时间：2022-10-19 16:34:35
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇居民消费论文，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
一、模型估计结果
采用计量经济软件Eviews6.0，将农村居民的人均年纯收入作为解释变量，分别以食品、衣着、居住、家庭设备及服务、交通和通讯、文教娱乐、医疗保健、其他八项支出为被解释变量，对ELES模型参数进行普通最小二乘法（OLS）估计，可得到ai、bi的估计值。具体数据见表1。估计结果中，参数估计值和回归方程在显著性水平a=5%下都非常显著，说明人均纯收入对8项生活消费支出的线性影响显著。
二、ELES模型结果分析
1.边际消费倾向分析由表1的bi值可知，中国农村居民“十二五”时期总的边际消费倾向为0.3998，即收入每增加100元，用于生活消费支出为39.98元，用于储蓄和投资的数额为60.02元。而“十一五”时期总的边际消费倾向为0.4958，比“十二五”时期高0.096，二者相差较大，说明中国农村居民随着外部环境的不确定性增加，其消费趋于保守。“十二五”和“十一五”时期中国农村居民新增购买力的投向并没有很大的区别，边际消费倾向排前五的依次为：食品、居住、交通和通讯、文教娱乐、衣着。这说明了随着收入的提高，中国农村居民依然还是很重视对于吃、住、行等基本需求的支出。从个值来看，“十二五”与“十一五”时期居住的边际消费倾向相差较大，“十二五”时期为0.081，比“十一五”时期的0.113下降了0.032，这可能是由于前期的住房需求得到了部分满足，导致后期没有持续强劲的需求；交通和通讯、文教娱乐、衣着的边际消费倾向较高，说明中国农村居民一直在追求生活便利化、丰富精神生活、提高外在形象。可见，交通和通讯、文教娱乐、衣着仍然是中国农村居民追逐的消费热点。
2.基本消费支出分析由式（5）可求得各类商品的基本消费支出（表1），可知：①十二五”时期中国农村居民的基本需求支出中，食品(42.16%)、居住（17.81%）、衣着（6.53%）列在第一、第二和第六位，则农村居民用于吃、穿、住等方面的基本需求支出占66.5%。仍然说明中国农村居民的消费还停留在吃、穿、住等基本的需求层次上。②2012年中国农村居民的基本需求总和为4504.5489元，比2007年的2247.2071元高出2257.3418元，说明农村居民的消费水平在逐步提高，同时可以将4504.5489元作为2012年划为贫困线的标准。③在分类消费品中，2012年的交通和通讯无论是数值还是结构上都较之2007年明显增加，表明中国农村居民对于交通和通讯的消费一直有较高的需求。
3.恩格尔系数国际上常用恩格尔系数来衡量一个国家或地区人民生活水平和生活质量的高低。根据联合国粮农组织提出的标准，恩格尔系数为59%以上为贫困，50%~59%为温饱，40%~50%为小康，30%~40%为富裕，低于30%为最富裕。根据实证结果计算可得，中国农村居民的生活从“十一五”时期到“十二五”时期有了较大的改善，恩格尔系数从2007年的48.68%下降到2012年的42.16%，下降了6.52个百分点。可知，中国农村居民目前处于小康阶段，逐步向富裕阶段转变。
三、结论
通过以上实证分析，可得出以下结论：①从边际消费倾向来看，随着外部环境的不确定性增加，中国农村居民的消费趋于保守。②根据上述ELES模型计算结果，2012年中国农村居民的基本生活消费支出为6103.7889元。因此，中国农村居民当年的贫困线可以确定为6103.7889元。③从恩格尔系数来看，食品支出占总消费支出的42.16%。可以说中国农村居民的消费已基本达到了小康水平，逐步向富裕型过渡。
作者：黄伟单位：青海民族大学经济学院
1协整检验与VAR模型的设定
1.1协整检验根据以上分析，本文采用基于VAR的johansen协整检验对LRC、LRI和UR三者进行协整分析。通过综合考虑AIC、SC信息标准及似然比，选择滞后阶数为4，协整检验结果如表2所示，迹检验和最大特征根检验都说明：三者之间存在两个协整关系。由方程（1）可知，时间序列LRC、LRI、UR之间存在长期均衡关系，城镇化水平的发展、农村居民收入的提高对农村居民的消费有正向的刺激作用。
1.2VAR模型的设定经济理论往往不能为经济变量之间的动态关系提供一个严格的定义，使得在解释变量过程中出现一个问题，即内生变量应该出现在方程的哪边。VAR模型基于数据的统计性质，把每个内生变量作为系统中所有内生变量滞后值的函数来构造模型，就避免了结构方程中需要对系统每个内生变量关于所有内生变量滞后值的建模问题，在预测变量之间的动态关系中比传统方法更准确。LRC、UR和LRI同是一阶单整序列，符合建立VAR模型的前提。模型的滞后阶数选择根据AIC和SC取值最小的准则，经过反复试验，滞后阶数选择为5，即建立LRC、LRI、UR的VAR(5)模型。从表3给出的VAR（5）模型的整体检验结果来看，模型的对数似然函数值足够大（165.9479），AIC(-10.72253)和SC值（-8.3420）值足够小而且在一个相当的水平上，表明模型整体效果不错。为了检验得到的VAR(5)模型的稳定性，采用AR根的图表来验证，如图1所示。从图中可以看出，VAR系统中所有根的模的倒数小于1，即位于单位圆内，得出的VAR系统是稳定的。
2脉冲响应与方差分解分析
2.1脉冲响应分析建立了VAR模型，模型系统中的系数非常多，如果考虑整个VAR系统中的互动关系，单个系数往往只反映了一个局部的函数关系，并未能够捕捉全面复杂的动态过程。基于本文建立的VAR模型是稳定的，因此，采用cholesky分解方法得到正交化的脉冲响应函数，建立与VAR相关的脉冲响应分析，借此全面地反映各个变量之间的动态关系。图2、图3分别显示了农村居民消费对农村居民收入和城镇化率的随机误差项一个标准差冲击的响应函数。横轴表示了脉冲响应冲击的作用的滞后期数，滞后期设定为20年；纵轴表示农村居民消费的变化，实线代表响应函数的计算值，虚线为响应函数值正负两倍标准差偏离带。图4、图5分别显示了城镇化率对农村居民消费和农村居民收入的随机误差项一个标准差冲击的响应函数。横轴表示图2、图3；纵轴表示城镇化率的变化。图6表示了农村居民收入对城镇化率的随机误差项一个标准差冲击的响应函数，纵轴是农村居民收入的变化。首先我们分析农村居民消费对农村居民收入和城镇化率的响应情况和作用路径。（1）由图2可以看出，当给本期居民收入一个单位标准差冲击时，前2期对农村居民消费的影响基本为0，之后对农村居民消费的影响逐渐增大，在第三期达到峰值，使得农村居民消费增长0.05%，之后又呈现波动状态，直到第八期下降到0，之后又上升到第15期的0.03%，此后趋向平稳，并出现收敛。说明不论是短期还是长期，对农村居民人均纯收入的冲击，农村居民消费是上升的并最终趋于稳定。（2）当给城镇化率一个正向标准冲击时，如图3所示，农村居民消费前两期的正向效应为0，此后一直增长，到第四期达到峰值，消费增长0.09%。之后出现波动下降，趋于平稳，到17期又有一个峰值，达到0.08个百分点，表明城镇化的推动对农村居民消费有明显的促进作用，短期内迅速增长，长期收敛并呈现明显的正效应。其次，我们来考察城镇化率对农村消费和农村居民收入的一个单位标准差冲击的响应。（1）由图4可知，本期给农村居民消费一个标准差的正冲击时，城镇化率在第一期基本没有反应，第一期之后，对城镇化率的正效应逐渐增大到19期的0.019并趋于稳定，这表明农村居民消费的增加促进城镇化的发展；（2）给农村居民收入一个标准差冲击时，城镇化率小幅上升，直到第五期峰值0.007，之后呈现下降和平稳趋势，也就是说农村居民收入的增长冲击促进了城镇化率的提高，但作用有限。最后，本文分析下农村居民收入对城镇化率冲击的响应结果。如图6可知，当给城镇化率一个正向的标准差冲击时，对当期农村居民收入基本为0，此后开始有正的响应，第2期为0.05，第三期又下降到0.03，之后又上升到第四期的0.05并接着保持平稳。结果表明，城镇化率的提高，对农村居民收入有一个稳定的促进作用。
2.2方差分解通过脉冲响应函数能捕捉一个变量的冲击对另一个变量的动态影响，而方差分解则可以将VAR系统中的一个变量的方差到各个扰动项，以便我们进一步分析特定变量的变化中各种结构冲击的相对重要性。比较这些相对的重要性随时间的变化，就可以估计出对特定变量的影响时滞和影响效应大小。本文分析农村居民消费LRC和城镇化率UR的方差分解结果，通过Eviews7.2在VAR环境下得到的方差分解结果见表4、表5。表4的结果表明，农村居民消费LRC的误差在前两期主要受自身冲击，第二期还在89%左右，随后有下降的趋势；农村居民收入LRI和城镇化率UR对农村居民消费的预测误差解释能力越来越强，其中农村居民收入在第七期达到了17.27%，城镇化率的解释在第五期更是达到了41%左右，二者在第七期的冲击能解释农村居民消费的50%以上。表明了短期下城镇化率和农村居民收入对农村居民消费的影响不显著，而在长期中对农村居民消费的影响不可忽视，同时城镇化率对促进农村居民消费有积极的影响效果，这与脉冲响应分析的结果相同。城镇化率的方差分解结果显示，农村居民收入对城镇化率的预测方差的贡献在一开始就达到了10%，但短期来看，城镇化率的变动主要受自己的冲击，此后有明显的下降幅度，农村居民消费的贡献逐渐增加，从第一期的1.78%到第七期的46%左右，超过了城镇化本身。说明短期城镇化本身的冲击是城镇化率变动的最主要原因，农村居民消费对城镇化率的长期变动具有很深的影响。不论是短期还是长期，农村居民收入对城镇化率的变动有一定的贡献，但有限，这与前面的脉冲的脉冲响应分析的结果一致。
3结论与启示
通过以上分析，我们可以得出以下结论：第一，标准化协整方程的确立说明，农村居民收入的提高对农村居民的消费有正向的刺激作用。第二，通过建立向量自回归（VAR）模型，在此基础上进行的脉冲响应分析和方差分解，结果表明：（1）农村居民收入和城镇化发展对农村居民消费的影响存在时滞，滞后期为2年，从第3年开始对农村居民消费有正向的推动作用，并在长期趋于稳定,同时从农村居民消费对城镇化率的响应图来看，城镇化率对促进农村居民消费有更积极的影响。方差分解的结果也论证了这一点，农村居民消费LRC的误差在前两期主要受自身冲击，随后农村居民收入LRI和城镇化率UR对农村居民消费的预测误差解释能力越来越强，城镇化率的解释在第五期更是达到了41%左右，二者在第七期的冲击能解释农村居民消费的50%以上。（2）农村居民收入提高和消费提高对城镇化的发展存在1年期的时滞，第一期之后，脉冲响应中农村居民消费对城镇化率的正效应逐渐增大到19期的0.019并趋于稳定，这表明农村居民消费的提高，引起城镇化水平有规律的波动。这与劳动力等生产要素在市场间的自由流动有关，只要市场是完善的，这个循环波动过程是持久的。给农村居民收入一个标准差冲击时，城镇化率小幅上升，直到第五期峰值0.007，之后呈现下降和平稳趋势，也就是说农村居民收入的增长冲击促进了城镇化率的提高，但作用有限。第三，本文分析下农村居民收入对城镇化率冲击的响应结果。当给城镇化率一个正向的标准差冲击时，对当期农村居民收入基本为0，此后开始有正的响应，第2期为0.05，第三期又下降到0.03，之后又上升到第四期的0,05并接着保持平稳。结果表明，城镇化率的提高，对农村居民收入有一个稳定的促进作用。城镇化将农产品的供给者变成需求者，扩大了农产品的刚性需求。同时，城镇化的加速有利于提高农业劳动生产率，改善农民的收入结构。鉴于以上结论，对安徽发展新型城镇化的目标，本文提出以下建议：一是安徽省内合肥、马鞍山、芜湖等主要城市发挥好承接沿海东部地区产业转移的优势与潜力，吸纳东部返乡和就近转移的农民工，加快产业集群发展和人口集聚。在此基础上发展小城镇专业化经济的特征，形成若干专业化的城镇群，发展城镇经济，从而进一步解决农村人口向城镇人口转变中的就业问题，促进农民增收，真正实现人口城镇化。二是目前我国服务业增加值占国内生产总值比重仅为46.1%，与发达国家74%的平均水平相距甚远，与中等收入国家53%的平均水平也有较大差距，安徽目前这一数值仅为32.7%，还有较大空间。加快发展安徽服务业应是产业结构优化升级的一个重要方向。三是新型城镇化不仅仅是农村人口向城镇人口的转变，强调在产业支撑、人居环节、生活方式等方面由“乡”到“城”的转变。收入促进城镇化发展的效果有限，因此，在发展产业升级、促进就业的同时，应加快城镇基础医疗服务、教育、公共交通、社会保障等基础设施、公共服务体系的完善和发展，从而做到“以人为本”的城镇化。四是加快推出土地征用市场化改革方案，开展农村集体土地入市，让农民能够获得更多的土地出让收益，从而避免城镇化过程造成的新贫困和不平等。政府在土地市场化的基础上，可以改革土地财税制度，比如可以征收一定比例的土地增值税，作为农村人口进城住房、子女教育等社会保障问题的支出，解决农民的后顾之忧，从而提振农民消费信心，形成新的消费市场和消费热点，这进一步推进了城镇化的有效推进。
作者：陆正和李正明单位：上海理工大学管理学院
目前，中国的高储蓄现象已备受人们关注，很多学者认为中国目前养老保险制度不健全、养老保险覆盖面小是造成居民高储蓄的重要原因。他们大多认为，“扩大养老保险覆盖范围，解决了人们的后顾之忧，居民在工作期间就可以放心消费，从而减少储蓄”。然而，我国从90年代中期实行“统账结合”的养老保险制度起，养老保险覆盖范围逐年扩大，截至2006年底，参保的在职职工已达到14130.9万人，是1990年参保人数的2.7倍；参保的离休、退休退职人数已达到4635.4万人，是1990年的近4.8倍，城镇居民储蓄率不但没有减少，反而却分别从1990年的15.3%、增加到2006年的26%。可见，近十几年养老保险覆盖范围不断扩大究竟能否降低居民储蓄率，还有待于深入研究。因而，评价中国养老保险制度实施对居民消费的影响，在理论和现实上都有着重要的意义。
下面，本文将利用我国各地区城镇居民1994~2006年的有关数据建立经济计量模型，就这一问题进行实证研究。
二、文献回顾
国外学术界关于分析养老保险对储蓄、消费影响的文献十分丰富。最早可以追溯到Diamond（1965）在经济增长模型中引入社会保险，从此，多年来社会保险对储蓄和资本积累的影响就成为学术界争论不休的问题。
Feldstein(1974)利用美国1930-40/1947-71样本数据估计包含养老保险指标的生命周期消费函数，通过实证，他认为社会养老保险可消减个人储蓄。然而Barro(1974)指出，当存在代际转移时，社会养老保险对储蓄没有影响。较早的关于研究这些问题的文献都没有一致的结论，例如，Feldstein（1982，1996）、Barro和Macdonald(1979)、Leimer和Lesnoy(1982)等都提出自己的观点。Cigno和他的合作者（1992）年通过对多个国家的时间序列数据实证分析，认为在完全基金制的情况下，扩大社会保险覆盖范围对储蓄有显著正的影响。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会保障制度与预防性储蓄的关系。他们均发现，提高社会保障水平可以显著减少预防性储蓄，进而降低储蓄率。
近几年，研究社会养老保险对储蓄的影响，国外研究者考虑更多的因素，研究方法也多有创新。
戴维斯（1995）利用生命周期理论研究养老基金对个人生命周期储蓄的影响。他认为由于以下几个原因，养老保险制度并不会使个人储蓄减少。第一，由于养老承诺的非流动性和未来收益的不确定性，尤其是在通货膨胀压力下，个人储蓄不会随着养老金收益的增加而一对一地减少；第二，流动性约束的存在使个人自由借债的能力受限，那么，个人在年轻时就应该为年老的消费积累资金，这样，个人储蓄就不会因为强制储蓄而减少；第三，为了追求闲暇，职工可能希望提前退休，这会使他增加工作期的储蓄；第四，如果从当前消费转向未来消费的税收方面有优惠政策，也会为提高个人的总储蓄而提供激励。然而，戴维斯在分析12个OECD国家、智利和新加坡的养老金后，并没有发现养老基金对个人储蓄有规律性影响。因此，他认为，基金制养老金计划对个人储蓄的影响要依各个国家经济的具体情况而定。
在《宏观经济学》（1998）一书中，奥利维尔•琼•布兰查德和斯坦利•费希尔采用戴蒙德的代际交叠模型分析养老保险对储蓄和资本积累的影响。他们得出以下结论：在完全基金制下，社会养老保险对储蓄没有影响；在现收现付制条件下，社会养老保险贡献会使私人储蓄减少。
Zhang(1995)分析养老保险对经济增长的影响时，认为非基金制条件下的社会养老保险可以通过降低出生率和增加人力资本投资来促进经济增长。但他指出，社会养老保险对储蓄没有影响。
Ehrlich和Zhong（1998）用多国数据检测养老金/GDP这一比率与出生率、储蓄和经济增长的关系。他们发现，社会养老保险对出生率、储蓄和经济增长有显著负的影响。
AlessandroCigno、LucaCasolaro和FurioC.Rosati（2000）通过建立VAR模型，用德国数据估计社会养老保险对储蓄和出生率的影响。他们发现，社会养老保险覆盖率对家庭储蓄有正的影响，但对出生率有负的影响。
Cigno和Werding(2003)基于家庭网络原理，认为社会养老保险可以增加总储蓄。
中国国内关于研究社会养老保险对储蓄影响的文献还不是很多。朱青（2002）对养老金计划实行部分积累制的模式进行了经济分析，并研究养老金计划对家庭储蓄率的影响。柳清瑞和穆怀中（2003）利用代际交叠模型分析养老保险对储蓄的影响，他认为，“伴随中国人口老龄化进程的加快和制度赡养率的提高，现收现付制将出现养老金需求增加和供给不足的两难困境。同时，现收现付制将对家庭储蓄产生负面影响”。刘俊霞（2003）认为在需求不足的条件下，实行现收现付制的养老保险制度，有利于提高边际消费倾向，从而有利于扩大消费需求。岳远斌（1997）认为养老保险基金的支付，无论从某一个年度，还是从整个生命周期考虑，总表现为社会储蓄的减少，只有在现收现付制的传统体制下，才不会对储蓄产生太大的影响。
三、理论模型
本文的实证分析采用了杜森贝利的相对收入假设消费理论。他认为，一方面，消费者的消费支出不仅受其自身收入的影响，而且也受周围人的消费行为及收入与消费相互关系的影响，即消费具有“示范性”或“攀附性”;另一方面，消费者的消费支出不仅受自己目前收入的影响，而且也受自己过去收入和消费水平的影响，即消费又具有“不可逆性”。根据这一理论假设，杜森贝利的相对收入假设消费函数可近似地简化为下式：
（3.1）
在该模型中考虑养老保险的影响，本文使用养老保险覆盖率指标，养老保险的实施对人们消费行为的影响可能存在滞后性，故建立模型如下：
（3.2）
其中，C表示消费；Y表示收入；fgl表示养老保险覆盖率。
四、实证分析
（一）、数据来源。
由于养老保险的相关数据只能收集到1989年到2003年，时间序列数据不足。通过近几年的《中国统计年鉴》、《中国劳动和社会保障年鉴》的相关资料进行整理，可以得到1994~2006年各地区的城镇居民人均实际可支配收入、人均实际消费支出数据、城镇就业人数及参保职工人数。本文定义养老保险覆盖率为参保职工人数与城镇就业人数的比值。
（二）、模型设计
根据理论分析，建立模型如下：
（4.1）
其中，、分别表示城镇居民的人均实际消费支出、人均实际可支配收入（以各地区1993年的城市居民消费价格为100，从人均消费支出和人均可支配收入中剔除物价波动因素）；i表示省或自治区（除外），t表示年份；表示养老保险覆盖率。
（三）、模型估计
对于模型4.1，涉及到固定与随机效应的选择问题。考虑到各个省或自治区在政策实施、经济进展、及消费行为上有许多不同，本文旨在考虑各自的影响因素对居民消费支出的影响，故不把截面单元看成来自同一总体的一组样本，故选择固定效应模型。对模型4.1用eviews5.0估计结果见表4-1：
表4-1：模型（4.1）基于1994—2006年样本数据的拟和结果
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表示陕西；SHXNXI表示山西
调整后的达到0.9945；参数都显著不为零。可见，养老保险的实施对人们的消费行为起到促进作用，养老保险覆盖率每增加一个百分点，两年后人均实际消费支出增加238元。为了检验模型的合理性，本文从以下两个角度进行检验：1残差的平稳性；2模型阶段性的适应性。
（四）模型合理性检验
1、残差平稳性检验
最早使用面板数据进行单位根检验的是Bhargava等（Bhargavaetal,1982）。他们利用修正的DW统计量提出了一种可以检验固定效应动态模型的残差是否为随机游走的方法。Abuaf和Jorion（1990）基于SUR回归(seeminglyunrelatedregression)模型，采用GLS估计方法提出了面板单位根检验方法——SUR-DF检验。LevinandLin(1993)建立的LLC法也是对面板数据进行单位根检验的早期版本。Im、Pesaran和Shin在1997年建立了IPS法，但Breitung（1999）发现IPS法对限定性趋势的设定极为敏感。MaddalaandWu(1999)建立了MW法。2003年Im、Pesaran和Shin在考虑异方差和残差自相关后，建立了面板数据单位根检验的W检验。为了避免单一方法可能存在的缺陷，本文选择用Levin,Lin和Chu检验、Im,PesaranandShinW-stat检验、ADF-FisherChi-square检验和PP-FisherChi-square检验(MaddalaandWu(1999)和Choi(2001))。这些方法出发点很类似，都考虑paneldata如下的AR（1）处理过程：
（4.2）
表示外生变量，包括固定影响及各自的趋势。表示自相关系数。假定独立同分布。如果，，则认为是平稳的；如果，，则认为包含一个单位根。为了检测，通常对有两个假定：一是=对于所有的i，Levin,Lin和Chu检验方法就包含这个假定；二是允许随i的不同而变化，Im,Pesaran和Shin(2003),Fisher-ADF和Fisher-PPtests检验方法包含这个假设。
用Eviews5.0检验模型残差水平数据单位根存在情况，在检验时选取具有固定效应的面板数据模型，结果见表4-2，可见残差是平稳的。
表4-2：残差平稳性检验结果
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、模型的阶段性适应性检验
考虑面板数据模型对数据比较敏感，考虑到合理的模型对样本内的阶段性数据也应该有一定的适应性。由于在2000年，国务院出台了《关于完善城镇社会保障体系的试点方案》，提出了进一步完善社会保障体系的基本原则、目标任务，确定了进一步调整和完善我国养老保险制度的主要政策，故以2000年为间断点，分别以1994~2000、2000~2006为样本拟和模型结果如下：
表4-3：模型（4.1）基于1994—2000年样本数据的拟和结果
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年样本数据的拟和结果
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
从表4-3、4-4可见模型有很好的适应性，但也从看出一些问题：养老保险覆盖范围的扩大对消费的促进作用逐渐降低。
五、小结和意见
通过面板数据实证分析，认为养老保险的实施解决了人们的后顾之忧，居民在工作期间就可以放心消费，从而减少储蓄，但养老保险覆盖范围的扩大对消费的促进作用逐渐降低。这可能是由于目前的养老保险覆盖范围依然不能达到应保尽保，见表5-1，这使得养老储蓄依然是很重要的储蓄动机；另外，养老保险金空账问题日益严重造成的（见表5-2），也可能加剧了人们对未来预期的不确定性。因而，作建议如下：
一方面，在“社会统筹”向“统账结合”的过渡阶段，政府应加大投资，包括对养老金支付的补贴和对个人缴纳养老费的补贴。确保“统账结合”政策实施前参加养老保险且已经离退休人员养老金按时发放，确保政策实施后的个人账户资金不被挪用。
另一方面，进一步扩大养老保险覆盖范围，将养老保险覆盖面扩展到经济效益较好的私营、个体和外资企业。确保养老保险资金更多的来源渠道。
表5-1：中国历年城镇在职职工养老保险覆盖率
时间城镇就业人数（万人）参保在职职工人数（万人）覆盖率（%）
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：城镇就业人数、参保在职职工人数数据来源《中国统计年鉴2007》，中国统计出版社，2007年
表5-2：养老金“空账”金额
时间1997199819992000200320052006
一、数据来源及变量描述
本文数据来自于国家统计局网站，选取的研究指标为人均支出（averwage）、居民物价指数（CPI）、平均工资（wage），时间序列为3年（2008—2010），截面数据为东部十二个省份及直辖市，分别是北京、天津、河北、辽宁、吉林、黑龙江、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东，整个分析数据面板共有12×3×3＝108个。面板数据是一种能够描述观测指标跨时段的样本行为的数据结构，在stata11．0分析中，pooldata需要一种特殊的存储结构。第一列为样本截面，第二列为以第一列样本为单位的时间排序，后面几列按照前面结构填入数据。下面将通过各种角度的指标描述和相应的stata输入命令来对不同地区跨时段的人均消费支出进行描述。1．定义截面和时间变量。命令：xtsetplaceyear。这里所定义的place变量一定要为数值，比如：北京———1，天津———2，以此类推。2．样本和时段角度的非均质描述。如以横轴为样本考察不同个体在三年间的分布状态，命令：回车后得到图1（跨年份的非均质图）。可以看出北京（A）、天津（B）上海（G）在三年内的人均消费支出波动区间较大，而吉林（E）、黑龙江（F）的三点区间较小，体现了三年内该地区的人均消费支出增长缓慢，从红线表达的各地三年均值来看，上海、北京、江苏和天津名列前四甲，最低的为河北。Stata中的非均质图比以往spss和EVIEWS中单纯的均值、方差描述更能从动态角度刻画变量的均值和波动情况。图2同理，是跨样本的年份非均值图，发现三年中每年不同地区的消费支出差异情况相对一致，均为两个地区（上海、北京）遥遥领先，处于均值之上且与均值距离大致相同，每年均有六个地区在平均值以上，但其中两个处于平均值附近。说明近年来东部各地区的人均消费支出具有共线性，即不同省份存在共同增长趋势。
二、东部地区居民消费水平影响因素的面板stata检验
（一）单自变量固定截距变系数模型（1）居民物价指数的上涨对居民消费的贡献作用迥然不同，除上海以外的其他东部地区如天津、河北、辽宁、黑龙江等CPI较上期上涨指数对消费支出具有明显负向作用，说明上海居民的消费思想中价格预期的作用发挥较大，根据消费假说理论，上海居民能够在CPI上涨的同时有一种更长远的通胀预期，在未来价格大可能上涨、货币面临进一步贬值的情况下，增大现期消费是一种明智的选择。而在其他地区，普遍存在物价上扬和消费抑制的双重压抑局面，这比较适合当今我国居民的消费习惯，当前房价高涨、医疗及教育成本逐年攀升的大背景下居民收入的增幅没有跟上，造成储蓄动机增强。从表1中的贡献系数绝对值可以看出，河北、黑龙江和吉林的CPI对消费负面影响最大，分别达到了CPI每上涨1个点，引起－151501、144758、－140108程度的消费减少。北京的CPI贡献系数不显著，说明北京居民消费支出的影响因素中通胀因素可以忽略不计。有趣的是东部地区共同具有的原始消费为3076221，普遍高于各地区的实际消费值，这个说明当今我国的通货膨胀是造成内需不足的重要原因。（2）居民平均工资收入在大多数地区对消费支出的贡献作用不显著，体现为t值过小，其中比较合理的解释仅体现为北京，可支配收入增长1元将增加0338元的消费。这种现象主要是两点原因引起的，一是工资性收入在当今社会占个人收入的比重越来越低，而财产性收入比重越来越大，所以消费支出与工资性收入不敏感。本文的计量结果与田青（2008）年的结论完全一致，她将原因归结为“量入未出”的传统消费思想。其次，吕宗耀（2010）通过国民收入核算公式推导了收入分配与总收入之间的关系，认为高收入群体中收入每增加一个单位将会引起总收入1个单位的减少［3］，在当前收入贫富差距日益增大的情况下，在有限的社会资源下所生产出的财富随着贫富差距的拉大和通胀加剧的情况下使得低收入人群的消费能力急剧下滑，很多居民仅仅依靠工资来维持基本生活支出，这种支出的非常缺乏弹性的。
（二）多元面板回归这里将居民物价指数和平均工资收入一起纳入pooldata模型，具体模型。表2的结果显示在三种回归方法（不变系数面板回归，混合回归和虚拟变量回归）得到结果相同，即我国东部地区整体上居民物价指数是带动了居民消费上涨的，即东部地区CPI平均指数较上年上涨一个单位，将会引起292元的消费支出，而收入所引起的消费支出较少，可以将0343视为东部地区的收入消费弹性数值。
（三）随机效应及固定效应检验对于面板模型，检验方法有Hausman法，我们可以运行该检验以检测原假设：服从随机效用模型，比如对CPI指标的运行结果如表3。一般而言，chi2（1）＜05采用固定效用模型，所以从表3和表4的结果可以看出，物价指数CPI和人均工资收入averwage对居民支出的面板贡献计量所采取的方法是不同的，前者适用固定效应模型，后者适用随机效应模型。在上述基础上，为了对两个自变量的面板模型形式进行统计，再利用命令3，（将两个自变量CPI和averwage全部纳入），进行检验，得到的chi2（2）＝7058，表明支持随机效应模型。这样采用random形式的广义最小二乘法（GLS）回归后得到的结果如下公式。各项统计指标均通过检验，说明将物价指数和平均工资收入指标结合在一起进行随机效应面板检验后，平均工资每增加1元将会给东部地区带来0．37元的消费增加，可以视为工资收入支出弹性。而居民物价指数指标显示物价指数每较上期上升一个百分比，将会引起37．1元的消费增加，但检验系数不显著，呈弱相关性。
三、结论及对策
本文通过stata软件对居民消费物价指数、人均工资以及消费支出的关系进行了面板非线性计量，得出了以下结论：1．CPI和人均工资存在很强的交互作用，体现为采用单独指标对消费支出面板回归与采用多变量回归的结论不同。说明当前人均工资水平上涨的同时由于通货膨胀造成工资收入的作用从不显著转为显著。在拉动内需的过程中应采取不同的混合政策兼顾两者间的影响，才能使扩大内需的政策发挥效果。2．在摒弃工资收入指标的前提下，通货膨胀在东部各地区普遍造成了对消费支出的负面影响。可以认为当前财产性收入比重的大幅上升是弥补工资收入不足从而维持消费支出增加的主要因素，一旦房地产业和其他类似行业发生衰退，居民的消费支出水平会有一个很大的滑坡。这一现象同样可以解释在排除物价原因的前提下，工资收入对消费支出贡献力不显著的现实，因为财产性收入的增加在非通胀的前提下会降低工资收入的实际效应，使生命周期消费假说中的财富消费增加而工资消费减少，但前者由于边际递减效应和流动性较差原因的存在，会产生对收入水平上涨引起消费增加的抵消作用。3．根据Hausman检验确定了两变量同时进行面板时应采用固定效应模型的不可行性，可以理解为当前通胀加剧、全球流动性泛滥的前提下，人们预期通胀会进一步扩大，所以必然会将占总收入比例连年下滑的工资收入更多地用于消费，从而体现出了通胀背景下工资上涨会在东部地区的消费弹性为037。岳龙华（2011）根据柯布道格拉斯函数对未来的劳动力转移趋势进行了分析，认为第三产业是第一产业劳动力转移的主要渠道。这意味着未来东部地区的人均工资水平将进一步上升，如果通胀形势仍然保持当前的势头，必然还会存在工资收入对消费支出具有显著贡献效应的事实，并且工资收入消费弹性还会进一步上升。
作者：曹丽萍单位：山西农业大学经济贸易学院
关键词:股票市场；消费性支出；协整分析
随着经济发展和经济体制改革的不断深入,我国股票市场经历了从不完善到逐步走向规范的过程。2008年沪深股市总市值23.57万亿元,占GDP比例约为95.4%,流通市值11.67万亿元,与国内居民储蓄存款总额相当。那么,在金融危机的背景下,如何引导消费拉动内需成为政府调控的重要内容,本文通过实证分析研究股票市场对我国城镇居民消费性支出的影响。
理论模型
刘建江(2002)提出股票市场财富效应,它通常是指由于股价的趋势性上涨(或下跌),导致股票持有人财富增长(或减少),进而产生扩大(或减少)消费,扩大(或缩小)短期MPC,促进(或抑制)经济增长的效应。
凯恩斯的消费理论认为,人们在特定时期消费时与他们在该时期的可支配收入相联系。弗朗科•莫迪利安与凯恩斯的消费理论不同之处在于,他认为人们会在更长时期计划他们的生活消费开支,以达到他们在整个生命周期内消费的最佳配置。弗里德曼提出的永久收入理论认为,消费者的消费支出主要不是由他的现期收入决定,而是由他的永久收入决定。LC-PIH模型将持久收入理论对未来预期的强调和生命周期理论对财富和人口统计变量的强调结合起来,并将财富当作总消费的一个重要决定因素论文。
R.霍尔和M.费莱文对股市促进消费需求功能进行了较为全面的综合,并提出LC-PIH模型,简化如下:
C=αWR+βθYt+β(1-θ)Yt-10<α,β,θ<1
其中:C为消费,Yt和Yt-1,分别是现期和前期的可支配收入。WR为消费者在某一时刻拥有的资产存量,股票和储蓄是其重要组成部分。α为财富的边际消费倾向,β为劳动收入的边际消费倾向。当股市持续繁荣,WR将变成WR+WR,而θ也将在原来的基础上增加θ,边际消费倾向增加,共同作用下,消费支出扩大,进而产出扩大,股票市场促进经济的良好发展。模型如下:
C=α(WR+WR)+β(θ+θ)Yt+β(1-θ-θ)Yt-10<α,β,θ<1
实证分析
(一)数据选取
本文选取1991-2007年的数据作为样本,由于我国股票市场投资者主要是城镇居民,所以选用城镇居民消费性支出(XF),股票市场选用A股和B股流通股市价总值(SZ),本文不选择A股和B股市价总值,是考虑到非流通股对城镇居民的消费性支出无实质影响。
(二)实证过程
为了使数据更加平滑,本文采用变量的对数形式建立一元线性回归模型:LXF=β+β1LSZ,在运用最小二乘法对参数进行估计的过程中,结合Engle&Granger提出的协整理论对模型进行协整分析,以确保回归结果的真实性。值得指出的是,以AIC和SC的值达到最小为标准,本文对各序列的分布滞后期进行了反复的试验,发现均存在高阶相关的情况,故采用PP检验法作为协整分析的基本方法。
1.序列LSZ的单整检验。从变量单位根检验的结果(见表1)可看出,对于LSZ的原序列和一阶差分序列,t统计量的值均大于显著性水平为1%的临界值,这说明可以在99%的置信度下接受原假设,LS的原序列存在单位根,为非平稳序列。但LSZ在二阶差分以后,t统计量的值均小于显著性水平为1%的临界值,这说明可以在99%的置信度下拒绝原假设,LSZ的二阶差分序列不存在单位根,为平稳序列。因此,序列LSZ为二阶单整序列I(2)。
2.序列LXF的单整检验。从变量单位根检验的结果(见表2)可看出,对于LI的原序列和一阶差分序列,t统计量的值均大于显著性水平为1%的临界值,这说明可以在99%的置信度下接受原假设,LI的原序列和一阶差分序列存在单位根,为非平稳序列。但LI在二阶差分以后,t统计量的值远远小于显著性水平为1%的临界值,这说明可以在99%的置信度下拒绝原假设,LI的二阶差分序列不存在单位根,为平稳序列。因此,序列LI为二阶单整序列I(2)。
3.序列LSZ和XF的协整分析。LS对LI的回归结果为:
LXF=6.046240+0.280106LSZ
(29.73307)(11.80404)
R2=0.902809F=139.3354
DW=0.913742
从回归结果可以看出t值很显著,拟合优度较好。流通市值对城镇居民消费性支出的弹性为0.280106,即流通市值每增加一个百分点,城镇居民消费性支出就会增加0.280106个百分点,充分证明长期股市对城镇居民消费性支出影响显著。这个结果很有意义,因为国内大部分研究均认为我国股市对消费的作用较小并且不明显,如骆祚炎(2004),李振明(2001),杨新松(2006)。综观他们的研究,笔者认为,可能由于他们的样本选取有些不足,他们大多用社会商品零售总额反映消费,而真正反映居民消费应是居民的消费性支出。
4.对残差序列RESID进行PP检验。通过残差序列RESID的PP检验结果(见表3)发现,t统计量的值小于显著性水平为1%的临界值,这说明可以在99%置信度下拒绝原假设,残差序列RESID不存在单位根,为平稳序列。
综上所述,序列LSZ和LXF之间具有协整关系,所以,流通市值与城镇居民消费性支出之间的相关性长期稳定。
5.误差修正模型(ECM)。通过协整检验后,知道变量存在长期稳定关系,而这种关系是在短期动态调整下得到的,所以在研究长期的同时也应该在一定程度上关注其短期过程。定义协整方程的残差序列为μt,令误差修正项ecmt=μt,建立下面的误差修正模型:
DLNXF=β0+β1DLNSZ+β2DLNSZ(-2)+ECMt-1+ε1,其中DLNXF,DLNSZ分别是LNXF,LNSZ的一阶差分形式,DLNSZ(-2)为LNSZ的二阶差分形式。通过回归得出的误差修正模型是:
DLNXF=0.046198+0.037095DLNSZ+0.018332DLNSZ(-2)+0.033403ECMt-1
T=(1.33741)(1.24187)(0.018332)(0.033403)
R2=0.729581
这个误差修正模型拟合度较高,整体的F值为27.03879,R2也较大。误差修正项ecmt的系数反映长期均衡的调整力度,从调整系数的估计值0.033403来看,当短期波动偏离长期均衡时,以0.33403的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。
结论
实证结果表明,股票市场对我国城镇居民消费性支出有显著影响,它们之间存在着一个较强的协整关系,即它们之间有长期稳定趋势。
基于此,本文认为要充分发挥股市对实体经济的作用,必须打破只要股票市场财富效应发挥的障碍。文章建议:一是切实保护好投资者利益,完善投资者利益保护制度,使广大投资者能够切实感受到股价上涨对其财富持有的影响;二是坚持不断壮大资本市场直接融资功能的基本方略,树立资本市场长期快速发展的市场预期,保证股市作用消费发挥乘数效应的长效机制;三是努力创建相对稳定的、繁荣的股票市场,期望以股市刺激消费,必须建立一个有市场声誉的、较长时间内持续繁荣的、稳定的证券市场,力争让投资者形成长期“牛市“的预期,形成股市和宏观经济的良性互动循环效应。
参考文献:
1.刘建江.财富效应、消费函数与经济增长[J].当代财经,2002(7)
2.骆祚炎.近年来中国股市财富效应的实证分析[J].当代财经,2004(7)
论文关键词：SPSS，应用软件因子分析方法，聚类分析方法居民消费水平，地区消费结构
随着我国经济的快速发展，城镇居民的收入不断增加，我国各地区城镇居民的消费支出强劲增长，消费结构发生了巨大的变化。但是，由于各地区的经济发展不平衡及原有经济基础的差异，各地区的消费结构仍存在着明显差别。为了进一步改善消费结构，正确引导消费，提高我国城市居民的消费水平和生活质量，有必要对各地区城镇居民的消费结构之间的异同进行考察与比较，以期发现特点和规律，从宏观上把握各地区城镇居民的消费现状和不同地区消费水平的差异，为提高我国各地区消费水平提供决策依据。
一、对地区消费水平的差异的分析方法
1 因子分析模型的建立
因子分析模型是根据变量间的相关性大小，把变量分组毕业论文怎么写，利用同组内的变量之间相关性较高而不同组的变量之间相关性较低，每组变量代表一个基本结构，这个基本结构称为公共因子。因子分析的出发点是用较少的相互独立的因子变量来代替原来变量的大部分信息，可以由下面的数学模型来表示[[1]]：
其中：，，，…，为p个原有变量，是均值为0、标准差为1 的标准化变量；，，，…，为m个因子变量，m 小于p，表示成矩阵形式为
，
其中：F因子变量或公共因子，可以将它们理解为在高维空间中互相垂直的m个坐标轴；为特殊因子；F 与均为不可观测的随机变量。 A为因子载荷矩阵，称为因子载荷，是第i个原有变量对第j个因子上的载荷系数。在模型中，特殊因子表示了原有变量不能被因子变量所解释的部分，相当于多元回归分析中的残差，被定义为彼此不相关且与公因子也不相关。
2 实证分析
居民消费水平是指居民在物质产品和劳务的消费过程中，对满足人们生存、发展和享受需要方面所达到的程度。它主要通过消费的物质产品和劳务的数量和质量来反映。
在各种消费指标中，消费结构指标最能够体现出各地区间的消费水平差异，本文引用我国常用的消费资料支出分类方法，将各地区城市居民人均生活费支出分为8个部分，相应的指标分别用X1～X8表示 。其中X1（食品）、X2（衣着）、X3（居住）、X4（家庭设备用品和服务）、X5（医疗保健）、X6（交通和通讯）、X7（娱乐教育文化服务）、X8（其他商品与服务），单位：元
2.1 因子分析
2. 1.1 数据来源
本文数据取自各地区域城镇居民家庭平均每人全年消费性支出(2009年)，来自2010年中国统计年鉴[[2]]。具体表格略论文开题报告范文。
2.1.2因子分析的过程
由于多个变量使用的量纲可能各不相同或者变量间的数值大小相差很大，因此， 首先将初始变量标准化，把原变量数列化为均值为0，方差为1的数列。标准化后全国31个省市作为样本，将上述X1～X8八项支出指标作为变量，得到原始数据阵。首先判断数据变量是否适合进行因子分析，算出样本相关系数阵为：
表1：样本相关系数阵
由上述矩阵发现8个消费要素间的相关系数大部分均大于0.3，适合做因子分析。
再进行KMO统计检验，作为比较变量间简单相关系数和偏相关系数的指标，数学定义为，其中是变量与其他变量的简单相关系数，是变量与变量在控制了剩余变量下的偏相关系数。
Kaiser给出了常用的KMO度量标准： 0.9以上表示非常适合；0.8表示适合；0.7表示一般；0.6表示不太适合；0.5以下表示极不适合。
计算结果如下：
表2
并且通过巴特利特球体检验(P=0.000＜0.05)，表明说明原有的8个变量具有很强的相关性，它们反映的消费要素有很大重叠毕业论文怎么写，可以做因子分析。
利用SPSS计算后得到主成分的碎石图，分析发现提取2个主因子比较合适。
利用主因子分析法提取2个主因子，用最大方差旋转进行简化，得到因子载荷矩阵（见下表），它代表变量和公因子的相关系数：
表3
由表1 载荷矩阵可得出以下结论：
（1）第1 主成分，为主要消费因子，在食品、居住、交通和通讯、家庭设备用品、服务娱乐教育文化服务和其他商品与服务6个方面有较大的载荷，即该因子综合反映了这6个方面的变动趋势。 因此第1 主因子可以视为代表各地区城市居民在这6个方面的消费指标，可命名为生活必需型因素。
（2）第2 主成分，为次要消费因子，在衣着、医疗保健有较大的载荷，所以第2 主因子可视为各地区城市居民在这2方面的消费指标，可命名为生存型因素。如受此影响的地区多为北方省市，可分析为气候因素的影响。
从二维的旋转空间的成分图可以明显的看到各个消费要素间的类属关系，可以看到主消费因子和次消费因子非常靠近两个因子的坐标轴，表明用两个因子刻画消费要素效果非常好，信息丢失较少，达到了我们综合消费要素，减少解释变量的目的，使得提前的因子含义清晰，有利于我们对消费要素进行归类进行分析解释：
表4
2个因子能解释的方差分别为5.640（70.494 ％），1.155（14.440 ％），因此这2个主因子能说明总情况的84.935％。8个变量标准化后（不受各变量的不同量纲的影响），最后各变量X1～X8相对应的共性值之和分别为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，所以这些变量对各地区城市居民消费结构的分析具有很强的说服力。
根据标准化数据，分别计算各地区城市主要、次要消费因子得分，以各因子方差贡献率作权重进行加权汇总，得出各地区居民消费水平综合评价得分并排名，表中因子得分情况及其正负仅表示该省市与平均水平的相对位置，并不说明该省市的居民消费发展水平为负。
综合评价排名V=0.704 * F1+0.144 * F2
2.1.2.1我国区域居民消费水平排序及解释（由于篇幅限制，在这里只列取前10位）
表5：全国各省市居民消费因子得分及排名表
地区
F得分
F1排名
F2得分
F2排名
综合得分
综合排名
上海
3.34231
1
0.44751
7
2.42
1
广东
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
江苏
0.59168
7
-0.05948
8
0.41
7
辽宁
-0.02806
8
0.61654
5
0.07
8
山东
-0.17779
9
0.84007
4
0.00
9
重庆
-0.19444
10
0.88520
3
-0.01
论文关键词：收入,消费,协整检验,误差修正模型
一、引言
收入与消费的关系状况，对于制定宏观经济政策有着十分重要的意义。因此关于居民收入与消费
的关系一直都是经济学家们长期关注和研究的问题。国外学者对于收入与消费问题的种种理论，虽然观点上迥然不同,但均强调了收入对消费的决定作用,即认为消费是收入的函数,如凯恩斯(Keynes)的绝对收入消费函数；杜森贝里(Duesenberry)相对收入假说下的短期消费函数；库兹涅兹（Kuznets）的长期收入函数；弗里德曼(Friedman)的持久收入消费函数。直到20世纪80年代戴维森(Davidson)等人运用协整技术，通过误差修正机制将收入与消费的长期均衡和短期波动反映到模型中，从而将消费函数带入了一个新的领域。近年来，国内学者以这些消费函数理论为基础，以协整技术和误差修正模型为计量方法，结合我国实际进行了实证研究，如秦朵建立了中国居民总消费的误差修正模型，得出1952-1987年居民消费与总收入之间存在较固定的比例关系。同时国内一些学者也对我国农村居民的收入与消费关系进行了初步探讨，于俊年分析了农村消费需求状况，并分别按不变价和现价对农村居民消费与收入进行了实证分析，分析结果表明，农村居民消费与收入之间存在很强的相关性；许韶杰建立了消费函数模型，并实证分析了我国农村居民收入与消费的均衡关系，认为我国农村居民消费水平受现期收入水平影响大，且两者的修正机制对消费行为具有很强的矫正作用。关于消费和收入之间关系研究的成果比较多，但是多数都是偏好于宏观研究，即较多地偏重于全国范围的总体研究，对某一特定区域的农村居民收入与消费的相互关系的研究偏少。因此，本文以辽宁省为例，运用协整理论和格兰杰因果检验，对农村居民收入与消费的关系进行探讨，以期发现内在规律，为政府制定政策提供参考。
二、基于协整与误差修正模型的分析
(一)变量、数据的选取和处理
本文的实证研究涉及反映农村居民收入和农村居民消费两项统计指标，为排除人口总量和结构变化的影响，选取平均指标作为变量进行计量分析，以辽宁省农村居民家庭人均年纯收人(AY′)为解释变量，农村家庭平均每人年消费性支出(AC′)为被解释变量。其中，农村居民家庭人均年纯收人是指农村常住居民家庭总收人中，扣除从事生产和非生产经营费用支出、可直接用于农村居民进行生产性、非生产性建设投资、生活消费和积蓄的那一部分收人；农村家庭平均每人年消费性支出指农村居民用于物质生活和精神生活方面的支出，包括食品、衣着、居住、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通讯、文教娱乐用品及服务、其他商品和服务类消费支出。
本文选取的原始数据来自《辽宁统计年鉴》，考虑到改革开放初期农民收人超常增长的特殊性，不选择1978-1983年数据分析，仅对1984-2009年的时间序列数据进行分析。为消除价格因素对时间序列数据的影响，取《中国统计年鉴》中“农村居民消费价格指数(1984年=l00)”对AY′和AC′进行平减，得到实际的农村居民人均年纯收入(AY)和农村居民人均生活消费支出(AC)。为消除时间序列中存在的异方差，对两数列进行自然对数变换，记为LnAY和LnAC。
(二)变量的平稳性检验
在进行协整检验之前，必须确定每个序列是否为单整序列，即要进行单位根检验。如果序列不存在单位根，则序列为平稳序列；反之，序列为非平稳序列，对非平稳序列随机变量进行计量分析时会出现伪回归的现象。单位根检验的方法主要有Dickey-Fuller(DF)检验、增广DF(即ADF)检验和Phillips-Perron(PP)检验。DF检验所设定的模型需要假设随机误差项不存在自相关，而ADF检验则能够处理随机误差项存在自相关的情况。因此，本文利用Eviews7.0计量软件采用ADF方法来检验各个指标变量的平稳性，并确定其单整阶数，检验结果见表1。从检验结果看，在10%的显著水平下，辽宁农村居民收入与消费的对数序列是非平稳序列，而其差分序列在1%的水平下平稳，且均为I(1)序列。
表1 1984-2009年辽宁省农村居民收入与消费数据的ADF检验结果
变量
检验类型
ADF值
1%临界值
5%临界值
10%临界值
结论
LnAY
（C,T,1）
-2.330474
-4.3942
-3.6118
-3.2418
非平稳
LnAC
（C,T,1）
-1.589616
-4.3942
-3.6118
-3.2418
非平稳
LnAY
（c,0,0）
-4.104672*
-3.7343
-2.9907
-2.6348
平稳
LnAC
（c,0,0）
-4.571676*
-3.7343
-2.9907
国民经济核算的论文范文一：国民经济核算
[摘要]中国处于世界经济大形势之下,所以为了更加完善的认识中国居民消费的现状及其存在问题,我们通过居民消费水平的国际比较、支出法核算的三大需求对GDP的影响等分为三个方面分析中国居民消费问题并提出合理有效的解决方法。
[关键词]国民经济核算;居民消费;三大需求
首先,从GDP的国际比较入手,在汇总《中国统计年鉴》2001―2010年的数据后,分析中国与世界主要国家之间的差距(见下图)。
2001―2010年各国GDP比较
从GDP数值方面分析,中国GDP的总体走势是上升的,但是同经济大国美国同期比较,虽然在增长幅度上占优势,但是总数值仍有极大的差距需要跨越;不可否认的是中国仍是全世界GDP强国,尤其在2009年经济危机的时候,在世界平均GDP负值的情况下,我国仍然保持了92%的同期增长率。由上图可以看出,中国的GDP的发展情况与世界各国相比较仍处于比较靠前的位置,我国2005年GDP首次超过英国,成为仅次于美国、日本和德国的全球第四大经济体。而且通过GDP增长率分析可以看出,中国GDP在2001年到2007年一直处于快速增长阶段,但是,我们不得不理智地看待这个问题,自2008年开始,中国的GDP增长率开始下跌,虽然与其他国家相比仍处于优势,但是我们应当正视问题,从中找出原因来。
我国想要继续扩大GDP,加速国内经济发展,改善居民生活质量,就要从宏观的方面看待这件事情。受金融危机冲击,美欧发达国家消费需求大幅下降,直接影响到中国的出口增长,中国经济增长转向国内投资与消费需求的支撑,国际社会更对中国消费需求寄予厚望。与此同时,中国人均GDP正式迈入3000~6000美元阶段,这也成为推动社会、经济结构转型的关键因素。但是,如何转型为以内需为主导的可持续发展模式,我们仍需借鉴有关国家扩大消费的政策经验与教训,厘清各种认识误区和政策取向。所以,居民消费低已经成为中国不容忽视的问题所在,以下,我们就从不同方面分析居民消费问题。
1居民最终消费占GDP比重
我国居民消费低于世界平均水平。国际对比分析显示,现阶段我国居民消费水平较低、增速较慢、消费能力较弱,消费结构有待优化升级。
2008年我国居民最终消费率为353%,不仅低于世界平均水平,也低于低收入国家平均水平。而且,比较突出的问题是,我国居民消费规模较小、增长缓慢。我国居民消费支出总量在世界的位次要低于GDP总量的国际地位,增速要慢于GDP的增速。
自1995年以来,各国的居民最终消费率平均水平一直保持在55%~57%,美国的最终消费率则保持在60%以上,并在2001年后上升至70%以上;与中国同处亚洲地区的日本,其居民最终消费率也保持在50%~70%的水平。而中国的居民最终消费率则始终处于低迷水平,长期停留在50%以下,并自2004年起降至40%以下。
中国居民消费率不仅低于发达国家水平,而且其发展趋势也与其他国家相左。各国居民消费率均保持平稳甚至小幅上升的态势,整体居民消费率也保持平稳;而中国居民消费率水平则从2000年起步入下降通道。与发达国家相比,中国居民消费呈现出水平低,同时发展趋势向下的特征。
2居民可支配收入占GDP比重
中国的GDP即使已成为世界第四,但我国人口众多,普遍收入不高,且巨大的收入差距是众所周知的一个严重问题,所以有效市场规模也就大打折扣。20世纪90年代中期以来,收入差距对需求的影响引起了我国社会各界的普遍关注。收入差距是影响市场需求规模的重要因素。
在最终分配中,居民消费倾向低、储蓄倾向高的现象十分明显。经过收入再分配以后,2005年居民可支配收入占GDP比重为594%,但仍低于主要发达国家。在居民可支配收入中,我国居民消费和储蓄比重分别为644%和356%,而主要发达国家居民消费占可支配收入比重在80%以上,美英等国家更是达到了95%的消费比重,差距十分明显。
各阶层之间、城乡之间居民收入差距过大抑制消费支出。由前述我国居民消费水平分析可知,我国城乡居民收入差距较大,对居民消费的增长也有极大的影响。
3三大需求对GDP增长的平均贡献率和拉动
现阶段我国的收入分配机制也存在着较大的问题,中国的收入差距已经扩大到相当严重的程度,城乡之间的一道道资金、市场、技术、劳动力等壁垒,阻碍了生产要素在城乡之间的交流,并影响了整个国民经济的协调发展。一方面,农产品市场难以扩张,农业生产难以持续增长,农民收入的增加受到严重影响;另一方面,农村消费品市场与城市消费品市场的等级在不断拉大,农村需求结构得不到提升,必然影响与需求有关的供给结构。三大需求对GDP增长的平均贡献率和拉动的中美比较对GDP增长的
贡献率%对GDP增长的拉动
(百分点)最终消费资本形
成总额净出口最终消费资本形
成总额净出口GDP
年均
增长
率%中国3920398021004604602401170美国80702980-980240100-030320
如上表所示,在初次分配方面,劳动者所得偏低、企业所得偏高的问题比较突出。2005年,我国劳动者报酬占GDP的比重为417%,明显低于发达国家,美国、日本、英国、法国、德国在50%~57%。营业盈余占GDP比重为296%,明显高于主要发达国家;固定资产折旧比重为15%,低于日本,高于美国、英国、法国;生产税净额比重为136%,低于韩国,高于美国、日本、英国和德国。且由上表可明显看出,我国与美国的最终消费所占GDP比重仍有相当大的差距。
4结论
综合分析来看,制约我国居民消费的因素很多,既有经济发展水平因素,也有发展战略因素;既有结构性因素,也有体制和机制因素。应注重短期刺激和长期调整政策相结合,通过提高居民收入、调整消费结构、加大民生工程投资力度以及改革分配机制、缩小收入差距、完善社会公共服务体系等综合措施,充分挖掘我国居民消费潜力,提高居民消费对经济发展的拉动作用,推进我国经济发展阶段的跨越性转变。
参考文献:
[1]魏国强、浅析目前城乡居民消费行为[J].浙江统计,2004(6)
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[3]陈卫东、居民消费模式的国际比较及对中国的启示[J].金融发展评论,2010(7)
[4]刘海燕、扩大居民消费的财政制度探讨[J].中国市场，2013(16)
[5]项婉玉、我国居民消费与GDP的误差修正模型研究[J].中国市场，2013(29)
国民经济核算的论文范文二：森林综合核算纳入国民经济核算的意义
摘要 将森林核算结果纳入国民经济核算，目的是在传统经济核算中对森林的处理方法加以扩展，对森林及其在经济社会发展中的贡献做更加全面的整体评价。
关键词 森林 综合 核算
在支撑当今经济社会可持续发展的物质、文化和生态等三大类产品中，生态产品已成为社会最短缺、最急需和大力发展的产品，提高生态产品的供给能力已成为林业部门极为重要、艰巨和迫切的任务。因此，必须及时开展森林价值及绿色国民经济核算研究，客观地评价，林业为国民经济发展和人民生活提高所做出的贡献，准确地反映森林资源的变化和经济发展对森林资源的影响，反映森林资源对可持续发展的支撑力，为国家制定促进森林资源可持续发展的政策提供科学依据。
将森林核算结果纳入国民经济核算，目的是在传统经济核算中对森林的处理方法加以扩展，对森林及其在经济社会发展中的贡献做更加全面的整体评价。森林综合核算的内容包括两个部分，第一是要对森林自身的价值进行核算，要将其包含在国民财富之中，第二是要对森林所提供的产品与服务，即森林的产出进行综合核算，并尝试与国内生产总值衔接起来。
一、森林总价值与国民财富
森林是一个国家所拥有自然资源财富的重要组成部分，因此有必要核算森林的总价值即森林的存量价值，并将其纳入国民财富。
1.森林总价值核算
原则上，森林总价值应该是森林所具有的全部功能的价值，包括提供物质产品的功能价值和提供生态服务的功能价值。但是，从目前核算所能够实现的程度看，森林存量价值主要是指林地和林木价值总和。
2.森林总价值对国民财富总量的调整
现有国民经济核算中，国民财富的核算对象是各种所有权确定、可以为其所有者在目前以及一定时期内带来经济收益的经济资产，其中包括各时期生产活动产出成果被积累起来形成的生产资产，以及一部分符合经济资产定义的非生产资产;而且，核算中以市场价格作为财富的基本估价原则，核算的是各种资产的市场价值。就森林主题而言，上述基本原则会在两个方面导致无法在国民财富中体现森林的重要性。第一，从内容而言，一般来说，人工林属于生产资产，可以包括在国民财富核算范围内，但天然林却有可能因为不符合经济资产的定义而被排除在国民财富范畴之外，即使包括在其中，也会仅仅作为非生产资产，与作为生产资产的森林割裂开来;第二，从估价方法而言，侧重于经济价值的估价原则无法体现森林的生态功能价值。因此，要在国民财富核算中显示森林的重要性，需要在核算方法上做以下改进：第一，扩展核算范围，使之包括所有森林;第二，将属于生产资产的森林和属于非生产资产的森林合并在一起，创建完整的森林资产概念;第三，延伸经济价值，使之包括森林的生态功能价值。
二、森林产出与国内生产总值
森林功能的实现在于它为人类和经济体系提供了巨大的不可替代的产出，特别是森林生态系统服务。本项目研究创新性地提出并定义了森林产出概念，并尝试将其与反映国民经济最终产出的国内生产总值衔接起来。
1.森林产出的定义
森林产出是指依托森林和林木形成的产出，主要包括两个组成部分，一是为国民经济提供的森林物质产品，二是为社会提供的森林生态服务。
森林产出没有全部包括在现行国民经济核算的范围之中。按照国民经济核算原理，产出代表经济生产活动成果，一般是指物质产品产出以及通过市场提供给他人使用的服务产出。据此，森林生态服务不能作为经济产出，除非这些生态服务通过市场实现了其服务价值，比如通过森林旅游业实现的森林景观价值;当期林木自然生长也因为无法独立计算其产出量及价值而排除在外，只是笼统地用育林和森林维护活动中的成本投入作为产出替代。
即使是已经包括在其中的部分，森林产出也没有作为林业产出加以核算。在现行的国民经济行业分类中，由于林业与其他部门之间的职能分工，相当一部分依托森林和林木形成的物质产品产出没有作为林业产出看待，而是被归纳到农业、畜牧业以及工业等部门产出统计之中了，比如各种干鲜林果、森林花卉、林间养殖等等。
可以说，森林产出是一个突破了现有经济活动产出计量的概念，相当于大林业(林业及其他相关产业)计算的初级林产品产出与森林生态服务产出的总计。
2.将森林产出与国内生产总值衔接
国内生产总值(GDP)是衡量一个时期国民经济生产最终产出成果的指标，在经济管理中发挥着核心指标的作用。由于现行国民经济核算没有全面地反映经济与资源环境之间的关系，国内生产总值在反映现实经济活动成果方面具有很大局限性，绿色国民经济核算的目标之一就是要将资源环境因素纳入核算，实现国内生产总值的调整，得到所谓绿色GDP。
结合森林主题看，所谓GDP总量调整应该包括以下两个方面：
(1)将当期对森林资源的耗减价值作为经济活动成本从GDP中扣减，得到经济资源耗减价值调整的国内生产总值，这是对GDP做减法。一般地，作为扣减项的资源耗减价值是指净耗减，即林木资源采伐量与其自然生长量抵减后的净变化，如果该净变化非负，即可认为不存在森林资源耗减，森林发展是可持续的。
(2)将森林提供的、没有被国民经济核算所认可的生态服务产出作为与经济产出并列的组成部分，尝试作为加项纳入GDP。
消费与 投资 、出口并列为驱动经济增长的三大需求，构成社会总需求，其中消费需求占总需求的最大比重。根据消费需求主体的不同，消费又可以分为 农村 居民消费、城镇居民消费、政府消费，农村居民消费与城镇居民消费合称为居民消费，因此，分析我国居民消费倾向要减去政府的消费支出。所谓消费倾向，是指消费与收入的比率，某一时期内消费量与居民可支配收入的比率称之为平均消费倾向，而某一时期内消费增量与居民可支配收入增量的比率称之为边际消费倾向。改革开放以来，我国消费率（消费需求占GDP的比重）呈下降趋势，分析居民的消费倾向问题可以找出消费率下降的原因，为刺激国内消费需求、转变经济增长方式提供依据与对策。
一、我国消费率的变化趋势
二、我国居民消费倾向的变化趋势
Yd=Y－T
Yd/Y+ T/Y=1
Ac=C1/Yd
Mc=ΔC1/ΔYd
由此可以用式子表示消费率与消费倾向之间的关系：
C/Y= Ac ·Yd /Y+C2/Y
上式表明，消费率受Ac和Yd /Y以及C2/Y的影响，其中Yd /Y是居民可支配收入与国民收入的比率（一般我们也把GDP称做国民收入），T/Y是 财政 收入占国内生产总值的比重，这两个比率的大小反映了国民收入在政府与居民之间的分配状况。
三、我国居民消费倾向下降的原因
宏观 经济学 对居民消费行为的研究大体上经历了三个阶段。第一阶段是凯恩斯的绝对收入假说，凯恩斯认为，在短期内，消费者的消费主要取决于现期绝对收入的多少，收入增加，人们的消费也会增加，但是消费的增加慢于收入的增加，即边际消费倾向递减。而对于边际消费倾向为什么递减，凯恩斯用人们节俭的天性来解释。第二阶段是莫迪利安尼的生命周期假说、弗里德曼的持久收入假说以及杜森贝利的相对收入假说。生命周期假说认为理性的消费者会根据他一生的全部预期收入来安排消费支出，因此消费不是取决于个人现期收入的多少，而是取决于其一生的收入。弗里德曼则认为个人的收入可以分为持久收入和暂时收入，持久收入是稳定的、长期的收入，暂时收入是不稳定的、偶然的收入，因此他认为决定人们消费的是持久收入，而非暂时收入。杜森贝利的相对收入假说认为，消费者的消费支出不仅受自身现期收入的影响，而且受周围人群的消费行为和自己过去收入和消费水平的影响。第三阶段是霍尔的随机游走假说以及流动性约束假说、 预防 性储蓄假说等等。
居民消费的形成和变动主要是消费者根据自身的经济收入和消费偏好以及商品价格自主选择的结果，居民消费倾向反映了消费者的消费 心理 和意愿，影响居民消费倾向大小的因素很多，消费者的收入预期、支出预期和自主偏好等等都会影响到居民消费倾向。
根据以上分析，要提高我国消费支出占GDP的比重（消费率），实现由投资驱动型的经济增长向消费拉动型的经济增长方式的转变，必须采取有效措施提高我国居民的消费倾向。笔者以为，以下措施是切实可行且有效的。
1.生产总值构成变动分析。最终消费、资本形成总额、货物和服务净出口是经济增长的拉动力，同时是计算支出法生产总值的三要素,其中最终消费一直在我国生产总值中所占比重最大，在经济增长中贡献率最大。1978年甘肃省生产总值为64.73亿元， 2007年为2702.40亿元;消费率1978年为66.62％，2007年为59.78％,说明最终消费是拉动经济增长的最重要动力，因此实证分析甘肃省居民消费变动及其对经济影响作用有一定实际意义。
2．最终消费情况分析。最终消费由居民消费和政府消费两部分组成，甘肃省最终消费支出1978年为43.12亿元，2007年为1615.37亿元。根据《甘肃统计年鉴》数据计算居民消费支出一直占据最终消费支出大部分的比例，稳定在70％以上。
3.甘肃省最终消费对经济增长贡献率。消费贡献率(消费拉动率)通常指在经济增长率中消费需求拉动所占的份额,计算甘肃省最终消费贡献率在2002年至2007年间分别为63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最终消费对经济增长的贡献率并不稳定，其原因是经济增长更容易受资本形成总额、货物和服务净出口政策要素影响。
二、甘肃省城乡居民消费结构变动分析
1．农村居民消费支出变动分析。消费结构指各类消费支出在总消费中所占的比例，消费结构能够反应出居民的生活水平，甘肃农村居民从1993年到1999年将支出主要用于食品消费，说明农村居民生活水平处于贫困和温饱状态;从2000年开始消费支出比例小于0.5，生活水平有所提高。医疗、交通通讯、教育、居住是衡量居民生活水平的重要标志，相关数据变动说明甘肃省农村居民消费结构逐渐优化，农村居民生活水平逐步提高。
2.城镇居民消费支出变动分析。恩格尔系数从1993年的0.51总体上保持下降趋势，到2007年的0.36，食品消费支出已不在占据消费支出的一半比例。说明城镇居民的生活水平的提高，城镇居民生活水平到达小康阶段，医疗保健、交通通讯、娱乐文教、居住方面的支出比例都相应有所增加，表明城镇居民的生活质量逐步提高，消费结构不断优化。
3.城乡居民消费结构变动度分析。消费结构变动度，是分析消费结构变化程度的指标，计算公式为：
在1996年～2000年期间，甘肃省农村居民消费结构变动度为9.00％，城镇居民消费结构变动度为6.26％。在2001年～2006年期间甘肃省农村居民消费结构变动度为2.22％，城镇居民消费结构变动度为3.27％。
在1996年～2000年期间，城乡居民消费结构变动非常显著，其中食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次;2001年～2006年期间，城乡居民消费结构经过剧烈变动后，明显趋于缓和变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大；医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
三、甘肃省城乡居民消费函数分析
本文采用持久收入消费函数。具体模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε
其中Ct为现期消费;Yp和Yz表示持久收入和暂时收入。系数α1和α2分别是持久收入和暂时收入的边际消费倾向。根据《甘肃年鉴》统计资料，对模型进行回归拟和，分别得甘肃省城乡居民消费函数(1）、（2）。
农村居民消费函数Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz （1）
（0.002）（8.237）（2.469）
R2=0.873 D.W.=1.212 F=34.461
城镇居民消费函数Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz （2）
（1.095）（40.793）（3.908）
R2=0.997 D.W.=1.91F=1878.984
从方程中可看出，农村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消费；每增加1元暂时收入，有1.74元用于消费。既增加了暂时收入，不仅要将暂时收入全部用于消费，同时还要拿出储蓄来消费。城镇居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消费；每增加1元暂时收入，有0.87元用于消费。
四、简要结论
1．经济增长与城乡居民的收入和消费之间有直接的影响。经济增长越快，收入增加越高，消费也会随着增加。但是，在投资、出口和消费等三要素当中,消费对经济增长的贡献率最高，一般都在70%左右,说明拉动消费仍然是甘肃省经济发展的主要动力。
2.随着经济的增长、收入提高，居民生活水平提高，消费结构出现重要变动倾向。在城乡居民的消费结构变动当中，食品支出消费对消费结构的变动影响最大，交通通讯的影响其次，特别是自从2001年以来，城乡居民的消费结构剧烈变动，居住消费支出对城镇居民消费结构变动影响最大。另外，医疗、文教消费是影响消费结构变动的又一重要因素。
3.为了巩固消费对经济发展的贡献率，我们建议：一是加快发展城乡经济，保证固定资产的投资速度，使投资增长不要出现大起大落;二是进一步开发农民能够稳定增加收入的就业渠道和途径，如非农产业收入、转移性就业收入、农业产业化收入等；三是对于城市居民来讲，要把创造更多的就业岗位和机会作为重点，用扩大就业保证收入，用收入增加保证消费；四是对于城乡居民的消费结构进行一定的引导，努力改善城乡居民住房、医疗、教育、保障等关键性问题。
参考文献：
[1]彭劲松:重庆市经济增长中消费与投资贡献度分析[J].重庆大学学报（社会科学版），2004，（4）；7～10
论文关键词：时间序列，ARIMA模型，居民消费价格指数
1 引言
居民消费价格指数(CPI)是用来测定一定时期内居民支付所消费商品和服务价格变化程度的相对数指标，它既是反映通货膨胀程度的重要指标,也是国民经济核算中缩减指，这一指标影响着政府制定货币、财政、消费、价格、工资、社会保障等政策，同时，也直接影响居民的生活水平及评价[1]。居民消费价格指数反映的市场价格信号真实，带动价格舆论导向正确，有利于改善价格总水平调控。首先，它有利于维护正常的经济生活和市场价格信息秩序。其次，有利于引导消费形成合理的消费价格，促进有效需求。目前，医疗、教育、交通等垄断行业价格上涨过快，导致居民大量增加储蓄，使正常消费受到压抑，消费结构变形，影响经济增长。再次，它有利于综合运用价格和其他经济手段，实现价格总水平调控目标。所以，对该指标的分析与预测是非常有意义的工作。
2 ARIMA模型的表现形式
ARIMA时间序列预测方法的基本思想是：预测一个现象的未来变化时，用该现象的过去行为来预测未来，即通过时间序列的历史数据揭示现象随时间变化的规律，并将这种规律延伸到未来，从而对该现象的未来做出预测。ARIMA模型是一种比较成熟的时间序列模型，主要有三种基本形式：自回归模型（AR：Auto-regressive），移动平均模型（MA：Moving-Average）和混合模型（ARIMA：Auto-regressiveMoving-Average）。
2.1自回归模型AR（p）
AR（p）模型的预测方式是通过过去的观测值和现在的干扰值的线性组合预测，自回归模型的数学公式是：
其中：参数 c 为常数；f1, f2 ,…, fp 是自回归模型系数；p为自回归模型阶数；et 是均值为0，方差为s 2的白噪声序列。
AR（p）模型的意义在于仅通过时间序列变量的自身历史观测值来反映有关因素对预测目标的影响和作用，不受模型变量相互独立的假设条件约束，所构成的模型可以消除一般回归预测方法中由于自变量选择、多重共线形等造成的困难。
2.2移动平均模型MA(q)
MA模型的预测方式是通过过去的干扰值和现在的干扰值的线性组合预测，移动平均模型的数学公式是：
其中：参数 m 为常数；参数q1 ,q2 ,…, qq是 q 阶移动平均模型的系数；et 是均值为0，方差为s 2的白噪声序列。
MA(q)模型用过去各个时期的随机干扰或预测误差的线性组合来表达当前预测值，AR(p)的假设条件不满足时可以考虑用MA(q)形式。MA(q)总是满足平稳条件，因为其中参数取值对时间序列的影响没有AR模型中参数P的影响强烈，即较大的随机变化不会改变时间序列的方向。
2.3 ARIMA（p,q）模型
自回归模型和移动平均模型的组合就构成了用于描述平稳随机过程的自回归移动平均模型ARIMA，数学公式为：
特殊情况下，q=0，，模型即为AR（p），p=0，模型即为MA（q）。
2.4模型对比
AR（p），MA（q），ARIMA（p，q）等模型在工程技术，社会经济等建模分析中起着非常重要的作用。
AR（p），MA（p），ARIMA（p，q）都是有限参数线性模型，只要确定出有限个参数的值，模型就完全确定、由于都是线性模型，用它们来对数据进行拟合，考察数据内在的统计特征以及做最佳预测时数学上的分析处理都比较方便。AR（p）模型的偏自相关函数是以P步截尾的，自相关函数拖尾。MA（p）模型的自相关函数具有q步截尾性，偏自相关函数拖尾。这两个性质可以分别用来识别自回归模型和移动平均模型的阶数。ARIMA（p，q）模型的自相关函数和偏相关函数都是拖尾的。
注意AR（p）和MA（q）之间具有对偶性。如MA（1）的自相关函数在一个实滞（k=1）后中断，而AR（1）的自相关函数呈指数衰减到0。相反，MA（1）的偏自相关函数呈指数衰减到0，而AR（1）的偏自相关函数在一个实滞（k=1）以后中断。对于一般的自回归和移动平均过程都近似地存在这种对偶性。序列的这些特性被用来识别模型。
三种平稳时间序列ARIMA性质比较如表1所示：
表1 ARIMA模式比较
模型
AR(p)
MA(q)
ARIMA(p,q)
相关性系数
拖尾
截尾
拖尾
偏相关性系数
截尾
论文关键词：四川省,城镇居民,体育消费,需求
1 四川省市居民体育消费需求的多元化特征分析
1.1 四川省城镇居民体育消费需求的经济基础
自改革开放以来，四川省社会经济迅速发展，据四川省市省统计局调查数据显示：2008年城镇居民人均可支配收入达12789元，人均生活消费支出为10302元 [1]。国民经济稳步发展有力地保证了全省各项事业的发展，城镇居民收入得以增加，生活水平得到改善，消费目标向娱乐、精神消费转移，体育消费也逐年增长。伴随着全民健身活动的开展，花钱买健康已成为众多城镇居民特别是体育健身娱乐消费者的一种共识。
1.2 体育消费动机
消费动机是诱发和维持人们进行体育消费以达到个人对体育需求目的的内在动力。体育消费行为则是这种内在动力的结果[2]。通过对四川省各年龄组城镇居民进行体育消费动机调查结果统计发现，四川省城镇居民进行体育消费动机的排序依次为：身心健康动机；休闲娱乐动机；调整心情动机；健美体形动机；社会交往动机；体验乐趣动机。其中，前四项平均选择率达到86．92％ 。这一点充分说明城镇居民的思想进步，思维活跃，体育消费动机和态度是积极的，这种积极态度将为全面健身计划实施、参与体育的人口增加及诱发体育消费和促进体育市场发展奠定基础。
1.3 体育健身消费动机水平的比较
四川省城镇居民在体育消费动机水平上也存在明显差异，其一，男性的休闲娱乐动机和健美体形动机明显高于女性，且消费价值观也存在性别差异。其二，不同年龄群体在健身娱乐消费的金额上明显不同，中青年群体明显高于老年群体，老年群体更讲究消费需求的实效性，他们进行体育消费主要是追求健身效果， 自娱自乐，并不存在多少货币支付行为，而中青年群体既追求健身效果，同时也追求娱乐休闲。其三，不同职业和文化程度在体育健身娱乐消费价值量上也存在差异。
2 四川省城镇居民体育消费形式与特点分析
从居民的体育消费形式上来看，24～45岁城镇居民消费比例较其他年龄段要高， 首先是体育实物消费，实物型体育消费是指人们在参与体育活动中消耗的实物产品。其次是体育信息消费，是指人们购买体育类期刊、书报或观看各种体育比赛、表演等所进行的消费，这类消费正逐渐上升。最后一类是观赏型体育消费，观赏型体育消费增长较快，消费比例居中。随着经济的发展，运动水平的提高，观赏型消费支出会增大。四川省的体育消费支出从整体排名来看，处于中上水平，高出全国水平，处于西部领先水平[3]。随着社会经济的发展，城镇居民的体育消费需求进一步加大，四川省体育消费市场将会展现出更大的潜力。
3 对四川省体育消费市场发展的思考
3.1 以城镇居民体育消费选择和能力为立足点开发体育市场调查表明，四川省城镇居民体育消费行为和消费能力存在明显的消费主体特征，体育论文范文根据年龄、性别、收入、职业和生活水平消费的城镇居民依其体育消费动机和消费承受能力对体育服务产品消费做出切合实际的选择，因此，开发与之相适宜的体育消费市场，不断推出符合各类消费群体需求的产品以满足居民日益增长的体育消费需求，并根据区域性经济发展水平，确定体育市场的走势。
3.2 培养体育市场消费主体，强化群众体育消费意识和行为。体育人口、体育消费需求和体育消费水平是决定体育市场大小的三个基本要素，因此，努力培养体育市场的消费主体，积极倡导和鼓励群众进入体育市场参与体育消费。在不断开发多样性体育市场、提高体育物质产品引发居民体育消费欲望的同时，配合各种媒体宣传以强化城镇居民体育消费意识和行为。
3.3 加大体育健身娱乐市场和竞赛表演市场的开发力度
体育娱乐健身市场和竞赛表演是体育产业的核心市场。重点开发强身健体、欢度余暇、愉悦身心和体育康复等健身保健市场；体育竞赛表演市场也应重点开发那些进入职业化管理且竞技水平高的、观赏性极佳的各类竞赛项目，在此基础上逐步开发社会体育活动竞赛市场和商业性竞技市场，以高品质服务吸引消费者进入该类体育市场。并且不断完善体育市场体系，加强对体育市场经营、管理专门人才的培养。
4 结论与建议
(1) 四川省经济持续稳定发展使城市居民收入逐年增长，不仅使居民消费支出连年增加，而且有一定剩余，为体育消费奠定一定的基础。
(2) 强身健心、防病治病、休闲娱乐是四川省市城市居民消费的主要动机。
(3) 中青年是四川省市体育消费的主要群体，24～45岁居民消费比例较其他年龄段要高。城镇居民体育消费支出水平从整体排名来看，处于中上水平，高出全国水平，处于西部领先水平。
(4) 四川省城镇居民体育消费水平普遍偏低，呈两头高，中间低的发展态势，随着社会经济的发展，信息消费和参与消费将会有很大的提高。
(5) 加快体育产业发展，加强体育消费的宣传力度，并加强四川省体育娱乐健身市场和竞赛表演市场发展，为我市居民提供良好的消费条件。
(6) 加强宣传与体育消费引导，引导人们合理支配时间，拉动体育消费。运用价格杠杆，刺激中低收入者体育消费需求，创新体制机制，加快体育产业发展。
参考文献：
[1] 2008 四川统计年鉴 [M] 中国统计出版社,2008．06．
[2] 肖沛雄．论体育市场和大众传播[J]．体育科学，2001(21) 5-8．
[3] 刘红. 成都市城市居民体育消费现状调查与分析 [J] 商场现代化 2008（6．
