異，各地區的消費結構仍存在著明顯差別。為了進一步改善消費結構，正確引導消費，提高我國城市居民的消費水平和生活質量，有必要對各地區城鎮居民的消費結構之間的異同進行考察與比較，以期發現特點和規律，從宏觀上把握各地區城鎮居民的消費現狀和不同地區消費水平的差異，為提高我國各地區消費水平提供決策依據。
一、對地區消費水平的差異的分析方法
1 因子分析模型的建立
因子分析模型是根據變量間的相關性大小，把變量分組畢業論文怎么寫，利用同組內的變量之間相關性較高而不同組的變量之間相關性較低，每組變量代表一個基本結構，這個基本結構稱為公共因子。因子分析的出發點是用較少的相互獨立的因子變量來代替原來變量的大部分信息，可以由下面的數學模型來表示[[1]]：
其中：，，，…，為p個原有變量，是均值為0、標準差為1 的標準化變量；，，，…，為m個因子變量，m 小于p，表示成矩陣形式為
，
其中：F因子變量或公共因子，可以將它們理解為在高維空間中互相垂直的m個坐標軸；為特殊因子；F 與均為不可觀測的隨機變量。 A為因子載荷矩陣，稱為因子載荷，是第i個原有變量對第j個因子上的載荷系數。在模型中，特殊因子表示了原有變量不能被因子變量所解釋的部分，相當于多元回歸分析中的殘差，被定義為彼此不相關且與公因子也不相關。
2 實證分析
居民消費水平是指居民在物質產品和勞務的消費過程中，對滿足人們生存、發展和享受需要方面所達到的程度。它主要通過消費的物質產品和勞務的數量和質量來反映。
在各種消費指標中，消費結構指標最能夠體現出各地區間的消費水平差異，本文引用我國常用的消費資料支出分類方法，將各地區城市居民人均生活費支出分為8個部分，相應的指標分別用X1～X8表示 。其中X1（食品）、X2（衣著）、X3（居住）、X4（家庭設備用品和服務）、X5（醫療保健）、X6（交通和通訊）、X7（娛樂教育文化服務）、X8（其他商品與服務），單位：元
2.1 因子分析
2. 1.1 數據來源
本文數據取自各地區域城鎮居民家庭平均每人全年消費性支出(2009年)，來自2010年中國統計年鑒[[2]]。具體表格略論文開題報告范文。
2.1.2因子分析的過程
由于多個變量使用的量綱可能各不相同或者變量間的數值大小相差很大，因此， 首先將初始變量標準化，把原變量數列化為均值為0，方差為1的數列。標準化后全國31個省市作為樣本，將上述X1～X8八項支出指標作為變量，得到原始數據陣。首先判斷數據變量是否適合進行因子分析，算出樣本相關系數陣為：
表1：樣本相關系數陣
由上述矩陣發現8個消費要素間的相關系數大部分均大于0.3，適合做因子分析。
再進行KMO統計檢驗，作為比較變量間簡單相關系數和偏相關系數的指標，數學定義為，其中是變量與其他變量的簡單相關系數，是變量與變量在控制了剩余變量下的偏相關系數。
Kaiser給出了常用的KMO度量標準： 0.9以上表示非常適合；0.8表示適合；0.7表示一般；0.6表示不太適合；0.5以下表示極不適合。
計算結果如下：
表2
并且通過巴特利特球體檢驗(P=0.000＜0.05)，表明說明原有的8個變量具有很強的相關性，它們反映的消費要素有很大重疊畢業論文怎么寫，可以做因子分析。
利用SPSS計算后得到主成分的碎石圖，分析發現提取2個主因子比較合適。
利用主因子分析法提取2個主因子，用最大方差旋轉進行簡化，得到因子載荷矩陣（見下表），它代表變量和公因子的相關系數：
表3
由表1 載荷矩陣可得出以下結論：
（1）第1 主成分，為主要消費因子，在食品、居住、交通和通訊、家庭設備用品、服務娛樂教育文化服務和其他商品與服務6個方面有較大的載荷，即該因子綜合反映了這6個方面的變動趨勢。 因此第1 主因子可以視為代表各地區城市居民在這6個方面的消費指標，可命名為生活必需型因素。
（2）第2 主成分，為次要消費因子，在衣著、醫療保健有較大的載荷，所以第2 主因子可視為各地區城市居民在這2方面的消費指標，可命名為生存型因素。如受此影響的地區多為北方省市，可分析為氣候因素的影響。
從二維的旋轉空間的成分圖可以明顯的看到各個消費要素間的類屬關系，可以看到主消費因子和次消費因子非常靠近兩個因子的坐標軸，表明用兩個因子刻畫消費要素效果非常好，信息丟失較少，達到了我們綜合消費要素，減少解釋變量的目的，使得提前的因子含義清晰，有利于我們對消費要素進行歸類進行分析解釋：
表4
2個因子能解釋的方差分別為5.640（70.494 ％），1.155（14.440 ％），因此這2個主因子能說明總情況的84.935％。8個變量標準化后（不受各變量的不同量綱的影響），最后各變量X1～X8相對應的共性值之和分別為0.916，0.854，0.744，0.783，0.843，0.892，0.926，0.835，除居住外均大于0.75，所以這些變量對各地區城市居民消費結構的分析具有很強的說服力。
根據標準化數據，分別計算各地區城市主要、次要消費因子得分，以各因子方差貢獻率作權重進行加權匯總，得出各地區居民消費水平綜合評價得分并排名，表中因子得分情況及其正負僅表示該省市與平均水平的相對位置，并不說明該省市的居民消費發展水平為負。
綜合評價排名V=0.704 * F1+0.144 * F2
2.1.2.1我國區域居民消費水平排序及解釋（由于篇幅限制，在這里只列取前10位）
表5：全國各省市居民消費因子得分及排名表
地區
F得分
F1排名
F2得分
F2排名
綜合得分
綜合排名
上海
3.34231
1
0.44751
7
2.42
1
廣東
2.23941
2
-0.75061
9
1.47
2
北京
1.32859
4
2.06475
1
1.23
3
浙江
1.35439
3
0.58846
6
1.04
4
福建
1.13345
5
-0.98121
10
0.66
5
天津
0.69190
6
1.05934
2
0.64
6
江蘇
0.59168
7
-0.05948
8
0.41
7
遼寧
-0.02806
8
0.61654
5
0.07
8
山東
-0.17779
9
0.84007
4
0.00
9
重慶
-0.19444
10
0.88520
3
-0.01
論文關鍵詞：收入,消費,協整檢驗,誤差修正模型
一、引言
收入與消費的關系狀況，對于制定宏觀經濟政策有著十分重要的意義。因此關于居民收入與消費
的關系一直都是經濟學家們長期關注和研究的問題。國外學者對于收入與消費問題的種種理論，雖然觀點上迥然不同,但均強調了收入對消費的決定作用,即認為消費是收入的函數,如凱恩斯(Keynes)的絕對收入消費函數；杜森貝里(Duesenberry)相對收入假說下的短期消費函數；庫茲涅茲（Kuznets）的長期收入函數；弗里德曼(Friedman)的持久收入消費函數。直到20世紀80年代戴維森(Davidson)等人運用協整技術，通過誤差修正機制將收入與消費的長期均衡和短期波動反映到模型中，從而將消費函數帶入了一個新的領域。近年來，國內學者以這些消費函數理論為基礎，以協整技術和誤差修正模型為計量方法，結合我國實際進行了實證研究，如秦朵建立了中國居民總消費的誤差修正模型，得出1952-1987年居民消費與總收入之間存在較固定的比例關系。同時國內一些學者也對我國農村居民的收入與消費關系進行了初步探討，于俊年分析了農村消費需求狀況，并分別按不變價和現價對農村居民消費與收入進行了實證分析，分析結果表明，農村居民消費與收入之間存在很強的相關性；許韶杰建立了消費函數模型，并實證分析了我國農村居民收入與消費的均衡關系，認為我國農村居民消費水平受現期收入水平影響大，且兩者的修正機制對消費行為具有很強的矯正作用。關于消費和收入之間關系研究的成果比較多，但是多數都是偏好于宏觀研究，即較多地偏重于全國范圍的總體研究，對某一特定區域的農村居民收入與消費的相互關系的研究偏少。因此，本文以遼寧省為例，運用協整理論和格蘭杰因果檢驗，對農村居民收入與消費的關系進行探討，以期發現內在規律，為政府制定政策提供參考。
二、基于協整與誤差修正模型的分析
(一)變量、數據的選取和處理
本文的實證研究涉及反映農村居民收入和農村居民消費兩項統計指標，為排除人口總量和結構變化的影響，選取平均指標作為變量進行計量分析，以遼寧省農村居民家庭人均年純收人(AY′)為解釋變量，農村家庭平均每人年消費性支出(AC′)為被解釋變量。其中，農村居民家庭人均年純收人是指農村常住居民家庭總收人中，扣除從事生產和非生產經營費用支出、可直接用于農村居民進行生產性、非生產性建設投資、生活消費和積蓄的那一部分收人；農村家庭平均每人年消費性支出指農村居民用于物質生活和精神生活方面的支出，包括食品、衣著、居住、家庭設備用品及服務、醫療保健、交通和通訊、文教娛樂用品及服務、其他商品和服務類消費支出。
本文選取的原始數據來自《遼寧統計年鑒》，考慮到改革開放初期農民收人超常增長的特殊性，不選擇1978-1983年數據分析，僅對1984-2009年的時間序列數據進行分析。為消除價格因素對時間序列數據的影響，取《中國統計年鑒》中“農村居民消費價格指數(1984年=l00)”對AY′和AC′進行平減，得到實際的農村居民人均年純收入(AY)和農村居民人均生活消費支出(AC)。為消除時間序列中存在的異方差，對兩數列進行自然對數變換，記為LnAY和LnAC。
(二)變量的平穩性檢驗
在進行協整檢驗之前，必須確定每個序列是否為單整序列，即要進行單位根檢驗。如果序列不存在單位根，則序列為平穩序列；反之，序列為非平穩序列，對非平穩序列隨機變量進行計量分析時會出現偽回歸的現象。單位根檢驗的方法主要有Dickey-Fuller(DF)檢驗、增廣DF(即ADF)檢驗和Phillips-Perron(PP)檢驗。DF檢驗所設定的模型需要假設隨機誤差項不存在自相關，而ADF檢驗則能夠處理隨機誤差項存在自相關的情況。因此，本文利用Eviews7.0計量軟件采用ADF方法來檢驗各個指標變量的平穩性，并確定其單整階數，檢驗結果見表1。從檢驗結果看，在10%的顯著水平下，遼寧農村居民收入與消費的對數序列是非平穩序列，而其差分序列在1%的水平下平穩，且均為I(1)序列。
表1 1984-2009年遼寧省農村居民收入與消費數據的ADF檢驗結果
變量
檢驗類型
ADF值
1%臨界值
5%臨界值
10%臨界值
結論
LnAY
（C,T,1）
-2.330474
-4.3942
-3.6118
-3.2418
非平穩
LnAC
（C,T,1）
-1.589616
-4.3942
-3.6118
-3.2418
非平穩
LnAY
（c,0,0）
-4.104672*
-3.7343
-2.9907
-2.6348
平穩
LnAC
（c,0,0）
-4.571676*
-3.7343
-2.9907
國民經濟核算的論文范文一：國民經濟核算
[摘要]中國處于世界經濟大形勢之下,所以為了更加完善的認識中國居民消費的現狀及其存在問題,我們通過居民消費水平的國際比較、支出法核算的三大需求對GDP的影響等分為三個方面分析中國居民消費問題并提出合理有效的解決方法。
[關鍵詞]國民經濟核算;居民消費;三大需求
首先,從GDP的國際比較入手,在匯總《中國統計年鑒》2001―2010年的數據后,分析中國與世界主要國家之間的差距(見下圖)。
2001―2010年各國GDP比較
從GDP數值方面分析,中國GDP的總體走勢是上升的,但是同經濟大國美國同期比較,雖然在增長幅度上占優勢,但是總數值仍有極大的差距需要跨越;不可否認的是中國仍是全世界GDP強國,尤其在2009年經濟危機的時候,在世界平均GDP負值的情況下,我國仍然保持了92%的同期增長率。由上圖可以看出,中國的GDP的發展情況與世界各國相比較仍處于比較靠前的位置,我國2005年GDP首次超過英國,成為僅次于美國、日本和德國的全球第四大經濟體。而且通過GDP增長率分析可以看出,中國GDP在2001年到2007年一直處于快速增長階段,但是,我們不得不理智地看待這個問題,自2008年開始,中國的GDP增長率開始下跌,雖然與其他國家相比仍處于優勢,但是我們應當正視問題,從中找出原因來。
我國想要繼續擴大GDP,加速國內經濟發展,改善居民生活質量,就要從宏觀的方面看待這件事情。受金融危機沖擊,美歐發達國家消費需求大幅下降,直接影響到中國的出口增長,中國經濟增長轉向國內投資與消費需求的支撐,國際社會更對中國消費需求寄予厚望。與此同時,中國人均GDP正式邁入3000~6000美元階段,這也成為推動社會、經濟結構轉型的關鍵因素。但是,如何轉型為以內需為主導的可持續發展模式,我們仍需借鑒有關國家擴大消費的政策經驗與教訓,厘清各種認識誤區和政策取向。所以,居民消費低已經成為中國不容忽視的問題所在,以下,我們就從不同方面分析居民消費問題。
1居民最終消費占GDP比重
我國居民消費低于世界平均水平。國際對比分析顯示,現階段我國居民消費水平較低、增速較慢、消費能力較弱,消費結構有待優化升級。
2008年我國居民最終消費率為353%,不僅低于世界平均水平,也低于低收入國家平均水平。而且,比較突出的問題是,我國居民消費規模較小、增長緩慢。我國居民消費支出總量在世界的位次要低于GDP總量的國際地位,增速要慢于GDP的增速。
自1995年以來,各國的居民最終消費率平均水平一直保持在55%~57%,美國的最終消費率則保持在60%以上,并在2001年后上升至70%以上;與中國同處亞洲地區的日本,其居民最終消費率也保持在50%~70%的水平。而中國的居民最終消費率則始終處于低迷水平,長期停留在50%以下,并自2004年起降至40%以下。
中國居民消費率不僅低于發達國家水平,而且其發展趨勢也與其他國家相左。各國居民消費率均保持平穩甚至小幅上升的態勢,整體居民消費率也保持平穩;而中國居民消費率水平則從2000年起步入下降通道。與發達國家相比,中國居民消費呈現出水平低,同時發展趨勢向下的特征。
2居民可支配收入占GDP比重
中國的GDP即使已成為世界第四,但我國人口眾多,普遍收入不高,且巨大的收入差距是眾所周知的一個嚴重問題,所以有效市場規模也就大打折扣。20世紀90年代中期以來,收入差距對需求的影響引起了我國社會各界的普遍關注。收入差距是影響市場需求規模的重要因素。
在最終分配中,居民消費傾向低、儲蓄傾向高的現象十分明顯。經過收入再分配以后,2005年居民可支配收入占GDP比重為594%,但仍低于主要發達國家。在居民可支配收入中,我國居民消費和儲蓄比重分別為644%和356%,而主要發達國家居民消費占可支配收入比重在80%以上,美英等國家更是達到了95%的消費比重,差距十分明顯。
各階層之間、城鄉之間居民收入差距過大抑制消費支出。由前述我國居民消費水平分析可知,我國城鄉居民收入差距較大,對居民消費的增長也有極大的影響。
3三大需求對GDP增長的平均貢獻率和拉動
現階段我國的收入分配機制也存在著較大的問題,中國的收入差距已經擴大到相當嚴重的程度,城鄉之間的一道道資金、市場、技術、勞動力等壁壘,阻礙了生產要素在城鄉之間的交流,并影響了整個國民經濟的協調發展。一方面,農產品市場難以擴張,農業生產難以持續增長,農民收入的增加受到嚴重影響;另一方面,農村消費品市場與城市消費品市場的等級在不斷拉大,農村需求結構得不到提升,必然影響與需求有關的供給結構。三大需求對GDP增長的平均貢獻率和拉動的中美比較對GDP增長的
貢獻率%對GDP增長的拉動
(百分點)最終消費資本形
成總額凈出口最終消費資本形
成總額凈出口GDP
年均
增長
率%中國3920398021004604602401170美國80702980-980240100-030320
如上表所示,在初次分配方面,勞動者所得偏低、企業所得偏高的問題比較突出。2005年,我國勞動者報酬占GDP的比重為417%,明顯低于發達國家,美國、日本、英國、法國、德國在50%~57%。營業盈余占GDP比重為296%,明顯高于主要發達國家;固定資產折舊比重為15%,低于日本,高于美國、英國、法國;生產稅凈額比重為136%,低于韓國,高于美國、日本、英國和德國。且由上表可明顯看出,我國與美國的最終消費所占GDP比重仍有相當大的差距。
4結論
綜合分析來看,制約我國居民消費的因素很多,既有經濟發展水平因素,也有發展戰略因素;既有結構性因素,也有體制和機制因素。應注重短期刺激和長期調整政策相結合,通過提高居民收入、調整消費結構、加大民生工程投資力度以及改革分配機制、縮小收入差距、完善社會公共服務體系等綜合措施,充分挖掘我國居民消費潛力,提高居民消費對經濟發展的拉動作用,推進我國經濟發展階段的跨越性轉變。
參考文獻:
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國民經濟核算的論文范文二：森林綜合核算納入國民經濟核算的意義
摘要 將森林核算結果納入國民經濟核算，目的是在傳統經濟核算中對森林的處理方法加以擴展，對森林及其在經濟社會發展中的貢獻做更加全面的整體評價。
關鍵詞 森林 綜合 核算
在支撐當今經濟社會可持續發展的物質、文化和生態等三大類產品中，生態產品已成為社會最短缺、最急需和大力發展的產品，提高生態產品的供給能力已成為林業部門極為重要、艱巨和迫切的任務。因此，必須及時開展森林價值及綠色國民經濟核算研究，客觀地評價，林業為國民經濟發展和人民生活提高所做出的貢獻，準確地反映森林資源的變化和經濟發展對森林資源的影響，反映森林資源對可持續發展的支撐力，為國家制定促進森林資源可持續發展的政策提供科學依據。
將森林核算結果納入國民經濟核算，目的是在傳統經濟核算中對森林的處理方法加以擴展，對森林及其在經濟社會發展中的貢獻做更加全面的整體評價。森林綜合核算的內容包括兩個部分，第一是要對森林自身的價值進行核算，要將其包含在國民財富之中，第二是要對森林所提供的產品與服務，即森林的產出進行綜合核算，并嘗試與國內生產總值銜接起來。
一、森林總價值與國民財富
森林是一個國家所擁有自然資源財富的重要組成部分，因此有必要核算森林的總價值即森林的存量價值，并將其納入國民財富。
1.森林總價值核算
原則上，森林總價值應該是森林所具有的全部功能的價值，包括提供物質產品的功能價值和提供生態服務的功能價值。但是，從目前核算所能夠實現的程度看，森林存量價值主要是指林地和林木價值總和。
2.森林總價值對國民財富總量的調整
現有國民經濟核算中，國民財富的核算對象是各種所有權確定、可以為其所有者在目前以及一定時期內帶來經濟收益的經濟資產，其中包括各時期生產活動產出成果被積累起來形成的生產資產，以及一部分符合經濟資產定義的非生產資產;而且，核算中以市場價格作為財富的基本估價原則，核算的是各種資產的市場價值。就森林主題而言，上述基本原則會在兩個方面導致無法在國民財富中體現森林的重要性。第一，從內容而言，一般來說，人工林屬于生產資產，可以包括在國民財富核算范圍內，但天然林卻有可能因為不符合經濟資產的定義而被排除在國民財富范疇之外，即使包括在其中，也會僅僅作為非生產資產，與作為生產資產的森林割裂開來;第二，從估價方法而言，側重于經濟價值的估價原則無法體現森林的生態功能價值。因此，要在國民財富核算中顯示森林的重要性，需要在核算方法上做以下改進：第一，擴展核算范圍，使之包括所有森林;第二，將屬于生產資產的森林和屬于非生產資產的森林合并在一起，創建完整的森林資產概念;第三，延伸經濟價值，使之包括森林的生態功能價值。
二、森林產出與國內生產總值
森林功能的實現在于它為人類和經濟體系提供了巨大的不可替代的產出，特別是森林生態系統服務。本項目研究創新性地提出并定義了森林產出概念，并嘗試將其與反映國民經濟最終產出的國內生產總值銜接起來。
1.森林產出的定義
森林產出是指依托森林和林木形成的產出，主要包括兩個組成部分，一是為國民經濟提供的森林物質產品，二是為社會提供的森林生態服務。
森林產出沒有全部包括在現行國民經濟核算的范圍之中。按照國民經濟核算原理，產出代表經濟生產活動成果，一般是指物質產品產出以及通過市場提供給他人使用的服務產出。據此，森林生態服務不能作為經濟產出，除非這些生態服務通過市場實現了其服務價值，比如通過森林旅游業實現的森林景觀價值;當期林木自然生長也因為無法獨立計算其產出量及價值而排除在外，只是籠統地用育林和森林維護活動中的成本投入作為產出替代。
即使是已經包括在其中的部分，森林產出也沒有作為林業產出加以核算。在現行的國民經濟行業分類中，由于林業與其他部門之間的職能分工，相當一部分依托森林和林木形成的物質產品產出沒有作為林業產出看待，而是被歸納到農業、畜牧業以及工業等部門產出統計之中了，比如各種干鮮林果、森林花卉、林間養殖等等。
可以說，森林產出是一個突破了現有經濟活動產出計量的概念，相當于大林業(林業及其他相關產業)計算的初級林產品產出與森林生態服務產出的總計。
2.將森林產出與國內生產總值銜接
國內生產總值(GDP)是衡量一個時期國民經濟生產最終產出成果的指標，在經濟管理中發揮著核心指標的作用。由于現行國民經濟核算沒有全面地反映經濟與資源環境之間的關系，國內生產總值在反映現實經濟活動成果方面具有很大局限性，綠色國民經濟核算的目標之一就是要將資源環境因素納入核算，實現國內生產總值的調整，得到所謂綠色GDP。
結合森林主題看，所謂GDP總量調整應該包括以下兩個方面：
(1)將當期對森林資源的耗減價值作為經濟活動成本從GDP中扣減，得到經濟資源耗減價值調整的國內生產總值，這是對GDP做減法。一般地，作為扣減項的資源耗減價值是指凈耗減，即林木資源采伐量與其自然生長量抵減后的凈變化，如果該凈變化非負，即可認為不存在森林資源耗減，森林發展是可持續的。
(2)將森林提供的、沒有被國民經濟核算所認可的生態服務產出作為與經濟產出并列的組成部分，嘗試作為加項納入GDP。
消費與 投資 、出口并列為驅動經濟增長的三大需求，構成社會總需求，其中消費需求占總需求的最大比重。根據消費需求主體的不同，消費又可以分為 農村 居民消費、城鎮居民消費、政府消費，農村居民消費與城鎮居民消費合稱為居民消費，因此，分析我國居民消費傾向要減去政府的消費支出。所謂消費傾向，是指消費與收入的比率，某一時期內消費量與居民可支配收入的比率稱之為平均消費傾向，而某一時期內消費增量與居民可支配收入增量的比率稱之為邊際消費傾向。改革開放以來，我國消費率（消費需求占GDP的比重）呈下降趨勢，分析居民的消費傾向問題可以找出消費率下降的原因，為刺激國內消費需求、轉變經濟增長方式提供依據與對策。
一、我國消費率的變化趨勢
二、我國居民消費傾向的變化趨勢
Yd=Y－T
Yd/Y+ T/Y=1
Ac=C1/Yd
Mc=ΔC1/ΔYd
由此可以用式子表示消費率與消費傾向之間的關系：
C/Y= Ac ·Yd /Y+C2/Y
上式表明，消費率受Ac和Yd /Y以及C2/Y的影響，其中Yd /Y是居民可支配收入與國民收入的比率（一般我們也把GDP稱做國民收入），T/Y是 財政 收入占國內生產總值的比重，這兩個比率的大小反映了國民收入在政府與居民之間的分配狀況。
三、我國居民消費傾向下降的原因
宏觀 經濟學 對居民消費行為的研究大體上經歷了三個階段。第一階段是凱恩斯的絕對收入假說，凱恩斯認為，在短期內，消費者的消費主要取決于現期絕對收入的多少，收入增加，人們的消費也會增加，但是消費的增加慢于收入的增加，即邊際消費傾向遞減。而對于邊際消費傾向為什么遞減，凱恩斯用人們節儉的天性來解釋。第二階段是莫迪利安尼的生命周期假說、弗里德曼的持久收入假說以及杜森貝利的相對收入假說。生命周期假說認為理性的消費者會根據他一生的全部預期收入來安排消費支出，因此消費不是取決于個人現期收入的多少，而是取決于其一生的收入。弗里德曼則認為個人的收入可以分為持久收入和暫時收入，持久收入是穩定的、長期的收入，暫時收入是不穩定的、偶然的收入，因此他認為決定人們消費的是持久收入，而非暫時收入。杜森貝利的相對收入假說認為，消費者的消費支出不僅受自身現期收入的影響，而且受周圍人群的消費行為和自己過去收入和消費水平的影響。第三階段是霍爾的隨機游走假說以及流動性約束假說、 預防 性儲蓄假說等等。
居民消費的形成和變動主要是消費者根據自身的經濟收入和消費偏好以及商品價格自主選擇的結果，居民消費傾向反映了消費者的消費 心理 和意愿，影響居民消費傾向大小的因素很多，消費者的收入預期、支出預期和自主偏好等等都會影響到居民消費傾向。
根據以上分析，要提高我國消費支出占GDP的比重（消費率），實現由投資驅動型的經濟增長向消費拉動型的經濟增長方式的轉變，必須采取有效措施提高我國居民的消費傾向。筆者以為，以下措施是切實可行且有效的。
1.生產總值構成變動分析。最終消費、資本形成總額、貨物和服務凈出口是經濟增長的拉動力，同時是計算支出法生產總值的三要素,其中最終消費一直在我國生產總值中所占比重最大，在經濟增長中貢獻率最大。1978年甘肅省生產總值為64.73億元， 2007年為2702.40億元;消費率1978年為66.62％，2007年為59.78％,說明最終消費是拉動經濟增長的最重要動力，因此實證分析甘肅省居民消費變動及其對經濟影響作用有一定實際意義。
2．最終消費情況分析。最終消費由居民消費和政府消費兩部分組成，甘肅省最終消費支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據《甘肅統計年鑒》數據計算居民消費支出一直占據最終消費支出大部分的比例，穩定在70％以上。
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=0.873 D.W.=1.212 F=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=0.997 D.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：
[1]彭勁松:重慶市經濟增長中消費與投資貢獻度分析[J].重慶大學學報（社會科學版），2004，（4）；7～10
論文關鍵詞：時間序列，ARIMA模型，居民消費價格指數
1 引言
居民消費價格指數(CPI)是用來測定一定時期內居民支付所消費商品和服務價格變化程度的相對數指標，它既是反映通貨膨脹程度的重要指標,也是國民經濟核算中縮減指，這一指標影響著政府制定貨幣、財政、消費、價格、工資、社會保障等政策，同時，也直接影響居民的生活水平及評價[1]。居民消費價格指數反映的市場價格信號真實，帶動價格輿論導向正確，有利于改善價格總水平調控。首先，它有利于維護正常的經濟生活和市場價格信息秩序。其次，有利于引導消費形成合理的消費價格，促進有效需求。目前，醫療、教育、交通等壟斷行業價格上漲過快，導致居民大量增加儲蓄，使正常消費受到壓抑，消費結構變形，影響經濟增長。再次，它有利于綜合運用價格和其他經濟手段，實現價格總水平調控目標。所以，對該指標的分析與預測是非常有意義的工作。
2 ARIMA模型的表現形式
ARIMA時間序列預測方法的基本思想是：預測一個現象的未來變化時，用該現象的過去行為來預測未來，即通過時間序列的歷史數據揭示現象隨時間變化的規律，并將這種規律延伸到未來，從而對該現象的未來做出預測。ARIMA模型是一種比較成熟的時間序列模型，主要有三種基本形式：自回歸模型（AR：Auto-regressive），移動平均模型（MA：Moving-Average）和混合模型（ARIMA：Auto-regressiveMoving-Average）。
2.1自回歸模型AR（p）
AR（p）模型的預測方式是通過過去的觀測值和現在的干擾值的線性組合預測，自回歸模型的數學公式是：
其中：參數 c 為常數；f1, f2 ,…, fp 是自回歸模型系數；p為自回歸模型階數；et 是均值為0，方差為s 2的白噪聲序列。
AR（p）模型的意義在于僅通過時間序列變量的自身歷史觀測值來反映有關因素對預測目標的影響和作用，不受模型變量相互獨立的假設條件約束，所構成的模型可以消除一般回歸預測方法中由于自變量選擇、多重共線形等造成的困難。
2.2移動平均模型MA(q)
MA模型的預測方式是通過過去的干擾值和現在的干擾值的線性組合預測，移動平均模型的數學公式是：
其中：參數 m 為常數；參數q1 ,q2 ,…, qq是 q 階移動平均模型的系數；et 是均值為0，方差為s 2的白噪聲序列。
MA(q)模型用過去各個時期的隨機干擾或預測誤差的線性組合來表達當前預測值，AR(p)的假設條件不滿足時可以考慮用MA(q)形式。MA(q)總是滿足平穩條件，因為其中參數取值對時間序列的影響沒有AR模型中參數P的影響強烈，即較大的隨機變化不會改變時間序列的方向。
2.3 ARIMA（p,q）模型
自回歸模型和移動平均模型的組合就構成了用于描述平穩隨機過程的自回歸移動平均模型ARIMA，數學公式為：
特殊情況下，q=0，，模型即為AR（p），p=0，模型即為MA（q）。
2.4模型對比
AR（p），MA（q），ARIMA（p，q）等模型在工程技術，社會經濟等建模分析中起著非常重要的作用。
AR（p），MA（p），ARIMA（p，q）都是有限參數線性模型，只要確定出有限個參數的值，模型就完全確定、由于都是線性模型，用它們來對數據進行擬合，考察數據內在的統計特征以及做最佳預測時數學上的分析處理都比較方便。AR（p）模型的偏自相關函數是以P步截尾的，自相關函數拖尾。MA（p）模型的自相關函數具有q步截尾性，偏自相關函數拖尾。這兩個性質可以分別用來識別自回歸模型和移動平均模型的階數。ARIMA（p，q）模型的自相關函數和偏相關函數都是拖尾的。
注意AR（p）和MA（q）之間具有對偶性。如MA（1）的自相關函數在一個實滯（k=1）后中斷，而AR（1）的自相關函數呈指數衰減到0。相反，MA（1）的偏自相關函數呈指數衰減到0，而AR（1）的偏自相關函數在一個實滯（k=1）以后中斷。對于一般的自回歸和移動平均過程都近似地存在這種對偶性。序列的這些特性被用來識別模型。
三種平穩時間序列ARIMA性質比較如表1所示：
表1 ARIMA模式比較
模型
AR(p)
MA(q)
ARIMA(p,q)
相關性系數
拖尾
截尾
拖尾
偏相關性系數
截尾
論文關鍵詞：四川省,城鎮居民,體育消費,需求
1 四川省市居民體育消費需求的多元化特征分析
1.1 四川省城鎮居民體育消費需求的經濟基礎
自改革開放以來，四川省社會經濟迅速發展，據四川省市省統計局調查數據顯示：2008年城鎮居民人均可支配收入達12789元，人均生活消費支出為10302元 [1]。國民經濟穩步發展有力地保證了全省各項事業的發展，城鎮居民收入得以增加，生活水平得到改善，消費目標向娛樂、精神消費轉移，體育消費也逐年增長。伴隨著全民健身活動的開展，花錢買健康已成為眾多城鎮居民特別是體育健身娛樂消費者的一種共識。
1.2 體育消費動機
消費動機是誘發和維持人們進行體育消費以達到個人對體育需求目的的內在動力。體育消費行為則是這種內在動力的結果[2]。通過對四川省各年齡組城鎮居民進行體育消費動機調查結果統計發現，四川省城鎮居民進行體育消費動機的排序依次為：身心健康動機；休閑娛樂動機；調整心情動機；健美體形動機；社會交往動機；體驗樂趣動機。其中，前四項平均選擇率達到86．92％ 。這一點充分說明城鎮居民的思想進步，思維活躍，體育消費動機和態度是積極的，這種積極態度將為全面健身計劃實施、參與體育的人口增加及誘發體育消費和促進體育市場發展奠定基礎。
1.3 體育健身消費動機水平的比較
四川省城鎮居民在體育消費動機水平上也存在明顯差異，其一，男性的休閑娛樂動機和健美體形動機明顯高于女性，且消費價值觀也存在性別差異。其二，不同年齡群體在健身娛樂消費的金額上明顯不同，中青年群體明顯高于老年群體，老年群體更講究消費需求的實效性，他們進行體育消費主要是追求健身效果， 自娛自樂，并不存在多少貨幣支付行為，而中青年群體既追求健身效果，同時也追求娛樂休閑。其三，不同職業和文化程度在體育健身娛樂消費價值量上也存在差異。
2 四川省城鎮居民體育消費形式與特點分析
從居民的體育消費形式上來看，24～45歲城鎮居民消費比例較其他年齡段要高， 首先是體育實物消費，實物型體育消費是指人們在參與體育活動中消耗的實物產品。其次是體育信息消費，是指人們購買體育類期刊、書報或觀看各種體育比賽、表演等所進行的消費，這類消費正逐漸上升。最后一類是觀賞型體育消費，觀賞型體育消費增長較快，消費比例居中。隨著經濟的發展，運動水平的提高，觀賞型消費支出會增大。四川省的體育消費支出從整體排名來看，處于中上水平，高出全國水平，處于西部領先水平[3]。隨著社會經濟的發展，城鎮居民的體育消費需求進一步加大，四川省體育消費市場將會展現出更大的潛力。
3 對四川省體育消費市場發展的思考
3.1 以城鎮居民體育消費選擇和能力為立足點開發體育市場調查表明，四川省城鎮居民體育消費行為和消費能力存在明顯的消費主體特征，體育論文范文根據年齡、性別、收入、職業和生活水平消費的城鎮居民依其體育消費動機和消費承受能力對體育服務產品消費做出切合實際的選擇，因此，開發與之相適宜的體育消費市場，不斷推出符合各類消費群體需求的產品以滿足居民日益增長的體育消費需求，并根據區域性經濟發展水平，確定體育市場的走勢。
3.2 培養體育市場消費主體，強化群眾體育消費意識和行為。體育人口、體育消費需求和體育消費水平是決定體育市場大小的三個基本要素，因此，努力培養體育市場的消費主體，積極倡導和鼓勵群眾進入體育市場參與體育消費。在不斷開發多樣性體育市場、提高體育物質產品引發居民體育消費欲望的同時，配合各種媒體宣傳以強化城鎮居民體育消費意識和行為。
3.3 加大體育健身娛樂市場和競賽表演市場的開發力度
體育娛樂健身市場和競賽表演是體育產業的核心市場。重點開發強身健體、歡度余暇、愉悅身心和體育康復等健身保健市場；體育競賽表演市場也應重點開發那些進入職業化管理且競技水平高的、觀賞性極佳的各類競賽項目，在此基礎上逐步開發社會體育活動競賽市場和商業性競技市場，以高品質服務吸引消費者進入該類體育市場。并且不斷完善體育市場體系，加強對體育市場經營、管理專門人才的培養。
4 結論與建議
(1) 四川省經濟持續穩定發展使城市居民收入逐年增長，不僅使居民消費支出連年增加，而且有一定剩余，為體育消費奠定一定的基礎。
(2) 強身健心、防病治病、休閑娛樂是四川省市城市居民消費的主要動機。
(3) 中青年是四川省市體育消費的主要群體，24～45歲居民消費比例較其他年齡段要高。城鎮居民體育消費支出水平從整體排名來看，處于中上水平，高出全國水平，處于西部領先水平。
(4) 四川省城鎮居民體育消費水平普遍偏低，呈兩頭高，中間低的發展態勢，隨著社會經濟的發展，信息消費和參與消費將會有很大的提高。
(5) 加快體育產業發展，加強體育消費的宣傳力度，并加強四川省體育娛樂健身市場和競賽表演市場發展，為我市居民提供良好的消費條件。
(6) 加強宣傳與體育消費引導，引導人們合理支配時間，拉動體育消費。運用價格杠桿，刺激中低收入者體育消費需求，創新體制機制，加快體育產業發展。
參考文獻：
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[2] 肖沛雄．論體育市場和大眾傳播[J]．體育科學，2001(21) 5-8．
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