時間：2022-10-19 16:34:35
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創(chuàng)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(nèi)容能成為您創(chuàng)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(jīng)濟發(fā)展迅速，城鄉(xiāng)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(jié)構(gòu)也發(fā)生了顯著變化。本文對重慶市城鎮(zhèn)居民從1997年到2013年的消費結(jié)構(gòu)進行分項分析，從數(shù)據(jù)分析中得出存在的問題，并提出對策建議。
二、重慶市城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)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(zhèn)居民人均可支配收入、人均消費支出和各項消費支出的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)顯示，重慶市直轄以來，城鎮(zhèn)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(zhèn)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(zhèn)居民的生活水平得到了迅速提高。
（二）消費結(jié)構(gòu)分析
根據(jù)歷年的《重慶統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)計算得出城鎮(zhèn)居民消費支出類的各項結(jié)構(gòu)如表一：由上表的數(shù)據(jù)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(zhèn)居民將收入的大部分依然用于購買食品，食品支出絕對數(shù)額呈現(xiàn)逐年上升的趨勢，但是食品支出比重卻是呈現(xiàn)波動態(tài)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(shù)，是國際上通用的反映居民消費結(jié)構(gòu)和質(zhì)量的指標。根據(jù)國際上對于恩格爾系數(shù)的通用衡量標準：恩格爾系數(shù)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(zhèn)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(zhì)量、高水平的原因，食品消費趨向多樣化，側(cè)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(shù)額來看，這些年衣著消費額快速增加。（3）家庭設(shè)備用品的支出比重趨于穩(wěn)定，歷年來都在7%上下浮動。家庭設(shè)備用品是每個家庭必須的，且市場發(fā)展已經(jīng)比較成熟，大型家電消費又以更新?lián)Q代為主，因此家庭設(shè)備支出比重變化不大。（4）醫(yī)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(zhèn)居民在醫(yī)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(zhèn)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(zhèn)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(cè)面反映出這些用品的巨大市場潛力。另一方面，醫(yī)療保健項的支出增加也與我國的醫(yī)療制度改革密切相關(guān)。（5）交通和通訊消費比重呈現(xiàn)較快的增長趨勢。交通和通訊消費是衡量生活現(xiàn)代化程度的一個重要標志，是現(xiàn)代高科技消費對生活滲透的主要領(lǐng)域。重慶市城鎮(zhèn)居民此項指標增長迅速，說明重慶城鎮(zhèn)居民的生活現(xiàn)代化程度快速提高，發(fā)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(nèi)交通情況大幅改善，市政建設(shè)逐步完善，加之近年來市內(nèi)軌道交通的大力發(fā)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(wěn)定。兩項消費支出的絕對數(shù)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(zhèn)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(zhèn)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(huán)境的消費支出有所下降，房地產(chǎn)市場穩(wěn)步合理發(fā)展。
三、存在的問題
盡管直轄以來重慶市城鎮(zhèn)居民生活水平得到大幅度提高，但是由于受到收入水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(shù)據(jù)可以看出，雖然重慶市城鎮(zhèn)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(fā)達國家相比仍然偏大。早在1993年美國恩格爾系數(shù)就已下降到11.4%，而2013年的全國城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)也才35%，重慶還未達到全國城鎮(zhèn)居民的平均水平。因此重慶市城鎮(zhèn)居民食品消費支出比重仍有很大的下降空間。第二，醫(yī)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(yī)療保健、交通和通訊以及居住這些消費現(xiàn)在均由居民個人承擔(dān)。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(zhèn)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(shù)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(jù)西方經(jīng)濟學(xué)理論消費支出與人均可支配收入呈現(xiàn)高度正相關(guān)關(guān)系。近年來不同消費群體的收入差距加大，導(dǎo)致消費差距擴大，市場消費分散化、層次化明顯，進而導(dǎo)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(xié)整檢驗與VAR模型的設(shè)定
1.1協(xié)整檢驗根據(jù)以上分析，本文采用基于VAR的johansen協(xié)整檢驗對LRC、LRI和UR三者進行協(xié)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(shù)為4，協(xié)整檢驗結(jié)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(xié)整關(guān)系。由方程（1）可知，時間序列LRC、LRI、UR之間存在長期均衡關(guān)系，城鎮(zhèn)化水平的發(fā)展、農(nóng)村居民收入的提高對農(nóng)村居民的消費有正向的刺激作用。
1.2VAR模型的設(shè)定經(jīng)濟理論往往不能為經(jīng)濟變量之間的動態(tài)關(guān)系提供一個嚴格的定義，使得在解釋變量過程中出現(xiàn)一個問題，即內(nèi)生變量應(yīng)該出現(xiàn)在方程的哪邊。VAR模型基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)，把每個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，就避免了結(jié)構(gòu)方程中需要對系統(tǒng)每個內(nèi)生變量關(guān)于所有內(nèi)生變量滯后值的建模問題，在預(yù)測變量之間的動態(tài)關(guān)系中比傳統(tǒng)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(shù)選擇根據(jù)AIC和SC取值最小的準則，經(jīng)過反復(fù)試驗，滯后階數(shù)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(jié)果來看，模型的對數(shù)似然函數(shù)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?shù)乃缴希砻髂Ｐ驼w效果不錯。為了檢驗得到的VAR(5)模型的穩(wěn)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(tǒng)中所有根的模的倒數(shù)小于1，即位于單位圓內(nèi)，得出的VAR系統(tǒng)是穩(wěn)定的。
2脈沖響應(yīng)與方差分解分析
2.1脈沖響應(yīng)分析建立了VAR模型，模型系統(tǒng)中的系數(shù)非常多，如果考慮整個VAR系統(tǒng)中的互動關(guān)系，單個系數(shù)往往只反映了一個局部的函數(shù)關(guān)系，并未能夠捕捉全面復(fù)雜的動態(tài)過程。基于本文建立的VAR模型是穩(wěn)定的，因此，采用cholesky分解方法得到正交化的脈沖響應(yīng)函數(shù)，建立與VAR相關(guān)的脈沖響應(yīng)分析，借此全面地反映各個變量之間的動態(tài)關(guān)系。圖2、圖3分別顯示了農(nóng)村居民消費對農(nóng)村居民收入和城鎮(zhèn)化率的隨機誤差項一個標準差沖擊的響應(yīng)函數(shù)。橫軸表示了脈沖響應(yīng)沖擊的作用的滯后期數(shù)，滯后期設(shè)定為20年；縱軸表示農(nóng)村居民消費的變化，實線代表響應(yīng)函數(shù)的計算值，虛線為響應(yīng)函數(shù)值正負兩倍標準差偏離帶。圖4、圖5分別顯示了城鎮(zhèn)化率對農(nóng)村居民消費和農(nóng)村居民收入的隨機誤差項一個標準差沖擊的響應(yīng)函數(shù)。橫軸表示圖2、圖3；縱軸表示城鎮(zhèn)化率的變化。圖6表示了農(nóng)村居民收入對城鎮(zhèn)化率的隨機誤差項一個標準差沖擊的響應(yīng)函數(shù)，縱軸是農(nóng)村居民收入的變化。首先我們分析農(nóng)村居民消費對農(nóng)村居民收入和城鎮(zhèn)化率的響應(yīng)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(nóng)村居民消費的影響基本為0，之后對農(nóng)村居民消費的影響逐漸增大，在第三期達到峰值，使得農(nóng)村居民消費增長0.05%，之后又呈現(xiàn)波動狀態(tài)，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(wěn)，并出現(xiàn)收斂。說明不論是短期還是長期，對農(nóng)村居民人均純收入的沖擊，農(nóng)村居民消費是上升的并最終趨于穩(wěn)定。（2）當給城鎮(zhèn)化率一個正向標準沖擊時，如圖3所示，農(nóng)村居民消費前兩期的正向效應(yīng)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(xiàn)波動下降，趨于平穩(wěn)，到17期又有一個峰值，達到0.08個百分點，表明城鎮(zhèn)化的推動對農(nóng)村居民消費有明顯的促進作用，短期內(nèi)迅速增長，長期收斂并呈現(xiàn)明顯的正效應(yīng)。其次，我們來考察城鎮(zhèn)化率對農(nóng)村消費和農(nóng)村居民收入的一個單位標準差沖擊的響應(yīng)。（1）由圖4可知，本期給農(nóng)村居民消費一個標準差的正沖擊時，城鎮(zhèn)化率在第一期基本沒有反應(yīng)，第一期之后，對城鎮(zhèn)化率的正效應(yīng)逐漸增大到19期的0.019并趨于穩(wěn)定，這表明農(nóng)村居民消費的增加促進城鎮(zhèn)化的發(fā)展；（2）給農(nóng)村居民收入一個標準差沖擊時，城鎮(zhèn)化率小幅上升，直到第五期峰值0.007，之后呈現(xiàn)下降和平穩(wěn)趨勢，也就是說農(nóng)村居民收入的增長沖擊促進了城鎮(zhèn)化率的提高，但作用有限。最后，本文分析下農(nóng)村居民收入對城鎮(zhèn)化率沖擊的響應(yīng)結(jié)果。如圖6可知，當給城鎮(zhèn)化率一個正向的標準差沖擊時，對當期農(nóng)村居民收入基本為0，此后開始有正的響應(yīng)，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(wěn)。結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化率的提高，對農(nóng)村居民收入有一個穩(wěn)定的促進作用。
2.2方差分解通過脈沖響應(yīng)函數(shù)能捕捉一個變量的沖擊對另一個變量的動態(tài)影響，而方差分解則可以將VAR系統(tǒng)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(jié)構(gòu)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(yīng)大小。本文分析農(nóng)村居民消費LRC和城鎮(zhèn)化率UR的方差分解結(jié)果，通過Eviews7.2在VAR環(huán)境下得到的方差分解結(jié)果見表4、表5。表4的結(jié)果表明，農(nóng)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(nóng)村居民收入LRI和城鎮(zhèn)化率UR對農(nóng)村居民消費的預(yù)測誤差解釋能力越來越強，其中農(nóng)村居民收入在第七期達到了17.27%，城鎮(zhèn)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(nóng)村居民消費的50%以上。表明了短期下城鎮(zhèn)化率和農(nóng)村居民收入對農(nóng)村居民消費的影響不顯著，而在長期中對農(nóng)村居民消費的影響不可忽視，同時城鎮(zhèn)化率對促進農(nóng)村居民消費有積極的影響效果，這與脈沖響應(yīng)分析的結(jié)果相同。城鎮(zhèn)化率的方差分解結(jié)果顯示，農(nóng)村居民收入對城鎮(zhèn)化率的預(yù)測方差的貢獻在一開始就達到了10%，但短期來看，城鎮(zhèn)化率的變動主要受自己的沖擊，此后有明顯的下降幅度，農(nóng)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(zhèn)化本身。說明短期城鎮(zhèn)化本身的沖擊是城鎮(zhèn)化率變動的最主要原因，農(nóng)村居民消費對城鎮(zhèn)化率的長期變動具有很深的影響。不論是短期還是長期，農(nóng)村居民收入對城鎮(zhèn)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(yīng)分析的結(jié)果一致。
3結(jié)論與啟示
通過以上分析，我們可以得出以下結(jié)論：第一，標準化協(xié)整方程的確立說明，農(nóng)村居民收入的提高對農(nóng)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(chǔ)上進行的脈沖響應(yīng)分析和方差分解，結(jié)果表明：（1）農(nóng)村居民收入和城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)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(nóng)村居民消費有正向的推動作用，并在長期趨于穩(wěn)定,同時從農(nóng)村居民消費對城鎮(zhèn)化率的響應(yīng)圖來看，城鎮(zhèn)化率對促進農(nóng)村居民消費有更積極的影響。方差分解的結(jié)果也論證了這一點，農(nóng)村居民消費LRC的誤差在前兩期主要受自身沖擊，隨后農(nóng)村居民收入LRI和城鎮(zhèn)化率UR對農(nóng)村居民消費的預(yù)測誤差解釋能力越來越強，城鎮(zhèn)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(nóng)村居民消費的50%以上。（2）農(nóng)村居民收入提高和消費提高對城鎮(zhèn)化的發(fā)展存在1年期的時滯，第一期之后，脈沖響應(yīng)中農(nóng)村居民消費對城鎮(zhèn)化率的正效應(yīng)逐漸增大到19期的0.019并趨于穩(wěn)定，這表明農(nóng)村居民消費的提高，引起城鎮(zhèn)化水平有規(guī)律的波動。這與勞動力等生產(chǎn)要素在市場間的自由流動有關(guān)，只要市場是完善的，這個循環(huán)波動過程是持久的。給農(nóng)村居民收入一個標準差沖擊時，城鎮(zhèn)化率小幅上升，直到第五期峰值0.007，之后呈現(xiàn)下降和平穩(wěn)趨勢，也就是說農(nóng)村居民收入的增長沖擊促進了城鎮(zhèn)化率的提高，但作用有限。第三，本文分析下農(nóng)村居民收入對城鎮(zhèn)化率沖擊的響應(yīng)結(jié)果。當給城鎮(zhèn)化率一個正向的標準差沖擊時，對當期農(nóng)村居民收入基本為0，此后開始有正的響應(yīng)，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(wěn)。結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化率的提高，對農(nóng)村居民收入有一個穩(wěn)定的促進作用。城鎮(zhèn)化將農(nóng)產(chǎn)品的供給者變成需求者，擴大了農(nóng)產(chǎn)品的剛性需求。同時，城鎮(zhèn)化的加速有利于提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，改善農(nóng)民的收入結(jié)構(gòu)。鑒于以上結(jié)論，對安徽發(fā)展新型城鎮(zhèn)化的目標，本文提出以下建議：一是安徽省內(nèi)合肥、馬鞍山、蕪湖等主要城市發(fā)揮好承接沿海東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的優(yōu)勢與潛力，吸納東部返鄉(xiāng)和就近轉(zhuǎn)移的農(nóng)民工，加快產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展和人口集聚。在此基礎(chǔ)上發(fā)展小城鎮(zhèn)專業(yè)化經(jīng)濟的特征，形成若干專業(yè)化的城鎮(zhèn)群，發(fā)展城鎮(zhèn)經(jīng)濟，從而進一步解決農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)人口轉(zhuǎn)變中的就業(yè)問題，促進農(nóng)民增收，真正實現(xiàn)人口城鎮(zhèn)化。二是目前我國服務(wù)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重僅為46.1%，與發(fā)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(shù)值僅為32.7%，還有較大空間。加快發(fā)展安徽服務(wù)業(yè)應(yīng)是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的一個重要方向。三是新型城鎮(zhèn)化不僅僅是農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)人口的轉(zhuǎn)變，強調(diào)在產(chǎn)業(yè)支撐、人居環(huán)節(jié)、生活方式等方面由“鄉(xiāng)”到“城”的轉(zhuǎn)變。收入促進城鎮(zhèn)化發(fā)展的效果有限，因此，在發(fā)展產(chǎn)業(yè)升級、促進就業(yè)的同時，應(yīng)加快城鎮(zhèn)基礎(chǔ)醫(yī)療服務(wù)、教育、公共交通、社會保障等基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)體系的完善和發(fā)展，從而做到“以人為本”的城鎮(zhèn)化。四是加快推出土地征用市場化改革方案，開展農(nóng)村集體土地入市，讓農(nóng)民能夠獲得更多的土地出讓收益，從而避免城鎮(zhèn)化過程造成的新貧困和不平等。政府在土地市場化的基礎(chǔ)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(nóng)村人口進城住房、子女教育等社會保障問題的支出，解決農(nóng)民的后顧之憂，從而提振農(nóng)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(zhèn)化的有效推進。
作者：陸正和李正明單位：上海理工大學(xué)管理學(xué)院
目前，中國的高儲蓄現(xiàn)象已備受人們關(guān)注，很多學(xué)者認為中國目前養(yǎng)老保險制度不健全、養(yǎng)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(yǎng)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(tǒng)賬結(jié)合”的養(yǎng)老保險制度起，養(yǎng)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(shù)的2.7倍；參保的離休、退休退職人數(shù)已達到4635.4萬人，是1990年的近4.8倍，城鎮(zhèn)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(yǎng)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(yǎng)老保險制度實施對居民消費的影響，在理論和現(xiàn)實上都有著重要的意義。
下面，本文將利用我國各地區(qū)城鎮(zhèn)居民1994~2006年的有關(guān)數(shù)據(jù)建立經(jīng)濟計量模型，就這一問題進行實證研究。
二、文獻回顧
國外學(xué)術(shù)界關(guān)于分析養(yǎng)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(jīng)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(xué)術(shù)界爭論不休的問題。
Feldstein(1974)利用美國1930-40/1947-71樣本數(shù)據(jù)估計包含養(yǎng)老保險指標的生命周期消費函數(shù)，通過實證，他認為社會養(yǎng)老保險可消減個人儲蓄。然而Barro(1974)指出，當存在代際轉(zhuǎn)移時，社會養(yǎng)老保險對儲蓄沒有影響。較早的關(guān)于研究這些問題的文獻都沒有一致的結(jié)論，例如，F(xiàn)eldstein（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(shù)據(jù)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(yù)防性儲蓄的關(guān)系。他們均發(fā)現(xiàn)，提高社會保障水平可以顯著減少預(yù)防性儲蓄，進而降低儲蓄率。
近幾年，研究社會養(yǎng)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(chuàng)新。
戴維斯（1995）利用生命周期理論研究養(yǎng)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(yǎng)老保險制度并不會使個人儲蓄減少。第一，由于養(yǎng)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(yǎng)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(yīng)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(zhuǎn)向未來消費的稅收方面有優(yōu)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(yǎng)老金后，并沒有發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老基金對個人儲蓄有規(guī)律性影響。因此，他認為，基金制養(yǎng)老金計劃對個人儲蓄的影響要依各個國家經(jīng)濟的具體情況而定。
在《宏觀經(jīng)濟學(xué)》（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(yǎng)老保險對儲蓄和資本積累的影響。他們得出以下結(jié)論：在完全基金制下，社會養(yǎng)老保險對儲蓄沒有影響；在現(xiàn)收現(xiàn)付制條件下，社會養(yǎng)老保險貢獻會使私人儲蓄減少。
Zhang(1995)分析養(yǎng)老保險對經(jīng)濟增長的影響時，認為非基金制條件下的社會養(yǎng)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(jīng)濟增長。但他指出，社會養(yǎng)老保險對儲蓄沒有影響。
Ehrlich和Zhong（1998）用多國數(shù)據(jù)檢測養(yǎng)老金/GDP這一比率與出生率、儲蓄和經(jīng)濟增長的關(guān)系。他們發(fā)現(xiàn)，社會養(yǎng)老保險對出生率、儲蓄和經(jīng)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(shù)據(jù)估計社會養(yǎng)老保險對儲蓄和出生率的影響。他們發(fā)現(xiàn)，社會養(yǎng)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(wǎng)絡(luò)原理，認為社會養(yǎng)老保險可以增加總儲蓄。
中國國內(nèi)關(guān)于研究社會養(yǎng)老保險對儲蓄影響的文獻還不是很多。朱青（2002）對養(yǎng)老金計劃實行部分積累制的模式進行了經(jīng)濟分析，并研究養(yǎng)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(yǎng)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(yǎng)率的提高，現(xiàn)收現(xiàn)付制將出現(xiàn)養(yǎng)老金需求增加和供給不足的兩難困境。同時，現(xiàn)收現(xiàn)付制將對家庭儲蓄產(chǎn)生負面影響”。劉俊霞（2003）認為在需求不足的條件下，實行現(xiàn)收現(xiàn)付制的養(yǎng)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(yǎng)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(xiàn)為社會儲蓄的減少，只有在現(xiàn)收現(xiàn)付制的傳統(tǒng)體制下，才不會對儲蓄產(chǎn)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(shè)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(guān)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(jù)這一理論假設(shè)，杜森貝利的相對收入假設(shè)消費函數(shù)可近似地簡化為下式：
（3.1）
在該模型中考慮養(yǎng)老保險的影響，本文使用養(yǎng)老保險覆蓋率指標，養(yǎng)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(yǎng)老保險覆蓋率。
四、實證分析
（一）、數(shù)據(jù)來源。
由于養(yǎng)老保險的相關(guān)數(shù)據(jù)只能收集到1989年到2003年，時間序列數(shù)據(jù)不足。通過近幾年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動和社會保障年鑒》的相關(guān)資料進行整理，可以得到1994~2006年各地區(qū)的城鎮(zhèn)居民人均實際可支配收入、人均實際消費支出數(shù)據(jù)、城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)及參保職工人數(shù)。本文定義養(yǎng)老保險覆蓋率為參保職工人數(shù)與城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)的比值。
（二）、模型設(shè)計
根據(jù)理論分析，建立模型如下：
（4.1）
其中，、分別表示城鎮(zhèn)居民的人均實際消費支出、人均實際可支配收入（以各地區(qū)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(qū)（除外），t表示年份；表示養(yǎng)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(yīng)的選擇問題。考慮到各個省或自治區(qū)在政策實施、經(jīng)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(yīng)模型。對模型4.1用eviews5.0估計結(jié)果見表4-1：
表4-1：模型（4.1）基于1994—2006年樣本數(shù)據(jù)的擬和結(jié)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(diào)整后的達到0.9945；參數(shù)都顯著不為零。可見，養(yǎng)老保險的實施對人們的消費行為起到促進作用，養(yǎng)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?zāi)Ｐ偷暮侠硇裕疚膹囊韵聝蓚€角度進行檢驗：1殘差的平穩(wěn)性；2模型階段性的適應(yīng)性。
（四）模型合理性檢驗
1、殘差平穩(wěn)性檢驗
最早使用面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗的是Bhargava等（Bhargavaetal,1982）。他們利用修正的DW統(tǒng)計量提出了一種可以檢驗固定效應(yīng)動態(tài)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(shù)據(jù)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(fā)現(xiàn)IPS法對限定性趨勢的設(shè)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(guān)后，建立了面板數(shù)據(jù)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(fā)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(guān)系數(shù)。假定獨立同分布。如果，，則認為是平穩(wěn)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(shè)。
用Eviews5.0檢驗?zāi)Ｐ蜌埐钏綌?shù)據(jù)單位根存在情況，在檢驗時選取具有固定效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型，結(jié)果見表4-2，可見殘差是平穩(wěn)的。
表4-2：殘差平穩(wěn)性檢驗結(jié)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(yīng)性檢驗
考慮面板數(shù)據(jù)模型對數(shù)據(jù)比較敏感，考慮到合理的模型對樣本內(nèi)的階段性數(shù)據(jù)也應(yīng)該有一定的適應(yīng)性。由于在2000年，國務(wù)院出臺了《關(guān)于完善城鎮(zhèn)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(wù)，確定了進一步調(diào)整和完善我國養(yǎng)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(jié)果如下：
表4-3：模型（4.1）基于1994—2000年樣本數(shù)據(jù)的擬和結(jié)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(shù)據(jù)的擬和結(jié)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(yīng)性，但也從看出一些問題：養(yǎng)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(jié)和意見
通過面板數(shù)據(jù)實證分析，認為養(yǎng)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(yǎng)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(yǎng)老保險覆蓋范圍依然不能達到應(yīng)保盡保，見表5-1，這使得養(yǎng)老儲蓄依然是很重要的儲蓄動機；另外，養(yǎng)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(yù)期的不確定性。因而，作建議如下：
一方面，在“社會統(tǒng)籌”向“統(tǒng)賬結(jié)合”的過渡階段，政府應(yīng)加大投資，包括對養(yǎng)老金支付的補貼和對個人繳納養(yǎng)老費的補貼。確保“統(tǒng)賬結(jié)合”政策實施前參加養(yǎng)老保險且已經(jīng)離退休人員養(yǎng)老金按時發(fā)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(yǎng)老保險覆蓋范圍，將養(yǎng)老保險覆蓋面擴展到經(jīng)濟效益較好的私營、個體和外資企業(yè)。確保養(yǎng)老保險資金更多的來源渠道。
表5-1：中國歷年城鎮(zhèn)在職職工養(yǎng)老保險覆蓋率
時間城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)（萬人）參保在職職工人數(shù)（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(zhèn)就業(yè)人數(shù)、參保在職職工人數(shù)數(shù)據(jù)來源《中國統(tǒng)計年鑒2007》，中國統(tǒng)計出版社，2007年
表5-2：養(yǎng)老金“空賬”金額
時間1997199819992000200320052006
一、數(shù)據(jù)來源及變量描述
本文數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，選取的研究指標為人均支出（averwage）、居民物價指數(shù)（CPI）、平均工資（wage），時間序列為3年（2008—2010），截面數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)面板共有12×3×3＝108個。面板數(shù)據(jù)是一種能夠描述觀測指標跨時段的樣本行為的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，在stata11．0分析中，pooldata需要一種特殊的存儲結(jié)構(gòu)。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(jié)構(gòu)填入數(shù)據(jù)。下面將通過各種角度的指標描述和相應(yīng)的stata輸入命令來對不同地區(qū)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(shù)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(zhì)描述。如以橫軸為樣本考察不同個體在三年間的分布狀態(tài)，命令：回車后得到圖1（跨年份的非均質(zhì)圖）。可以看出北京（A）、天津（B）上海（G）在三年內(nèi)的人均消費支出波動區(qū)間較大，而吉林（E）、黑龍江（F）的三點區(qū)間較小，體現(xiàn)了三年內(nèi)該地區(qū)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(zhì)圖比以往spss和EVIEWS中單純的均值、方差描述更能從動態(tài)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(fā)現(xiàn)三年中每年不同地區(qū)的消費支出差異情況相對一致，均為兩個地區(qū)（上海、北京）遙遙領(lǐng)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(qū)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(qū)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(qū)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(shù)模型（1）居民物價指數(shù)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(qū)如天津、河北、遼寧、黑龍江等CPI較上期上漲指數(shù)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(yù)期的作用發(fā)揮較大，根據(jù)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(yù)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(xiàn)期消費是一種明智的選擇。而在其他地區(qū)，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(xí)慣，當前房價高漲、醫(yī)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(shù)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(shù)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(qū)共同具有的原始消費為3076221，普遍高于各地區(qū)的實際消費值，這個說明當今我國的通貨膨脹是造成內(nèi)需不足的重要原因。（2）居民平均工資收入在大多數(shù)地區(qū)對消費支出的貢獻作用不顯著，體現(xiàn)為t值過小，其中比較合理的解釋僅體現(xiàn)為北京，可支配收入增長1元將增加0338元的消費。這種現(xiàn)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(chǎn)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(jié)果與田青（2008）年的結(jié)論完全一致，她將原因歸結(jié)為“量入未出”的傳統(tǒng)消費思想。其次，呂宗耀（2010）通過國民收入核算公式推導(dǎo)了收入分配與總收入之間的關(guān)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(chǎn)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(shù)和平均工資收入一起納入pooldata模型，具體模型。表2的結(jié)果顯示在三種回歸方法（不變系數(shù)面板回歸，混合回歸和虛擬變量回歸）得到結(jié)果相同，即我國東部地區(qū)整體上居民物價指數(shù)是帶動了居民消費上漲的，即東部地區(qū)CPI平均指數(shù)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(qū)的收入消費彈性數(shù)值。
（三）隨機效應(yīng)及固定效應(yīng)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(shè)：服從隨機效用模型，比如對CPI指標的運行結(jié)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(jié)果可以看出，物價指數(shù)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(yīng)模型，后者適用隨機效應(yīng)模型。在上述基礎(chǔ)上，為了對兩個自變量的面板模型形式進行統(tǒng)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(yīng)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(jié)果如下公式。各項統(tǒng)計指標均通過檢驗，說明將物價指數(shù)和平均工資收入指標結(jié)合在一起進行隨機效應(yīng)面板檢驗后，平均工資每增加1元將會給東部地區(qū)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(shù)指標顯示物價指數(shù)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(shù)不顯著，呈弱相關(guān)性。
三、結(jié)論及對策
本文通過stata軟件對居民消費物價指數(shù)、人均工資以及消費支出的關(guān)系進行了面板非線性計量，得出了以下結(jié)論：1．CPI和人均工資存在很強的交互作用，體現(xiàn)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(jié)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(zhuǎn)為顯著。在拉動內(nèi)需的過程中應(yīng)采取不同的混合政策兼顧兩者間的影響，才能使擴大內(nèi)需的政策發(fā)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(qū)普遍造成了對消費支出的負面影響。可以認為當前財產(chǎn)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(chǎn)業(yè)和其他類似行業(yè)發(fā)生衰退，居民的消費支出水平會有一個很大的滑坡。這一現(xiàn)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(xiàn)實，因為財產(chǎn)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(yīng)，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(yīng)和流動性較差原因的存在，會產(chǎn)生對收入水平上漲引起消費增加的抵消作用。3．根據(jù)Hausman檢驗確定了兩變量同時進行面板時應(yīng)采用固定效應(yīng)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(yù)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(xiàn)出了通脹背景下工資上漲會在東部地區(qū)的消費彈性為037。岳龍華（2011）根據(jù)柯布道格拉斯函數(shù)對未來的勞動力轉(zhuǎn)移趨勢進行了分析，認為第三產(chǎn)業(yè)是第一產(chǎn)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移的主要渠道。這意味著未來東部地區(qū)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(yīng)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(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院
關(guān)鍵詞:股票市場；消費性支出；協(xié)整分析
隨著經(jīng)濟發(fā)展和經(jīng)濟體制改革的不斷深入,我國股票市場經(jīng)歷了從不完善到逐步走向規(guī)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(nèi)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(dǎo)消費拉動內(nèi)需成為政府調(diào)控的重要內(nèi)容,本文通過實證分析研究股票市場對我國城鎮(zhèn)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(yīng),它通常是指由于股價的趨勢性上漲(或下跌),導(dǎo)致股票持有人財富增長(或減少),進而產(chǎn)生擴大(或減少)消費,擴大(或縮小)短期MPC,促進(或抑制)經(jīng)濟增長的效應(yīng)。
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(lián)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(nèi)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(xiàn)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(yù)期的強調(diào)和生命周期理論對財富和人口統(tǒng)計變量的強調(diào)結(jié)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(xiàn)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(chǎn)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(xù)繁榮,WR將變成WR+WR,而θ也將在原來的基礎(chǔ)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(chǎn)出擴大,股票市場促進經(jīng)濟的良好發(fā)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(shù)據(jù)選取
本文選取1991-2007年的數(shù)據(jù)作為樣本,由于我國股票市場投資者主要是城鎮(zhèn)居民,所以選用城鎮(zhèn)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(zhèn)居民的消費性支出無實質(zhì)影響。
(二)實證過程
為了使數(shù)據(jù)更加平滑,本文采用變量的對數(shù)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(shù)進行估計的過程中,結(jié)合Engle&Granger提出的協(xié)整理論對模型進行協(xié)整分析,以確保回歸結(jié)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(fù)的試驗,發(fā)現(xiàn)均存在高階相關(guān)的情況,故采用PP檢驗法作為協(xié)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(jié)果(見表1)可看出,對于LSZ的原序列和一階差分序列,t統(tǒng)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(shè),LS的原序列存在單位根,為非平穩(wěn)序列。但LSZ在二階差分以后,t統(tǒng)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(shè),LSZ的二階差分序列不存在單位根,為平穩(wěn)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(jié)果(見表2)可看出,對于LI的原序列和一階差分序列,t統(tǒng)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(shè),LI的原序列和一階差分序列存在單位根,為非平穩(wěn)序列。但LI在二階差分以后,t統(tǒng)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(shè),LI的二階差分序列不存在單位根,為平穩(wěn)序列。因此,序列LI為二階單整序列I(2)。
3.序列LSZ和XF的協(xié)整分析。LS對LI的回歸結(jié)果為:
LXF=6.046240+0.280106LSZ
(29.73307)(11.80404)
R2=0.902809F=139.3354
DW=0.913742
從回歸結(jié)果可以看出t值很顯著,擬合優(yōu)度較好。流通市值對城鎮(zhèn)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(zhèn)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(zhèn)居民消費性支出影響顯著。這個結(jié)果很有意義,因為國內(nèi)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(yīng)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(jié)果(見表3)發(fā)現(xiàn),t統(tǒng)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(shè),殘差序列RESID不存在單位根,為平穩(wěn)序列。
綜上所述,序列LSZ和LXF之間具有協(xié)整關(guān)系,所以,流通市值與城鎮(zhèn)居民消費性支出之間的相關(guān)性長期穩(wěn)定。
5.誤差修正模型(ECM)。通過協(xié)整檢驗后,知道變量存在長期穩(wěn)定關(guān)系,而這種關(guān)系是在短期動態(tài)調(diào)整下得到的,所以在研究長期的同時也應(yīng)該在一定程度上關(guān)注其短期過程。定義協(xié)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(shù)反映長期均衡的調(diào)整力度,從調(diào)整系數(shù)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(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。
結(jié)論
實證結(jié)果表明,股票市場對我國城鎮(zhèn)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(xié)整關(guān)系,即它們之間有長期穩(wěn)定趨勢。
基于此,本文認為要充分發(fā)揮股市對實體經(jīng)濟的作用,必須打破只要股票市場財富效應(yīng)發(fā)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(fā)展的市場預(yù)期,保證股市作用消費發(fā)揮乘數(shù)效應(yīng)的長效機制;三是努力創(chuàng)建相對穩(wěn)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(nèi)持續(xù)繁榮的、穩(wěn)定的證券市場,力爭讓投資者形成長期“牛市“的預(yù)期,形成股市和宏觀經(jīng)濟的良性互動循環(huán)效應(yīng)。
參考文獻:
1.劉建江.財富效應(yīng)、消費函數(shù)與經(jīng)濟增長[J].當代財經(jīng),2002(7)
2.駱祚炎.近年來中國股市財富效應(yīng)的實證分析[J].當代財經(jīng),2004(7)
論文關(guān)鍵詞：SPSS，應(yīng)用軟件因子分析方法，聚類分析方法居民消費水平，地區(qū)消費結(jié)構(gòu)
隨著我國經(jīng)濟的快速發(fā)展，城鎮(zhèn)居民的收入不斷增加，我國各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費支出強勁增長，消費結(jié)構(gòu)發(fā)生了巨大的變化。但是，由于各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展不平衡及原有經(jīng)濟基礎(chǔ)的差異，各地區(qū)的消費結(jié)構(gòu)仍存在著明顯差別。為了進一步改善消費結(jié)構(gòu)，正確引導(dǎo)消費，提高我國城市居民的消費水平和生活質(zhì)量，有必要對各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費結(jié)構(gòu)之間的異同進行考察與比較，以期發(fā)現(xiàn)特點和規(guī)律，從宏觀上把握各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費現(xiàn)狀和不同地區(qū)消費水平的差異，為提高我國各地區(qū)消費水平提供決策依據(jù)。
一、對地區(qū)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(jù)變量間的相關(guān)性大小，把變量分組畢業(yè)論文怎么寫，利用同組內(nèi)的變量之間相關(guān)性較高而不同組的變量之間相關(guān)性較低，每組變量代表一個基本結(jié)構(gòu)，這個基本結(jié)構(gòu)稱為公共因子。因子分析的出發(fā)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(shù)學(xué)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(shù)。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(guān)且與公因子也不相關(guān)。
2 實證分析
居民消費水平是指居民在物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的消費過程中，對滿足人們生存、發(fā)展和享受需要方面所達到的程度。它主要通過消費的物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量來反映。
在各種消費指標中，消費結(jié)構(gòu)指標最能夠體現(xiàn)出各地區(qū)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(qū)城市居民人均生活費支出分為8個部分，相應(yīng)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(shè)備用品和服務(wù)）、X5（醫(yī)療保健）、X6（交通和通訊）、X7（娛樂教育文化服務(wù)）、X8（其他商品與服務(wù)），單位：元
2.1 因子分析
2. 1.1 數(shù)據(jù)來源
本文數(shù)據(jù)取自各地區(qū)域城鎮(zhèn)居民家庭平均每人全年消費性支出(2009年)，來自2010年中國統(tǒng)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(shù)值大小相差很大，因此， 首先將初始變量標準化，把原變量數(shù)列化為均值為0，方差為1的數(shù)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(shù)據(jù)陣。首先判斷數(shù)據(jù)變量是否適合進行因子分析，算出樣本相關(guān)系數(shù)陣為：
表1：樣本相關(guān)系數(shù)陣
由上述矩陣發(fā)現(xiàn)8個消費要素間的相關(guān)系數(shù)大部分均大于0.3，適合做因子分析。
再進行KMO統(tǒng)計檢驗，作為比較變量間簡單相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)的指標，數(shù)學(xué)定義為，其中是變量與其他變量的簡單相關(guān)系數(shù)，是變量與變量在控制了剩余變量下的偏相關(guān)系數(shù)。
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(jié)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(guān)性，它們反映的消費要素有很大重疊畢業(yè)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(fā)現(xiàn)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(zhuǎn)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(guān)系數(shù)：
表3
由表1 載荷矩陣可得出以下結(jié)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(shè)備用品、服務(wù)娛樂教育文化服務(wù)和其他商品與服務(wù)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(qū)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(yī)療保健有較大的載荷，所以第2 主因子可視為各地區(qū)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(qū)多為北方省市，可分析為氣候因素的影響。
從二維的旋轉(zhuǎn)空間的成分圖可以明顯的看到各個消費要素間的類屬關(guān)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(yīng)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(qū)城市居民消費結(jié)構(gòu)的分析具有很強的說服力。
根據(jù)標準化數(shù)據(jù)，分別計算各地區(qū)城市主要、次要消費因子得分，以各因子方差貢獻率作權(quán)重進行加權(quán)匯總，得出各地區(qū)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(fā)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(qū)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(qū)
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(guān)鍵詞：收入,消費,協(xié)整檢驗,誤差修正模型
一、引言
收入與消費的關(guān)系狀況，對于制定宏觀經(jīng)濟政策有著十分重要的意義。因此關(guān)于居民收入與消費
的關(guān)系一直都是經(jīng)濟學(xué)家們長期關(guān)注和研究的問題。國外學(xué)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(diào)了收入對消費的決定作用,即認為消費是收入的函數(shù),如凱恩斯(Keynes)的絕對收入消費函數(shù)；杜森貝里(Duesenberry)相對收入假說下的短期消費函數(shù)；庫茲涅茲（Kuznets）的長期收入函數(shù)；弗里德曼(Friedman)的持久收入消費函數(shù)。直到20世紀80年代戴維森(Davidson)等人運用協(xié)整技術(shù)，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(shù)帶入了一個新的領(lǐng)域。近年來，國內(nèi)學(xué)者以這些消費函數(shù)理論為基礎(chǔ)，以協(xié)整技術(shù)和誤差修正模型為計量方法，結(jié)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(guān)系。同時國內(nèi)一些學(xué)者也對我國農(nóng)村居民的收入與消費關(guān)系進行了初步探討，于俊年分析了農(nóng)村消費需求狀況，并分別按不變價和現(xiàn)價對農(nóng)村居民消費與收入進行了實證分析，分析結(jié)果表明，農(nóng)村居民消費與收入之間存在很強的相關(guān)性；許韶杰建立了消費函數(shù)模型，并實證分析了我國農(nóng)村居民收入與消費的均衡關(guān)系，認為我國農(nóng)村居民消費水平受現(xiàn)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(guān)于消費和收入之間關(guān)系研究的成果比較多，但是多數(shù)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(qū)域的農(nóng)村居民收入與消費的相互關(guān)系的研究偏少。因此，本文以遼寧省為例，運用協(xié)整理論和格蘭杰因果檢驗，對農(nóng)村居民收入與消費的關(guān)系進行探討，以期發(fā)現(xiàn)內(nèi)在規(guī)律，為政府制定政策提供參考。
二、基于協(xié)整與誤差修正模型的分析
(一)變量、數(shù)據(jù)的選取和處理
本文的實證研究涉及反映農(nóng)村居民收入和農(nóng)村居民消費兩項統(tǒng)計指標，為排除人口總量和結(jié)構(gòu)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(nóng)村居民家庭人均年純收人(AY′)為解釋變量，農(nóng)村家庭平均每人年消費性支出(AC′)為被解釋變量。其中，農(nóng)村居民家庭人均年純收人是指農(nóng)村常住居民家庭總收人中，扣除從事生產(chǎn)和非生產(chǎn)經(jīng)營費用支出、可直接用于農(nóng)村居民進行生產(chǎn)性、非生產(chǎn)性建設(shè)投資、生活消費和積蓄的那一部分收人；農(nóng)村家庭平均每人年消費性支出指農(nóng)村居民用于物質(zhì)生活和精神生活方面的支出，包括食品、衣著、居住、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通和通訊、文教娛樂用品及服務(wù)、其他商品和服務(wù)類消費支出。
本文選取的原始數(shù)據(jù)來自《遼寧統(tǒng)計年鑒》，考慮到改革開放初期農(nóng)民收人超常增長的特殊性，不選擇1978-1983年數(shù)據(jù)分析，僅對1984-2009年的時間序列數(shù)據(jù)進行分析。為消除價格因素對時間序列數(shù)據(jù)的影響，取《中國統(tǒng)計年鑒》中“農(nóng)村居民消費價格指數(shù)(1984年=l00)”對AY′和AC′進行平減，得到實際的農(nóng)村居民人均年純收入(AY)和農(nóng)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(shù)列進行自然對數(shù)變換，記為LnAY和LnAC。
(二)變量的平穩(wěn)性檢驗
在進行協(xié)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(wěn)序列；反之，序列為非平穩(wěn)序列，對非平穩(wěn)序列隨機變量進行計量分析時會出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)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(shè)定的模型需要假設(shè)隨機誤差項不存在自相關(guān)，而ADF檢驗則能夠處理隨機誤差項存在自相關(guān)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(wěn)性，并確定其單整階數(shù)，檢驗結(jié)果見表1。從檢驗結(jié)果看，在10%的顯著水平下，遼寧農(nóng)村居民收入與消費的對數(shù)序列是非平穩(wěn)序列，而其差分序列在1%的水平下平穩(wěn)，且均為I(1)序列。
表1 1984-2009年遼寧省農(nóng)村居民收入與消費數(shù)據(jù)的ADF檢驗結(jié)果
變量
檢驗類型
ADF值
1%臨界值
5%臨界值
10%臨界值
結(jié)論
LnAY
（C,T,1）
-2.330474
-4.3942
-3.6118
-3.2418
非平穩(wěn)
LnAC
（C,T,1）
-1.589616
-4.3942
-3.6118
-3.2418
非平穩(wěn)
LnAY
（c,0,0）
-4.104672*
-3.7343
-2.9907
-2.6348
平穩(wěn)
LnAC
（c,0,0）
-4.571676*
-3.7343
-2.9907
國民經(jīng)濟核算的論文范文一：國民經(jīng)濟核算
[摘要]中國處于世界經(jīng)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(xiàn)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(guān)鍵詞]國民經(jīng)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(tǒng)計年鑒》2001―2010年的數(shù)據(jù)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(shù)值方面分析,中國GDP的總體走勢是上升的,但是同經(jīng)濟大國美國同期比較,雖然在增長幅度上占優(yōu)勢,但是總數(shù)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(jīng)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(fā)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(jīng)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(yōu)勢,但是我們應(yīng)當正視問題,從中找出原因來。
我國想要繼續(xù)擴大GDP,加速國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展,改善居民生活質(zhì)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(fā)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(jīng)濟增長轉(zhuǎn)向國內(nèi)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(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵因素。但是,如何轉(zhuǎn)型為以內(nèi)需為主導(dǎo)的可持續(xù)發(fā)展模式,我們?nèi)孕杞梃b有關(guān)國家擴大消費的政策經(jīng)驗與教訓(xùn),厘清各種認識誤區(qū)和政策取向。所以,居民消費低已經(jīng)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(xiàn)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(jié)構(gòu)有待優(yōu)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(guī)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(qū)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(fā)達國家水平,而且其發(fā)展趨勢也與其他國家相左。各國居民消費率均保持平穩(wěn)甚至小幅上升的態(tài)勢,整體居民消費率也保持平穩(wěn);而中國居民消費率水平則從2000年起步入下降通道。與發(fā)達國家相比,中國居民消費呈現(xiàn)出水平低,同時發(fā)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(guī)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(guān)注。收入差距是影響市場需求規(guī)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(xiàn)象十分明顯。經(jīng)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(fā)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(fā)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(xiāng)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(xiāng)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(xiàn)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(jīng)擴大到相當嚴重的程度,城鄉(xiāng)之間的一道道資金、市場、技術(shù)、勞動力等壁壘,阻礙了生產(chǎn)要素在城鄉(xiāng)之間的交流,并影響了整個國民經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。一方面,農(nóng)產(chǎn)品市場難以擴張,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)難以持續(xù)增長,農(nóng)民收入的增加受到嚴重影響;另一方面,農(nóng)村消費品市場與城市消費品市場的等級在不斷拉大,農(nóng)村需求結(jié)構(gòu)得不到提升,必然影響與需求有關(guān)的供給結(jié)構(gòu)。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(yè)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(fā)達國家,美國、日本、英國、法國、德國在50%~57%。營業(yè)盈余占GDP比重為296%,明顯高于主要發(fā)達國家;固定資產(chǎn)折舊比重為15%,低于日本,高于美國、英國、法國;生產(chǎn)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(jié)論
綜合分析來看,制約我國居民消費的因素很多,既有經(jīng)濟發(fā)展水平因素,也有發(fā)展戰(zhàn)略因素;既有結(jié)構(gòu)性因素,也有體制和機制因素。應(yīng)注重短期刺激和長期調(diào)整政策相結(jié)合,通過提高居民收入、調(diào)整消費結(jié)構(gòu)、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(wù)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(jīng)濟發(fā)展的拉動作用,推進我國經(jīng)濟發(fā)展階段的跨越性轉(zhuǎn)變。
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國民經(jīng)濟核算的論文范文二：森林綜合核算納入國民經(jīng)濟核算的意義
摘要 將森林核算結(jié)果納入國民經(jīng)濟核算，目的是在傳統(tǒng)經(jīng)濟核算中對森林的處理方法加以擴展，對森林及其在經(jīng)濟社會發(fā)展中的貢獻做更加全面的整體評價。
關(guān)鍵詞 森林 綜合 核算
在支撐當今經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展的物質(zhì)、文化和生態(tài)等三大類產(chǎn)品中，生態(tài)產(chǎn)品已成為社會最短缺、最急需和大力發(fā)展的產(chǎn)品，提高生態(tài)產(chǎn)品的供給能力已成為林業(yè)部門極為重要、艱巨和迫切的任務(wù)。因此，必須及時開展森林價值及綠色國民經(jīng)濟核算研究，客觀地評價，林業(yè)為國民經(jīng)濟發(fā)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(jīng)濟發(fā)展對森林資源的影響，反映森林資源對可持續(xù)發(fā)展的支撐力，為國家制定促進森林資源可持續(xù)發(fā)展的政策提供科學(xué)依據(jù)。
將森林核算結(jié)果納入國民經(jīng)濟核算，目的是在傳統(tǒng)經(jīng)濟核算中對森林的處理方法加以擴展，對森林及其在經(jīng)濟社會發(fā)展中的貢獻做更加全面的整體評價。森林綜合核算的內(nèi)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(chǎn)品與服務(wù)，即森林的產(chǎn)出進行綜合核算，并嘗試與國內(nèi)生產(chǎn)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(yīng)該是森林所具有的全部功能的價值，包括提供物質(zhì)產(chǎn)品的功能價值和提供生態(tài)服務(wù)的功能價值。但是，從目前核算所能夠?qū)崿F(xiàn)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(diào)整
現(xiàn)有國民經(jīng)濟核算中，國民財富的核算對象是各種所有權(quán)確定、可以為其所有者在目前以及一定時期內(nèi)帶來經(jīng)濟收益的經(jīng)濟資產(chǎn)，其中包括各時期生產(chǎn)活動產(chǎn)出成果被積累起來形成的生產(chǎn)資產(chǎn)，以及一部分符合經(jīng)濟資產(chǎn)定義的非生產(chǎn)資產(chǎn);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(chǎn)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(dǎo)致無法在國民財富中體現(xiàn)森林的重要性。第一，從內(nèi)容而言，一般來說，人工林屬于生產(chǎn)資產(chǎn)，可以包括在國民財富核算范圍內(nèi)，但天然林卻有可能因為不符合經(jīng)濟資產(chǎn)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(chǎn)資產(chǎn)，與作為生產(chǎn)資產(chǎn)的森林割裂開來;第二，從估價方法而言，側(cè)重于經(jīng)濟價值的估價原則無法體現(xiàn)森林的生態(tài)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(chǎn)資產(chǎn)的森林和屬于非生產(chǎn)資產(chǎn)的森林合并在一起，創(chuàng)建完整的森林資產(chǎn)概念;第三，延伸經(jīng)濟價值，使之包括森林的生態(tài)功能價值。
二、森林產(chǎn)出與國內(nèi)生產(chǎn)總值
森林功能的實現(xiàn)在于它為人類和經(jīng)濟體系提供了巨大的不可替代的產(chǎn)出，特別是森林生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)。本項目研究創(chuàng)新性地提出并定義了森林產(chǎn)出概念，并嘗試將其與反映國民經(jīng)濟最終產(chǎn)出的國內(nèi)生產(chǎn)總值銜接起來。
1.森林產(chǎn)出的定義
森林產(chǎn)出是指依托森林和林木形成的產(chǎn)出，主要包括兩個組成部分，一是為國民經(jīng)濟提供的森林物質(zhì)產(chǎn)品，二是為社會提供的森林生態(tài)服務(wù)。
森林產(chǎn)出沒有全部包括在現(xiàn)行國民經(jīng)濟核算的范圍之中。按照國民經(jīng)濟核算原理，產(chǎn)出代表經(jīng)濟生產(chǎn)活動成果，一般是指物質(zhì)產(chǎn)品產(chǎn)出以及通過市場提供給他人使用的服務(wù)產(chǎn)出。據(jù)此，森林生態(tài)服務(wù)不能作為經(jīng)濟產(chǎn)出，除非這些生態(tài)服務(wù)通過市場實現(xiàn)了其服務(wù)價值，比如通過森林旅游業(yè)實現(xiàn)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(chǎn)出量及價值而排除在外，只是籠統(tǒng)地用育林和森林維護活動中的成本投入作為產(chǎn)出替代。
即使是已經(jīng)包括在其中的部分，森林產(chǎn)出也沒有作為林業(yè)產(chǎn)出加以核算。在現(xiàn)行的國民經(jīng)濟行業(yè)分類中，由于林業(yè)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(zhì)產(chǎn)品產(chǎn)出沒有作為林業(yè)產(chǎn)出看待，而是被歸納到農(nóng)業(yè)、畜牧業(yè)以及工業(yè)等部門產(chǎn)出統(tǒng)計之中了，比如各種干鮮林果、森林花卉、林間養(yǎng)殖等等。
可以說，森林產(chǎn)出是一個突破了現(xiàn)有經(jīng)濟活動產(chǎn)出計量的概念，相當于大林業(yè)(林業(yè)及其他相關(guān)產(chǎn)業(yè))計算的初級林產(chǎn)品產(chǎn)出與森林生態(tài)服務(wù)產(chǎn)出的總計。
2.將森林產(chǎn)出與國內(nèi)生產(chǎn)總值銜接
國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)是衡量一個時期國民經(jīng)濟生產(chǎn)最終產(chǎn)出成果的指標，在經(jīng)濟管理中發(fā)揮著核心指標的作用。由于現(xiàn)行國民經(jīng)濟核算沒有全面地反映經(jīng)濟與資源環(huán)境之間的關(guān)系，國內(nèi)生產(chǎn)總值在反映現(xiàn)實經(jīng)濟活動成果方面具有很大局限性，綠色國民經(jīng)濟核算的目標之一就是要將資源環(huán)境因素納入核算，實現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值的調(diào)整，得到所謂綠色GDP。
結(jié)合森林主題看，所謂GDP總量調(diào)整應(yīng)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(jīng)濟活動成本從GDP中扣減，得到經(jīng)濟資源耗減價值調(diào)整的國內(nèi)生產(chǎn)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(fā)展是可持續(xù)的。
(2)將森林提供的、沒有被國民經(jīng)濟核算所認可的生態(tài)服務(wù)產(chǎn)出作為與經(jīng)濟產(chǎn)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(qū)動經(jīng)濟增長的三大需求，構(gòu)成社會總需求，其中消費需求占總需求的最大比重。根據(jù)消費需求主體的不同，消費又可以分為 農(nóng)村 居民消費、城鎮(zhèn)居民消費、政府消費，農(nóng)村居民消費與城鎮(zhèn)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(nèi)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(nèi)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(nèi)消費需求、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式提供依據(jù)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(guān)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(nèi)生產(chǎn)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(jīng)濟學(xué) 對居民消費行為的研究大體上經(jīng)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(nèi)，消費者的消費主要取決于現(xiàn)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(jié)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(jù)他一生的全部預(yù)期收入來安排消費支出，因此消費不是取決于個人現(xiàn)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(wěn)定的、長期的收入，暫時收入是不穩(wěn)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(xiàn)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(yù)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(jù)自身的經(jīng)濟收入和消費偏好以及商品價格自主選擇的結(jié)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(yù)期、支出預(yù)期和自主偏好等等都會影響到居民消費傾向。
根據(jù)以上分析，要提高我國消費支出占GDP的比重（消費率），實現(xiàn)由投資驅(qū)動型的經(jīng)濟增長向消費拉動型的經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)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(chǎn)總值構(gòu)成變動分析。最終消費、資本形成總額、貨物和服務(wù)凈出口是經(jīng)濟增長的拉動力，同時是計算支出法生產(chǎn)總值的三要素,其中最終消費一直在我國生產(chǎn)總值中所占比重最大，在經(jīng)濟增長中貢獻率最大。1978年甘肅省生產(chǎn)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(jīng)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(jīng)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(jù)《甘肅統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)計算居民消費支出一直占據(jù)最終消費支出大部分的比例，穩(wěn)定在70％以上。
3.甘肅省最終消費對經(jīng)濟增長貢獻率。消費貢獻率(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，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=0.873 D.W.=1.212 F=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=0.997 D.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中,消費對經(jīng)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(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：
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論文關(guān)鍵詞：時間序列，ARIMA模型，居民消費價格指數(shù)
1 引言
居民消費價格指數(shù)(CPI)是用來測定一定時期內(nèi)居民支付所消費商品和服務(wù)價格變化程度的相對數(shù)指標，它既是反映通貨膨脹程度的重要指標,也是國民經(jīng)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(shù)反映的市場價格信號真實，帶動價格輿論導(dǎo)向正確，有利于改善價格總水平調(diào)控。首先，它有利于維護正常的經(jīng)濟生活和市場價格信息秩序。其次，有利于引導(dǎo)消費形成合理的消費價格，促進有效需求。目前，醫(yī)療、教育、交通等壟斷行業(yè)價格上漲過快，導(dǎo)致居民大量增加儲蓄，使正常消費受到壓抑，消費結(jié)構(gòu)變形，影響經(jīng)濟增長。再次，它有利于綜合運用價格和其他經(jīng)濟手段，實現(xiàn)價格總水平調(diào)控目標。所以，對該指標的分析與預(yù)測是非常有意義的工作。
2 ARIMA模型的表現(xiàn)形式
ARIMA時間序列預(yù)測方法的基本思想是：預(yù)測一個現(xiàn)象的未來變化時，用該現(xiàn)象的過去行為來預(yù)測未來，即通過時間序列的歷史數(shù)據(jù)揭示現(xiàn)象隨時間變化的規(guī)律，并將這種規(guī)律延伸到未來，從而對該現(xiàn)象的未來做出預(yù)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(yù)測方式是通過過去的觀測值和現(xiàn)在的干擾值的線性組合預(yù)測，自回歸模型的數(shù)學(xué)公式是：
其中：參數(shù) c 為常數(shù)；f1, f2 ,…, fp 是自回歸模型系數(shù)；p為自回歸模型階數(shù)；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(guān)因素對預(yù)測目標的影響和作用，不受模型變量相互獨立的假設(shè)條件約束，所構(gòu)成的模型可以消除一般回歸預(yù)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(yù)測方式是通過過去的干擾值和現(xiàn)在的干擾值的線性組合預(yù)測，移動平均模型的數(shù)學(xué)公式是：
其中：參數(shù) m 為常數(shù)；參數(shù)q1 ,q2 ,…, qq是 q 階移動平均模型的系數(shù)；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(yù)測誤差的線性組合來表達當前預(yù)測值，AR(p)的假設(shè)條件不滿足時可以考慮用MA(q)形式。MA(q)總是滿足平穩(wěn)條件，因為其中參數(shù)取值對時間序列的影響沒有AR模型中參數(shù)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(gòu)成了用于描述平穩(wěn)隨機過程的自回歸移動平均模型ARIMA，數(shù)學(xué)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(shù)，社會經(jīng)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(shù)線性模型，只要確定出有限個參數(shù)的值，模型就完全確定、由于都是線性模型，用它們來對數(shù)據(jù)進行擬合，考察數(shù)據(jù)內(nèi)在的統(tǒng)計特征以及做最佳預(yù)測時數(shù)學(xué)上的分析處理都比較方便。AR（p）模型的偏自相關(guān)函數(shù)是以P步截尾的，自相關(guān)函數(shù)拖尾。MA（p）模型的自相關(guān)函數(shù)具有q步截尾性，偏自相關(guān)函數(shù)拖尾。這兩個性質(zhì)可以分別用來識別自回歸模型和移動平均模型的階數(shù)。ARIMA（p，q）模型的自相關(guān)函數(shù)和偏相關(guān)函數(shù)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(guān)函數(shù)在一個實滯（k=1）后中斷，而AR（1）的自相關(guān)函數(shù)呈指數(shù)衰減到0。相反，MA（1）的偏自相關(guān)函數(shù)呈指數(shù)衰減到0，而AR（1）的偏自相關(guān)函數(shù)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(wěn)時間序列ARIMA性質(zhì)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(guān)性系數(shù)
拖尾
截尾
拖尾
偏相關(guān)性系數(shù)
截尾
論文關(guān)鍵詞：四川省,城鎮(zhèn)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(zhèn)居民體育消費需求的經(jīng)濟基礎(chǔ)
自改革開放以來，四川省社會經(jīng)濟迅速發(fā)展，據(jù)四川省市省統(tǒng)計局調(diào)查數(shù)據(jù)顯示：2008年城鎮(zhèn)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(jīng)濟穩(wěn)步發(fā)展有力地保證了全省各項事業(yè)的發(fā)展，城鎮(zhèn)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(zhuǎn)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(zhèn)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(fā)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(nèi)在動力。體育消費行為則是這種內(nèi)在動力的結(jié)果[2]。通過對四川省各年齡組城鎮(zhèn)居民進行體育消費動機調(diào)查結(jié)果統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，四川省城鎮(zhèn)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(diào)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(zhèn)居民的思想進步，思維活躍，體育消費動機和態(tài)度是積極的，這種積極態(tài)度將為全面健身計劃實施、參與體育的人口增加及誘發(fā)體育消費和促進體育市場發(fā)展奠定基礎(chǔ)。
1.3 體育健身消費動機水平的比較
四川省城鎮(zhèn)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(yè)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(zhèn)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(zhèn)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(chǎn)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(jīng)濟的發(fā)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(lǐng)先水平[3]。隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展，城鎮(zhèn)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(xiàn)出更大的潛力。
3 對四川省體育消費市場發(fā)展的思考
3.1 以城鎮(zhèn)居民體育消費選擇和能力為立足點開發(fā)體育市場調(diào)查表明，四川省城鎮(zhèn)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(jù)年齡、性別、收入、職業(yè)和生活水平消費的城鎮(zhèn)居民依其體育消費動機和消費承受能力對體育服務(wù)產(chǎn)品消費做出切合實際的選擇，因此，開發(fā)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(chǎn)品以滿足居民日益增長的體育消費需求，并根據(jù)區(qū)域性經(jīng)濟發(fā)展水平，確定體育市場的走勢。
3.2 培養(yǎng)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(yǎng)體育市場的消費主體，積極倡導(dǎo)和鼓勵群眾進入體育市場參與體育消費。在不斷開發(fā)多樣性體育市場、提高體育物質(zhì)產(chǎn)品引發(fā)居民體育消費欲望的同時，配合各種媒體宣傳以強化城鎮(zhèn)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(fā)力度
體育娛樂健身市場和競賽表演是體育產(chǎn)業(yè)的核心市場。重點開發(fā)強身健體、歡度余暇、愉悅身心和體育康復(fù)等健身保健市場；體育競賽表演市場也應(yīng)重點開發(fā)那些進入職業(yè)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(chǔ)上逐步開發(fā)社會體育活動競賽市場和商業(yè)性競技市場，以高品質(zhì)服務(wù)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(jīng)營、管理專門人才的培養(yǎng)。
4 結(jié)論與建議
(1) 四川省經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定發(fā)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(chǔ)。
(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(zhèn)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(lǐng)先水平。
(4) 四川省城鎮(zhèn)居民體育消費水平普遍偏低，呈兩頭高，中間低的發(fā)展態(tài)勢，隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展，信息消費和參與消費將會有很大的提高。
(5) 加快體育產(chǎn)業(yè)發(fā)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(fā)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(dǎo)，引導(dǎo)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(chuàng)新體制機制，加快體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展。
參考文獻：
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