時(shí)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(fèi)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(jìn)步。
重慶市自直轄以來，經(jīng)濟(jì)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(fèi)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(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行分項(xiàng)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(fèi)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(fèi)支出和各項(xiàng)消費(fèi)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(fèi)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(fèi)結(jié)構(gòu)分析
根據(jù)歷年的《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒》的數(shù)據(jù)計(jì)算得出城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出類的各項(xiàng)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(fèi)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(dòng)態(tài)勢，且在近三年有上升趨勢。食品支出占居民消費(fèi)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(fèi)結(jié)構(gòu)和質(zhì)量的指標(biāo)。根據(jù)國際上對于恩格爾系數(shù)的通用衡量標(biāo)準(zhǔn)：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(rèn)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(fèi)支出所占比重有所上升可能是因?yàn)榫用裨谑称贩矫孀非蟾哔|(zhì)量、高水平的原因，食品消費(fèi)趨向多樣化，側(cè)面反映居民生活水平提高。（2）衣著消費(fèi)在類的消費(fèi)支出中所占比重也較大，僅次于食品消費(fèi)。衣著消費(fèi)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(fèi)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(dòng)。家庭設(shè)備用品是每個(gè)家庭必須的，且市場發(fā)展已經(jīng)比較成熟，大型家電消費(fèi)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(fèi)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(shí)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(yuǎn)遠(yuǎn)超過城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費(fèi)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(hù)保健的意識(shí)越來越強(qiáng)，購買補(bǔ)品、家庭購買健身機(jī)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(xiàng)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(fèi)比重呈現(xiàn)較快的增長趨勢。交通和通訊消費(fèi)是衡量生活現(xiàn)代化程度的一個(gè)重要標(biāo)志，是現(xiàn)代高科技消費(fèi)對生活滲透的主要領(lǐng)域。重慶市城鎮(zhèn)居民此項(xiàng)指標(biāo)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(yùn)載能力加強(qiáng)，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(fèi)的需求。而移動(dòng)電話的普及和家用汽車市場的不斷擴(kuò)大，更是加大居民在交通和通訊方面的消費(fèi)支出。（6）娛樂教育文化和居住的消費(fèi)支出整體來看較為穩(wěn)定。兩項(xiàng)消費(fèi)支出的絕對數(shù)額都逐年增加，但從時(shí)間序列上來看占總消費(fèi)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(xiàng)支出，整個(gè)社會(huì)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(fèi)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(fèi)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(fèi)觀念等多方面的因素制約，在居民消費(fèi)支出方面依然存在以下問題：第一，食品消費(fèi)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(jìn)入富裕水平的趨勢。但近幾年食品消費(fèi)支出所占比重有反彈趨勢，且與發(fā)達(dá)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(dá)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(fèi)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(gè)方面的消費(fèi)支出增長速度過快，容易抑制居民消費(fèi)傾向。伴隨居民消費(fèi)體制市場化，社會(huì)保障和社會(huì)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(fèi)現(xiàn)在均由居民個(gè)人承擔(dān)。從1997年到2013年，這三項(xiàng)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(xiàng)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(xiàng)的消費(fèi)價(jià)格與大多數(shù)居民收入相比顯得過高，需要一個(gè)較長的過程來完成自身的積累。第三，不同收入階層的消費(fèi)差距大。根據(jù)西方經(jīng)濟(jì)學(xué)理論消費(fèi)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(fèi)群體的收入差距加大，導(dǎo)致消費(fèi)差距擴(kuò)大，市場消費(fèi)分散化、層次化明顯，進(jìn)而導(dǎo)致居民邊際消費(fèi)傾向下降，影響居民總體消費(fèi)支出上漲。
四、對策與建議
1協(xié)整檢驗(yàn)與VAR模型的設(shè)定
1.1協(xié)整檢驗(yàn)根據(jù)以上分析，本文采用基于VAR的johansen協(xié)整檢驗(yàn)對LRC、LRI和UR三者進(jìn)行協(xié)整分析。通過綜合考慮AIC、SC信息標(biāo)準(zhǔn)及似然比，選擇滯后階數(shù)為4，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)都說明：三者之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。由方程（1）可知，時(shí)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(fèi)有正向的刺激作用。
1.2VAR模型的設(shè)定經(jīng)濟(jì)理論往往不能為經(jīng)濟(jì)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系提供一個(gè)嚴(yán)格的定義，使得在解釋變量過程中出現(xiàn)一個(gè)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(jì)性質(zhì)，把每個(gè)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(gè)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(dòng)態(tài)關(guān)系中比傳統(tǒng)方法更準(zhǔn)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(zhǔn)則，經(jīng)過反復(fù)試驗(yàn)，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(yàn)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(gè)相當(dāng)?shù)乃缴希砻髂Ｐ驼w效果不錯(cuò)。為了檢驗(yàn)得到的VAR(5)模型的穩(wěn)定性，采用AR根的圖表來驗(yàn)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(gè)VAR系統(tǒng)中的互動(dòng)關(guān)系，單個(gè)系數(shù)往往只反映了一個(gè)局部的函數(shù)關(guān)系，并未能夠捕捉全面復(fù)雜的動(dòng)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(gè)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。圖2、圖3分別顯示了農(nóng)村居民消費(fèi)對農(nóng)村居民收入和城鎮(zhèn)化率的隨機(jī)誤差項(xiàng)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)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(fèi)的變化，實(shí)線代表響應(yīng)函數(shù)的計(jì)算值，虛線為響應(yīng)函數(shù)值正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)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(fèi)和農(nóng)村居民收入的隨機(jī)誤差項(xiàng)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)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(jī)誤差項(xiàng)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)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(fèi)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(dāng)給本期居民收入一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊時(shí)，前2期對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響基本為0，之后對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響逐漸增大，在第三期達(dá)到峰值，使得農(nóng)村居民消費(fèi)增長0.05%，之后又呈現(xiàn)波動(dòng)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(fèi)是上升的并最終趨于穩(wěn)定。（2）當(dāng)給城鎮(zhèn)化率一個(gè)正向標(biāo)準(zhǔn)沖擊時(shí)，如圖3所示，農(nóng)村居民消費(fèi)前兩期的正向效應(yīng)為0，此后一直增長，到第四期達(dá)到峰值，消費(fèi)增長0.09%。之后出現(xiàn)波動(dòng)下降，趨于平穩(wěn)，到17期又有一個(gè)峰值，達(dá)到0.08個(gè)百分點(diǎn)，表明城鎮(zhèn)化的推動(dòng)對農(nóng)村居民消費(fèi)有明顯的促進(jìn)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(fèi)和農(nóng)村居民收入的一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)。（1）由圖4可知，本期給農(nóng)村居民消費(fèi)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正沖擊時(shí)，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(fèi)的增加促進(jìn)城鎮(zhèn)化的發(fā)展；（2）給農(nóng)村居民收入一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊時(shí)，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(jìn)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(dāng)給城鎮(zhèn)化率一個(gè)正向的標(biāo)準(zhǔn)差沖擊時(shí)，對當(dāng)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(gè)穩(wěn)定的促進(jìn)作用。
2.2方差分解通過脈沖響應(yīng)函數(shù)能捕捉一個(gè)變量的沖擊對另一個(gè)變量的動(dòng)態(tài)影響，而方差分解則可以將VAR系統(tǒng)中的一個(gè)變量的方差到各個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)，以便我們進(jìn)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(shí)間的變化，就可以估計(jì)出對特定變量的影響時(shí)滯和影響效應(yīng)大小。本文分析農(nóng)村居民消費(fèi)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(fèi)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(fèi)的預(yù)測誤差解釋能力越來越強(qiáng)，其中農(nóng)村居民收入在第七期達(dá)到了17.27%，城鎮(zhèn)化率的解釋在第五期更是達(dá)到了41%左右，二者在第七期的沖擊能解釋農(nóng)村居民消費(fèi)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(fèi)的影響不顯著，而在長期中對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響不可忽視，同時(shí)城鎮(zhèn)化率對促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)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(xiàn)在一開始就達(dá)到了10%，但短期來看，城鎮(zhèn)化率的變動(dòng)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(fèi)的貢獻(xiàn)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(dòng)的最主要原因，農(nóng)村居民消費(fèi)對城鎮(zhèn)化率的長期變動(dòng)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(dòng)有一定的貢獻(xiàn)，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(biāo)準(zhǔn)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(fèi)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(jìn)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(fèi)的影響存在時(shí)滯，滯后期為2年，從第3年開始對農(nóng)村居民消費(fèi)有正向的推動(dòng)作用，并在長期趨于穩(wěn)定,同時(shí)從農(nóng)村居民消費(fèi)對城鎮(zhèn)化率的響應(yīng)圖來看，城鎮(zhèn)化率對促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)有更積極的影響。方差分解的結(jié)果也論證了這一點(diǎn)，農(nóng)村居民消費(fèi)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(fèi)的預(yù)測誤差解釋能力越來越強(qiáng)，城鎮(zhèn)化率的解釋在第五期更是達(dá)到了41%左右，二者在第七期的沖擊能解釋農(nóng)村居民消費(fèi)的50%以上。（2）農(nóng)村居民收入提高和消費(fèi)提高對城鎮(zhèn)化的發(fā)展存在1年期的時(shí)滯，第一期之后，脈沖響應(yīng)中農(nóng)村居民消費(fèi)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(fèi)的提高，引起城鎮(zhèn)化水平有規(guī)律的波動(dòng)。這與勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素在市場間的自由流動(dòng)有關(guān)，只要市場是完善的，這個(gè)循環(huán)波動(dòng)過程是持久的。給農(nóng)村居民收入一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊時(shí)，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(jìn)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(dāng)給城鎮(zhèn)化率一個(gè)正向的標(biāo)準(zhǔn)差沖擊時(shí)，對當(dāng)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(gè)穩(wěn)定的促進(jìn)作用。城鎮(zhèn)化將農(nóng)產(chǎn)品的供給者變成需求者，擴(kuò)大了農(nóng)產(chǎn)品的剛性需求。同時(shí)，城鎮(zhèn)化的加速有利于提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)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(biāo)，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(jì)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(jì)，從而進(jìn)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(jìn)農(nóng)民增收，真正實(shí)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(dá)國家74%的平均水平相距甚遠(yuǎn)，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(gè)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(qiáng)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(jìn)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(jìn)就業(yè)的同時(shí)，應(yīng)加快城鎮(zhèn)基礎(chǔ)醫(yī)療服務(wù)、教育、公共交通、社會(huì)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(cái)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(jìn)城住房、子女教育等社會(huì)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(fèi)信心，形成新的消費(fèi)市場和消費(fèi)熱點(diǎn)，這進(jìn)一步推進(jìn)了城鎮(zhèn)化的有效推進(jìn)。
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(chǔ)蓄現(xiàn)象已備受人們關(guān)注，很多學(xué)者認(rèn)為中國目前養(yǎng)老保險(xiǎn)制度不健全、養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋面小是造成居民高儲(chǔ)蓄的重要原因。他們大多認(rèn)為，“擴(kuò)大養(yǎng)老保險(xiǎn)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(fèi)，從而減少儲(chǔ)蓄”。然而，我國從90年代中期實(shí)行“統(tǒng)賬結(jié)合”的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度起，養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋范圍逐年擴(kuò)大，截至2006年底，參保的在職職工已達(dá)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(dá)到4635.4萬人，是1990年的近4.8倍，城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)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(xiǎn)覆蓋范圍不斷擴(kuò)大究竟能否降低居民儲(chǔ)蓄率，還有待于深入研究。因而，評價(jià)中國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度實(shí)施對居民消費(fèi)的影響，在理論和現(xiàn)實(shí)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(jì)計(jì)量模型，就這一問題進(jìn)行實(shí)證研究。
二、文獻(xiàn)回顧
國外學(xué)術(shù)界關(guān)于分析養(yǎng)老保險(xiǎn)對儲(chǔ)蓄、消費(fèi)影響的文獻(xiàn)十分豐富。最早可以追溯到Diamond（1965）在經(jīng)濟(jì)增長模型中引入社會(huì)保險(xiǎn)，從此，多年來社會(huì)保險(xiǎn)對儲(chǔ)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(jì)包含養(yǎng)老保險(xiǎn)指標(biāo)的生命周期消費(fèi)函數(shù)，通過實(shí)證，他認(rèn)為社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)可消減個(gè)人儲(chǔ)蓄。然而Barro(1974)指出，當(dāng)存在代際轉(zhuǎn)移時(shí)，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對儲(chǔ)蓄沒有影響。較早的關(guān)于研究這些問題的文獻(xiàn)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(diǎn)。Cigno和他的合作者（1992）年通過對多個(gè)國家的時(shí)間序列數(shù)據(jù)實(shí)證分析，認(rèn)為在完全基金制的情況下，擴(kuò)大社會(huì)保險(xiǎn)覆蓋范圍對儲(chǔ)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(huì)保障制度與預(yù)防性儲(chǔ)蓄的關(guān)系。他們均發(fā)現(xiàn)，提高社會(huì)保障水平可以顯著減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄，進(jìn)而降低儲(chǔ)蓄率。
近幾年，研究社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對儲(chǔ)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(gè)人生命周期儲(chǔ)蓄的影響。他認(rèn)為由于以下幾個(gè)原因，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度并不會(huì)使個(gè)人儲(chǔ)蓄減少。第一，由于養(yǎng)老承諾的非流動(dòng)性和未來收益的不確定性，尤其是在通貨膨脹壓力下，個(gè)人儲(chǔ)蓄不會(huì)隨著養(yǎng)老金收益的增加而一對一地減少；第二，流動(dòng)性約束的存在使個(gè)人自由借債的能力受限，那么，個(gè)人在年輕時(shí)就應(yīng)該為年老的消費(fèi)積累資金，這樣，個(gè)人儲(chǔ)蓄就不會(huì)因?yàn)閺?qiáng)制儲(chǔ)蓄而減少；第三，為了追求閑暇，職工可能希望提前退休，這會(huì)使他增加工作期的儲(chǔ)蓄；第四，如果從當(dāng)前消費(fèi)轉(zhuǎn)向未來消費(fèi)的稅收方面有優(yōu)惠政策，也會(huì)為提高個(gè)人的總儲(chǔ)蓄而提供激勵(lì)。然而，戴維斯在分析12個(gè)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(gè)人儲(chǔ)蓄有規(guī)律性影響。因此，他認(rèn)為，基金制養(yǎng)老金計(jì)劃對個(gè)人儲(chǔ)蓄的影響要依各個(gè)國家經(jīng)濟(jì)的具體情況而定。
在《宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)》（1998）一書中，奧利維爾•瓊•布蘭查德和斯坦利•費(fèi)希爾采用戴蒙德的代際交疊模型分析養(yǎng)老保險(xiǎn)對儲(chǔ)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(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對儲(chǔ)蓄沒有影響；在現(xiàn)收現(xiàn)付制條件下，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)貢獻(xiàn)會(huì)使私人儲(chǔ)蓄減少。
Zhang(1995)分析養(yǎng)老保險(xiǎn)對經(jīng)濟(jì)增長的影響時(shí)，認(rèn)為非基金制條件下的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)可以通過降低出生率和增加人力資本投資來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。但他指出，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對儲(chǔ)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(chǔ)蓄和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。他們發(fā)現(xiàn)，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對出生率、儲(chǔ)蓄和經(jīng)濟(jì)增長有顯著負(fù)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(jì)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對儲(chǔ)蓄和出生率的影響。他們發(fā)現(xiàn)，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率對家庭儲(chǔ)蓄有正的影響，但對出生率有負(fù)的影響。
Cigno和Werding(2003)基于家庭網(wǎng)絡(luò)原理，認(rèn)為社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)可以增加總儲(chǔ)蓄。
中國國內(nèi)關(guān)于研究社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對儲(chǔ)蓄影響的文獻(xiàn)還不是很多。朱青（2002）對養(yǎng)老金計(jì)劃實(shí)行部分積累制的模式進(jìn)行了經(jīng)濟(jì)分析，并研究養(yǎng)老金計(jì)劃對家庭儲(chǔ)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(xiǎn)對儲(chǔ)蓄的影響，他認(rèn)為，“伴隨中國人口老齡化進(jìn)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(shí)，現(xiàn)收現(xiàn)付制將對家庭儲(chǔ)蓄產(chǎn)生負(fù)面影響”。劉俊霞（2003）認(rèn)為在需求不足的條件下，實(shí)行現(xiàn)收現(xiàn)付制的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，有利于提高邊際消費(fèi)傾向，從而有利于擴(kuò)大消費(fèi)需求。岳遠(yuǎn)斌（1997）認(rèn)為養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的支付，無論從某一個(gè)年度，還是從整個(gè)生命周期考慮，總表現(xiàn)為社會(huì)儲(chǔ)蓄的減少，只有在現(xiàn)收現(xiàn)付制的傳統(tǒng)體制下，才不會(huì)對儲(chǔ)蓄產(chǎn)生太大的影響。
三、理論模型
本文的實(shí)證分析采用了杜森貝利的相對收入假設(shè)消費(fèi)理論。他認(rèn)為，一方面，消費(fèi)者的消費(fèi)支出不僅受其自身收入的影響，而且也受周圍人的消費(fèi)行為及收入與消費(fèi)相互關(guān)系的影響，即消費(fèi)具有“示范性”或“攀附性”;另一方面，消費(fèi)者的消費(fèi)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(fèi)水平的影響，即消費(fèi)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(fèi)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(xiǎn)的影響，本文使用養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率指標(biāo)，養(yǎng)老保險(xiǎn)的實(shí)施對人們消費(fèi)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(fèi)；Y表示收入；fgl表示養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率。
四、實(shí)證分析
（一）、數(shù)據(jù)來源。
由于養(yǎng)老保險(xiǎn)的相關(guān)數(shù)據(jù)只能收集到1989年到2003年，時(shí)間序列數(shù)據(jù)不足。通過近幾年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國勞動(dòng)和社會(huì)保障年鑒》的相關(guān)資料進(jìn)行整理，可以得到1994~2006年各地區(qū)的城鎮(zhèn)居民人均實(shí)際可支配收入、人均實(shí)際消費(fèi)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(xiǎn)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(jì)
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(shí)際消費(fèi)支出、人均實(shí)際可支配收入（以各地區(qū)1993年的城市居民消費(fèi)價(jià)格為100，從人均消費(fèi)支出和人均可支配收入中剔除物價(jià)波動(dòng)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(xiǎn)覆蓋率。
（三）、模型估計(jì)
對于模型4.1，涉及到固定與隨機(jī)效應(yīng)的選擇問題。考慮到各個(gè)省或自治區(qū)在政策實(shí)施、經(jīng)濟(jì)進(jìn)展、及消費(fèi)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(fèi)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(jì)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(dá)到0.9945；參數(shù)都顯著不為零。可見，養(yǎng)老保險(xiǎn)的實(shí)施對人們的消費(fèi)行為起到促進(jìn)作用，養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率每增加一個(gè)百分點(diǎn)，兩年后人均實(shí)際消費(fèi)支出增加238元。為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷暮侠硇裕疚膹囊韵聝蓚€(gè)角度進(jìn)行檢驗(yàn)：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(yàn)
1、殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)
最早使用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的是Bhargava等（Bhargavaetal,1982）。他們利用修正的DW統(tǒng)計(jì)量提出了一種可以檢驗(yàn)固定效應(yīng)動(dòng)態(tài)模型的殘差是否為隨機(jī)游走的方法。Abuaf和Jorion（1990）基于SUR回歸(seeminglyunrelatedregression)模型，采用GLS估計(jì)方法提出了面板單位根檢驗(yàn)方法——SUR-DF檢驗(yàn)。LevinandLin(1993)建立的LLC法也是對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)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(yàn)的W檢驗(yàn)。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(yàn)、Im,PesaranandShinW-stat檢驗(yàn)、ADF-FisherChi-square檢驗(yàn)和PP-FisherChi-square檢驗(yàn)(MaddalaandWu(1999)和Choi(2001))。這些方法出發(fā)點(diǎn)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(dú)立同分布。如果，，則認(rèn)為是平穩(wěn)的；如果，，則認(rèn)為包含一個(gè)單位根。為了檢測，通常對有兩個(gè)假定：一是=對于所有的i，Levin,Lin和Chu檢驗(yàn)方法就包含這個(gè)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(yàn)方法包含這個(gè)假設(shè)。
用Eviews5.0檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜌埐钏綌?shù)據(jù)單位根存在情況，在檢驗(yàn)時(shí)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(yàn)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(yàn)
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(tái)了《關(guān)于完善城鎮(zhèn)社會(huì)保障體系的試點(diǎn)方案》，提出了進(jìn)一步完善社會(huì)保障體系的基本原則、目標(biāo)任務(wù)，確定了進(jìn)一步調(diào)整和完善我國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的主要政策，故以2000年為間斷點(diǎn)，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(xiǎn)覆蓋范圍的擴(kuò)大對消費(fèi)的促進(jìn)作用逐漸降低。
五、小結(jié)和意見
通過面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析，認(rèn)為養(yǎng)老保險(xiǎn)的實(shí)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(fèi)，從而減少儲(chǔ)蓄，但養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋范圍的擴(kuò)大對消費(fèi)的促進(jìn)作用逐漸降低。這可能是由于目前的養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋范圍依然不能達(dá)到應(yīng)保盡保，見表5-1，這使得養(yǎng)老儲(chǔ)蓄依然是很重要的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)；另外，養(yǎng)老保險(xiǎn)金空賬問題日益嚴(yán)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(huì)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(bǔ)貼和對個(gè)人繳納養(yǎng)老費(fèi)的補(bǔ)貼。確保“統(tǒng)賬結(jié)合”政策實(shí)施前參加養(yǎng)老保險(xiǎn)且已經(jīng)離退休人員養(yǎng)老金按時(shí)發(fā)放，確保政策實(shí)施后的個(gè)人賬戶資金不被挪用。
另一方面，進(jìn)一步擴(kuò)大養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋范圍，將養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋面擴(kuò)展到經(jīng)濟(jì)效益較好的私營、個(gè)體和外資企業(yè)。確保養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)覆蓋率
時(shí)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(jì)年鑒2007》，中國統(tǒng)計(jì)出版社，2007年
表5-2：養(yǎng)老金“空賬”金額
時(shí)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(jì)局網(wǎng)站，選取的研究指標(biāo)為人均支出（averwage）、居民物價(jià)指數(shù)（CPI）、平均工資（wage），時(shí)間序列為3年（2008—2010），截面數(shù)據(jù)為東部十二個(gè)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(gè)分析數(shù)據(jù)面板共有12×3×3＝108個(gè)。面板數(shù)據(jù)是一種能夠描述觀測指標(biāo)跨時(shí)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(chǔ)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(shí)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(biāo)描述和相應(yīng)的stata輸入命令來對不同地區(qū)跨時(shí)段的人均消費(fèi)支出進(jìn)行描述。1．定義截面和時(shí)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(shí)段角度的非均質(zhì)描述。如以橫軸為樣本考察不同個(gè)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(fèi)支出波動(dòng)區(qū)間較大，而吉林（E）、黑龍江（F）的三點(diǎn)區(qū)間較小，體現(xiàn)了三年內(nèi)該地區(qū)的人均消費(fèi)支出增長緩慢，從紅線表達(dá)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(dòng)態(tài)角度刻畫變量的均值和波動(dòng)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(fèi)支出差異情況相對一致，均為兩個(gè)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(gè)地區(qū)在平均值以上，但其中兩個(gè)處于平均值附近。說明近年來東部各地區(qū)的人均消費(fèi)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(fèi)水平影響因素的面板stata檢驗(yàn)
（一）單自變量固定截距變系數(shù)模型（1）居民物價(jià)指數(shù)的上漲對居民消費(fèi)的貢獻(xiàn)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(fèi)支出具有明顯負(fù)向作用，說明上海居民的消費(fèi)思想中價(jià)格預(yù)期的作用發(fā)揮較大，根據(jù)消費(fèi)假說理論，上海居民能夠在CPI上漲的同時(shí)有一種更長遠(yuǎn)的通脹預(yù)期，在未來價(jià)格大可能上漲、貨幣面臨進(jìn)一步貶值的情況下，增大現(xiàn)期消費(fèi)是一種明智的選擇。而在其他地區(qū)，普遍存在物價(jià)上揚(yáng)和消費(fèi)抑制的雙重壓抑局面，這比較適合當(dāng)今我國居民的消費(fèi)習(xí)慣，當(dāng)前房價(jià)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(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)增強(qiáng)。從表1中的貢獻(xiàn)系數(shù)絕對值可以看出，河北、黑龍江和吉林的CPI對消費(fèi)負(fù)面影響最大，分別達(dá)到了CPI每上漲1個(gè)點(diǎn)，引起－151501、144758、－140108程度的消費(fèi)減少。北京的CPI貢獻(xiàn)系數(shù)不顯著，說明北京居民消費(fèi)支出的影響因素中通脹因素可以忽略不計(jì)。有趣的是東部地區(qū)共同具有的原始消費(fèi)為3076221，普遍高于各地區(qū)的實(shí)際消費(fèi)值，這個(gè)說明當(dāng)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(fèi)支出的貢獻(xiàn)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(fèi)。這種現(xiàn)象主要是兩點(diǎn)原因引起的，一是工資性收入在當(dāng)今社會(huì)占個(gè)人收入的比重越來越低，而財(cái)產(chǎn)性收入比重越來越大，所以消費(fèi)支出與工資性收入不敏感。本文的計(jì)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(fèi)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(rèn)為高收入群體中收入每增加一個(gè)單位將會(huì)引起總收入1個(gè)單位的減少［3］，在當(dāng)前收入貧富差距日益增大的情況下，在有限的社會(huì)資源下所生產(chǎn)出的財(cái)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(fèi)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(jià)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(jià)指數(shù)是帶動(dòng)了居民消費(fèi)上漲的，即東部地區(qū)CPI平均指數(shù)較上年上漲一個(gè)單位，將會(huì)引起292元的消費(fèi)支出，而收入所引起的消費(fèi)支出較少，可以將0343視為東部地區(qū)的收入消費(fèi)彈性數(shù)值。
（三）隨機(jī)效應(yīng)及固定效應(yīng)檢驗(yàn)對于面板模型，檢驗(yàn)方法有Hausman法，我們可以運(yùn)行該檢驗(yàn)以檢測原假設(shè)：服從隨機(jī)效用模型，比如對CPI指標(biāo)的運(yùn)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(jià)指數(shù)CPI和人均工資收入averwage對居民支出的面板貢獻(xiàn)計(jì)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(jī)效應(yīng)模型。在上述基礎(chǔ)上，為了對兩個(gè)自變量的面板模型形式進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，再利用命令3，（將兩個(gè)自變量CPI和averwage全部納入），進(jìn)行檢驗(yàn)，得到的chi2（2）＝7058，表明支持隨機(jī)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(xiàng)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)均通過檢驗(yàn)，說明將物價(jià)指數(shù)和平均工資收入指標(biāo)結(jié)合在一起進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)面板檢驗(yàn)后，平均工資每增加1元將會(huì)給東部地區(qū)帶來0．37元的消費(fèi)增加，可以視為工資收入支出彈性。而居民物價(jià)指數(shù)指標(biāo)顯示物價(jià)指數(shù)每較上期上升一個(gè)百分比，將會(huì)引起37．1元的消費(fèi)增加，但檢驗(yàn)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(fèi)物價(jià)指數(shù)、人均工資以及消費(fèi)支出的關(guān)系進(jìn)行了面板非線性計(jì)量，得出了以下結(jié)論：1．CPI和人均工資存在很強(qiáng)的交互作用，體現(xiàn)為采用單獨(dú)指標(biāo)對消費(fèi)支出面板回歸與采用多變量回歸的結(jié)論不同。說明當(dāng)前人均工資水平上漲的同時(shí)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(dòng)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(kuò)大內(nèi)需的政策發(fā)揮效果。2．在摒棄工資收入指標(biāo)的前提下，通貨膨脹在東部各地區(qū)普遍造成了對消費(fèi)支出的負(fù)面影響。可以認(rèn)為當(dāng)前財(cái)產(chǎn)性收入比重的大幅上升是彌補(bǔ)工資收入不足從而維持消費(fèi)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(fèi)支出水平會(huì)有一個(gè)很大的滑坡。這一現(xiàn)象同樣可以解釋在排除物價(jià)原因的前提下，工資收入對消費(fèi)支出貢獻(xiàn)力不顯著的現(xiàn)實(shí)，因?yàn)樨?cái)產(chǎn)性收入的增加在非通脹的前提下會(huì)降低工資收入的實(shí)際效應(yīng)，使生命周期消費(fèi)假說中的財(cái)富消費(fèi)增加而工資消費(fèi)減少，但前者由于邊際遞減效應(yīng)和流動(dòng)性較差原因的存在，會(huì)產(chǎn)生對收入水平上漲引起消費(fèi)增加的抵消作用。3．根據(jù)Hausman檢驗(yàn)確定了兩變量同時(shí)進(jìn)行面板時(shí)應(yīng)采用固定效應(yīng)模型的不可行性，可以理解為當(dāng)前通脹加劇、全球流動(dòng)性泛濫的前提下，人們預(yù)期通脹會(huì)進(jìn)一步擴(kuò)大，所以必然會(huì)將占總收入比例連年下滑的工資收入更多地用于消費(fèi)，從而體現(xiàn)出了通脹背景下工資上漲會(huì)在東部地區(qū)的消費(fèi)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(dòng)力轉(zhuǎn)移趨勢進(jìn)行了分析，認(rèn)為第三產(chǎn)業(yè)是第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)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(jìn)一步上升，如果通脹形勢仍然保持當(dāng)前的勢頭，必然還會(huì)存在工資收入對消費(fèi)支出具有顯著貢獻(xiàn)效應(yīng)的事實(shí)，并且工資收入消費(fèi)彈性還會(huì)進(jìn)一步上升。
作者：曹麗萍單位：山西農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院
關(guān)鍵詞:股票市場；消費(fèi)性支出；協(xié)整分析
隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)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(chǔ)蓄存款總額相當(dāng)。那么,在金融危機(jī)的背景下,如何引導(dǎo)消費(fèi)拉動(dòng)內(nèi)需成為政府調(diào)控的重要內(nèi)容,本文通過實(shí)證分析研究股票市場對我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出的影響。
理論模型
劉建江(2002)提出股票市場財(cái)富效應(yīng),它通常是指由于股價(jià)的趨勢性上漲(或下跌),導(dǎo)致股票持有人財(cái)富增長(或減少),進(jìn)而產(chǎn)生擴(kuò)大(或減少)消費(fèi),擴(kuò)大(或縮小)短期MPC,促進(jìn)(或抑制)經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)。
凱恩斯的消費(fèi)理論認(rèn)為,人們在特定時(shí)期消費(fèi)時(shí)與他們在該時(shí)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(fèi)理論不同之處在于,他認(rèn)為人們會(huì)在更長時(shí)期計(jì)劃他們的生活消費(fèi)開支,以達(dá)到他們在整個(gè)生命周期內(nèi)消費(fèi)的最佳配置。弗里德曼提出的永久收入理論認(rèn)為,消費(fèi)者的消費(fèi)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(qiáng)調(diào)和生命周期理論對財(cái)富和人口統(tǒng)計(jì)變量的強(qiáng)調(diào)結(jié)合起來,并將財(cái)富當(dāng)作總消費(fèi)的一個(gè)重要決定因素論文。
R.霍爾和M.費(fèi)萊文對股市促進(jìn)消費(fèi)需求功能進(jìn)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(fèi),Yt和Yt-1,分別是現(xiàn)期和前期的可支配收入。WR為消費(fèi)者在某一時(shí)刻擁有的資產(chǎn)存量,股票和儲(chǔ)蓄是其重要組成部分。α為財(cái)富的邊際消費(fèi)傾向,β為勞動(dòng)收入的邊際消費(fèi)傾向。當(dāng)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(fèi)傾向增加,共同作用下,消費(fèi)支出擴(kuò)大,進(jìn)而產(chǎn)出擴(kuò)大,股票市場促進(jìn)經(jīng)濟(jì)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(shí)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(fèi)性支出(XF),股票市場選用A股和B股流通股市價(jià)總值(SZ),本文不選擇A股和B股市價(jià)總值,是考慮到非流通股對城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)性支出無實(shí)質(zhì)影響。
(二)實(shí)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(yùn)用最小二乘法對參數(shù)進(jìn)行估計(jì)的過程中,結(jié)合Engle&Granger提出的協(xié)整理論對模型進(jìn)行協(xié)整分析,以確保回歸結(jié)果的真實(shí)性。值得指出的是,以AIC和SC的值達(dá)到最小為標(biāo)準(zhǔn),本文對各序列的分布滯后期進(jìn)行了反復(fù)的試驗(yàn),發(fā)現(xiàn)均存在高階相關(guān)的情況,故采用PP檢驗(yàn)法作為協(xié)整分析的基本方法。
1.序列LSZ的單整檢驗(yàn)。從變量單位根檢驗(yàn)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(jì)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(jì)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(yàn)。從變量單位根檢驗(yàn)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(jì)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(jì)量的值遠(yuǎn)遠(yuǎn)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(fèi)性支出的彈性為0.280106,即流通市值每增加一個(gè)百分點(diǎn),城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出就會(huì)增加0.280106個(gè)百分點(diǎn),充分證明長期股市對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出影響顯著。這個(gè)結(jié)果很有意義,因?yàn)閲鴥?nèi)大部分研究均認(rèn)為我國股市對消費(fèi)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(rèn)為,可能由于他們的樣本選取有些不足,他們大多用社會(huì)商品零售總額反映消費(fèi),而真正反映居民消費(fèi)應(yīng)是居民的消費(fèi)性支出。
4.對殘差序列RESID進(jìn)行PP檢驗(yàn)。通過殘差序列RESID的PP檢驗(yàn)結(jié)果(見表3)發(fā)現(xiàn),t統(tǒng)計(jì)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(fèi)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(yàn)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(dòng)態(tài)調(diào)整下得到的,所以在研究長期的同時(shí)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(xiàng)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(gè)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(xiàng)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(jì)值0.033403來看,當(dāng)短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí),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(shí)證結(jié)果表明,股票市場對我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出有顯著影響,它們之間存在著一個(gè)較強(qiáng)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(rèn)為要充分發(fā)揮股市對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的作用,必須打破只要股票市場財(cái)富效應(yīng)發(fā)揮的障礙。文章建議:一是切實(shí)保護(hù)好投資者利益,完善投資者利益保護(hù)制度,使廣大投資者能夠切實(shí)感受到股價(jià)上漲對其財(cái)富持有的影響;二是堅(jiān)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(fèi)發(fā)揮乘數(shù)效應(yīng)的長效機(jī)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(fèi),必須建立一個(gè)有市場聲譽(yù)的、較長時(shí)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(jì)的良性互動(dòng)循環(huán)效應(yīng)。
參考文獻(xiàn):
1.劉建江.財(cái)富效應(yīng)、消費(fèi)函數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng),2002(7)
2.駱祚炎.近年來中國股市財(cái)富效應(yīng)的實(shí)證分析[J].當(dāng)代財(cái)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(fèi)水平，地區(qū)消費(fèi)結(jié)構(gòu)
隨著我國經(jīng)濟(jì)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(fèi)支出強(qiáng)勁增長，消費(fèi)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(jì)發(fā)展不平衡及原有經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的差異，各地區(qū)的消費(fèi)結(jié)構(gòu)仍存在著明顯差別。為了進(jìn)一步改善消費(fèi)結(jié)構(gòu)，正確引導(dǎo)消費(fèi)，提高我國城市居民的消費(fèi)水平和生活質(zhì)量，有必要對各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)之間的異同進(jìn)行考察與比較，以期發(fā)現(xiàn)特點(diǎn)和規(guī)律，從宏觀上把握各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)現(xiàn)狀和不同地區(qū)消費(fèi)水平的差異，為提高我國各地區(qū)消費(fèi)水平提供決策依據(jù)。
一、對地區(qū)消費(fèi)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(gè)基本結(jié)構(gòu)，這個(gè)基本結(jié)構(gòu)稱為公共因子。因子分析的出發(fā)點(diǎn)是用較少的相互獨(dú)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(gè)原有變量，是均值為0、標(biāo)準(zhǔn)差為1 的標(biāo)準(zhǔn)化變量；，，，…，為m個(gè)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(gè)坐標(biāo)軸；為特殊因子；F 與均為不可觀測的隨機(jī)變量。 A為因子載荷矩陣，稱為因子載荷，是第i個(gè)原有變量對第j個(gè)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(dāng)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(shí)證分析
居民消費(fèi)水平是指居民在物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的消費(fèi)過程中，對滿足人們生存、發(fā)展和享受需要方面所達(dá)到的程度。它主要通過消費(fèi)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(fèi)指標(biāo)中，消費(fèi)結(jié)構(gòu)指標(biāo)最能夠體現(xiàn)出各地區(qū)間的消費(fèi)水平差異，本文引用我國常用的消費(fèi)資料支出分類方法，將各地區(qū)城市居民人均生活費(fèi)支出分為8個(gè)部分，相應(yīng)的指標(biāo)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(fèi)性支出(2009年)，來自2010年中國統(tǒng)計(jì)年鑒[[2]]。具體表格略論文開題報(bào)告范文。
2.1.2因子分析的過程
由于多個(gè)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(biāo)準(zhǔn)化，把原變量數(shù)列化為均值為0，方差為1的數(shù)列。標(biāo)準(zhǔn)化后全國31個(gè)省市作為樣本，將上述X1～X8八項(xiàng)支出指標(biāo)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(jìn)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(gè)消費(fèi)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(jìn)行KMO統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，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(biāo)，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(biāo)準(zhǔn)： 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(jì)算結(jié)果如下：
表2
并且通過巴特利特球體檢驗(yàn)(P=0.000＜0.05)，表明說明原有的8個(gè)變量具有很強(qiáng)的相關(guān)性，它們反映的消費(fèi)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(jì)算后得到主成分的碎石圖，分析發(fā)現(xiàn)提取2個(gè)主因子比較合適。
利用主因子分析法提取2個(gè)主因子，用最大方差旋轉(zhuǎn)進(jìn)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(fèi)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(gè)方面有較大的載荷，即該因子綜合反映了這6個(gè)方面的變動(dòng)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(gè)方面的消費(fèi)指標(biāo)，可命名為生活必需型因素。
（2）第2 主成分，為次要消費(fèi)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(fèi)指標(biāo)，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(gè)消費(fèi)要素間的類屬關(guān)系，可以看到主消費(fèi)因子和次消費(fèi)因子非常靠近兩個(gè)因子的坐標(biāo)軸，表明用兩個(gè)因子刻畫消費(fèi)要素效果非常好，信息丟失較少，達(dá)到了我們綜合消費(fèi)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(fèi)要素進(jìn)行歸類進(jìn)行分析解釋：
表4
2個(gè)因子能解釋的方差分別為5.640（70.494 ％），1.155（14.440 ％），因此這2個(gè)主因子能說明總情況的84.935％。8個(gè)變量標(biāo)準(zhǔn)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(fèi)結(jié)構(gòu)的分析具有很強(qiáng)的說服力。
根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)，分別計(jì)算各地區(qū)城市主要、次要消費(fèi)因子得分，以各因子方差貢獻(xiàn)率作權(quán)重進(jìn)行加權(quán)匯總，得出各地區(qū)居民消費(fèi)水平綜合評價(jià)得分并排名，表中因子得分情況及其正負(fù)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(fèi)發(fā)展水平為負(fù)。
綜合評價(jià)排名V=0.704 * F1+0.144 * F2
2.1.2.1我國區(qū)域居民消費(fèi)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(fèi)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(fèi),協(xié)整檢驗(yàn),誤差修正模型
一、引言
收入與消費(fèi)的關(guān)系狀況，對于制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策有著十分重要的意義。因此關(guān)于居民收入與消費(fèi)
的關(guān)系一直都是經(jīng)濟(jì)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(fèi)問題的種種理論，雖然觀點(diǎn)上迥然不同,但均強(qiáng)調(diào)了收入對消費(fèi)的決定作用,即認(rèn)為消費(fèi)是收入的函數(shù),如凱恩斯(Keynes)的絕對收入消費(fèi)函數(shù)；杜森貝里(Duesenberry)相對收入假說下的短期消費(fèi)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(fèi)函數(shù)。直到20世紀(jì)80年代戴維森(Davidson)等人運(yùn)用協(xié)整技術(shù)，通過誤差修正機(jī)制將收入與消費(fèi)的長期均衡和短期波動(dòng)反映到模型中，從而將消費(fèi)函數(shù)帶入了一個(gè)新的領(lǐng)域。近年來，國內(nèi)學(xué)者以這些消費(fèi)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(jì)量方法，結(jié)合我國實(shí)際進(jìn)行了實(shí)證研究，如秦朵建立了中國居民總消費(fèi)的誤差修正模型，得出1952-1987年居民消費(fèi)與總收入之間存在較固定的比例關(guān)系。同時(shí)國內(nèi)一些學(xué)者也對我國農(nóng)村居民的收入與消費(fèi)關(guān)系進(jìn)行了初步探討，于俊年分析了農(nóng)村消費(fèi)需求狀況，并分別按不變價(jià)和現(xiàn)價(jià)對農(nóng)村居民消費(fèi)與收入進(jìn)行了實(shí)證分析，分析結(jié)果表明，農(nóng)村居民消費(fèi)與收入之間存在很強(qiáng)的相關(guān)性；許韶杰建立了消費(fèi)函數(shù)模型，并實(shí)證分析了我國農(nóng)村居民收入與消費(fèi)的均衡關(guān)系，認(rèn)為我國農(nóng)村居民消費(fèi)水平受現(xiàn)期收入水平影響大，且兩者的修正機(jī)制對消費(fèi)行為具有很強(qiáng)的矯正作用。關(guān)于消費(fèi)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(fèi)的相互關(guān)系的研究偏少。因此，本文以遼寧省為例，運(yùn)用協(xié)整理論和格蘭杰因果檢驗(yàn)，對農(nóng)村居民收入與消費(fèi)的關(guān)系進(jìn)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(shí)證研究涉及反映農(nóng)村居民收入和農(nóng)村居民消費(fèi)兩項(xiàng)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，為排除人口總量和結(jié)構(gòu)變化的影響，選取平均指標(biāo)作為變量進(jìn)行計(jì)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(fèi)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(fèi)用支出、可直接用于農(nóng)村居民進(jìn)行生產(chǎn)性、非生產(chǎn)性建設(shè)投資、生活消費(fèi)和積蓄的那一部分收人；農(nóng)村家庭平均每人年消費(fèi)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(fèi)支出。
本文選取的原始數(shù)據(jù)來自《遼寧統(tǒng)計(jì)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(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。為消除價(jià)格因素對時(shí)間序列數(shù)據(jù)的影響，取《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中“農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(1984年=l00)”對AY′和AC′進(jìn)行平減，得到實(shí)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(fèi)支出(AC)。為消除時(shí)間序列中存在的異方差，對兩數(shù)列進(jìn)行自然對數(shù)變換，記為LnAY和LnAC。
(二)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)
在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，必須確定每個(gè)序列是否為單整序列，即要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。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(jī)變量進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)會(huì)出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。單位根檢驗(yàn)的方法主要有Dickey-Fuller(DF)檢驗(yàn)、增廣DF(即ADF)檢驗(yàn)和Phillips-Perron(PP)檢驗(yàn)。DF檢驗(yàn)所設(shè)定的模型需要假設(shè)隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在自相關(guān)，而ADF檢驗(yàn)則能夠處理隨機(jī)誤差項(xiàng)存在自相關(guān)的情況。因此，本文利用Eviews7.0計(jì)量軟件采用ADF方法來檢驗(yàn)各個(gè)指標(biāo)變量的平穩(wěn)性，并確定其單整階數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。從檢驗(yàn)結(jié)果看，在10%的顯著水平下，遼寧農(nóng)村居民收入與消費(fèi)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(fèi)數(shù)據(jù)的ADF檢驗(yàn)結(jié)果
變量
檢驗(yàn)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(jì)核算的論文范文一：國民經(jīng)濟(jì)核算
[摘要]中國處于世界經(jīng)濟(jì)大形勢之下,所以為了更加完善的認(rèn)識(shí)中國居民消費(fèi)的現(xiàn)狀及其存在問題,我們通過居民消費(fèi)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(gè)方面分析中國居民消費(fèi)問題并提出合理有效的解決方法。
[關(guān)鍵詞]國民經(jīng)濟(jì)核算;居民消費(fèi);三大需求
首先,從GDP的國際比較入手,在匯總《中國統(tǒng)計(jì)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(jì)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(rèn)的是中國仍是全世界GDP強(qiáng)國,尤其在2009年經(jīng)濟(jì)危機(jī)的時(shí)候,在世界平均GDP負(fù)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(jì)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(gè)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(dāng)正視問題,從中找出原因來。
我國想要繼續(xù)擴(kuò)大GDP,加速國內(nèi)經(jīng)濟(jì)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(jī)沖擊,美歐發(fā)達(dá)國家消費(fèi)需求大幅下降,直接影響到中國的出口增長,中國經(jīng)濟(jì)增長轉(zhuǎn)向國內(nèi)投資與消費(fèi)需求的支撐,國際社會(huì)更對中國消費(fèi)需求寄予厚望。與此同時(shí),中國人均GDP正式邁入3000~6000美元階段,這也成為推動(dòng)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)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(kuò)大消費(fèi)的政策經(jīng)驗(yàn)與教訓(xùn),厘清各種認(rèn)識(shí)誤區(qū)和政策取向。所以,居民消費(fèi)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(fèi)問題。
1居民最終消費(fèi)占GDP比重
我國居民消費(fèi)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(fèi)水平較低、增速較慢、消費(fèi)能力較弱,消費(fèi)結(jié)構(gòu)有待優(yōu)化升級。
2008年我國居民最終消費(fèi)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(fèi)規(guī)模較小、增長緩慢。我國居民消費(fèi)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(fèi)率平均水平一直保持在55%~57%,美國的最終消費(fèi)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(fèi)率也保持在50%~70%的水平。而中國的居民最終消費(fèi)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(fèi)率不僅低于發(fā)達(dá)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(fèi)率均保持平穩(wěn)甚至小幅上升的態(tài)勢,整體居民消費(fèi)率也保持平穩(wěn);而中國居民消費(fèi)率水平則從2000年起步入下降通道。與發(fā)達(dá)國家相比,中國居民消費(fèi)呈現(xiàn)出水平低,同時(shí)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(gè)嚴(yán)重問題,所以有效市場規(guī)模也就大打折扣。20世紀(jì)90年代中期以來,收入差距對需求的影響引起了我國社會(huì)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(fèi)傾向低、儲(chǔ)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(dá)國家。在居民可支配收入中,我國居民消費(fèi)和儲(chǔ)蓄比重分別為644%和356%,而主要發(fā)達(dá)國家居民消費(fèi)占可支配收入比重在80%以上,美英等國家更是達(dá)到了95%的消費(fèi)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(fèi)支出。由前述我國居民消費(fèi)水平分析可知,我國城鄉(xiāng)居民收入差距較大,對居民消費(fèi)的增長也有極大的影響。
3三大需求對GDP增長的平均貢獻(xiàn)率和拉動(dòng)
現(xiàn)階段我國的收入分配機(jī)制也存在著較大的問題,中國的收入差距已經(jīng)擴(kuò)大到相當(dāng)嚴(yán)重的程度,城鄉(xiāng)之間的一道道資金、市場、技術(shù)、勞動(dòng)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(gè)國民經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。一方面,農(nóng)產(chǎn)品市場難以擴(kuò)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(yán)重影響;另一方面,農(nóng)村消費(fèi)品市場與城市消費(fèi)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(xiàn)率和拉動(dòng)的中美比較對GDP增長的
貢獻(xiàn)率%對GDP增長的拉動(dòng)
(百分點(diǎn))最終消費(fèi)資本形
成總額凈出口最終消費(fèi)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(dòng)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(dòng)者報(bào)酬占GDP的比重為417%,明顯低于發(fā)達(dá)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(dá)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(fèi)所占GDP比重仍有相當(dāng)大的差距。
4結(jié)論
綜合分析來看,制約我國居民消費(fèi)的因素很多,既有經(jīng)濟(jì)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(jī)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(fèi)結(jié)構(gòu)、加大民生工程投資力度以及改革分配機(jī)制、縮小收入差距、完善社會(huì)公共服務(wù)體系等綜合措施,充分挖掘我國居民消費(fèi)潛力,提高居民消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的拉動(dòng)作用,推進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的跨越性轉(zhuǎn)變。
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國民經(jīng)濟(jì)核算的論文范文二：森林綜合核算納入國民經(jīng)濟(jì)核算的意義
摘要 將森林核算結(jié)果納入國民經(jīng)濟(jì)核算，目的是在傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)核算中對森林的處理方法加以擴(kuò)展，對森林及其在經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中的貢獻(xiàn)做更加全面的整體評價(jià)。
關(guān)鍵詞 森林 綜合 核算
在支撐當(dāng)今經(jīng)濟(jì)社會(huì)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(huì)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(shí)開展森林價(jià)值及綠色國民經(jīng)濟(jì)核算研究，客觀地評價(jià)，林業(yè)為國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人民生活提高所做出的貢獻(xiàn)，準(zhǔn)確地反映森林資源的變化和經(jīng)濟(jì)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(jìn)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(jì)核算，目的是在傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)核算中對森林的處理方法加以擴(kuò)展，對森林及其在經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中的貢獻(xiàn)做更加全面的整體評價(jià)。森林綜合核算的內(nèi)容包括兩個(gè)部分，第一是要對森林自身的價(jià)值進(jìn)行核算，要將其包含在國民財(cái)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(jìn)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(jià)值與國民財(cái)富
森林是一個(gè)國家所擁有自然資源財(cái)富的重要組成部分，因此有必要核算森林的總價(jià)值即森林的存量價(jià)值，并將其納入國民財(cái)富。
1.森林總價(jià)值核算
原則上，森林總價(jià)值應(yīng)該是森林所具有的全部功能的價(jià)值，包括提供物質(zhì)產(chǎn)品的功能價(jià)值和提供生態(tài)服務(wù)的功能價(jià)值。但是，從目前核算所能夠?qū)崿F(xiàn)的程度看，森林存量價(jià)值主要是指林地和林木價(jià)值總和。
2.森林總價(jià)值對國民財(cái)富總量的調(diào)整
現(xiàn)有國民經(jīng)濟(jì)核算中，國民財(cái)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(shí)期內(nèi)帶來經(jīng)濟(jì)收益的經(jīng)濟(jì)資產(chǎn)，其中包括各時(shí)期生產(chǎn)活動(dòng)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(jì)資產(chǎn)定義的非生產(chǎn)資產(chǎn);而且，核算中以市場價(jià)格作為財(cái)富的基本估價(jià)原則，核算的是各種資產(chǎn)的市場價(jià)值。就森林主題而言，上述基本原則會(huì)在兩個(gè)方面導(dǎo)致無法在國民財(cái)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(cái)富核算范圍內(nèi)，但天然林卻有可能因?yàn)椴环辖?jīng)濟(jì)資產(chǎn)的定義而被排除在國民財(cái)富范疇之外，即使包括在其中，也會(huì)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(jià)方法而言，側(cè)重于經(jīng)濟(jì)價(jià)值的估價(jià)原則無法體現(xiàn)森林的生態(tài)功能價(jià)值。因此，要在國民財(cái)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(jìn)：第一，擴(kuò)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(jì)價(jià)值，使之包括森林的生態(tài)功能價(jià)值。
二、森林產(chǎn)出與國內(nèi)生產(chǎn)總值
森林功能的實(shí)現(xiàn)在于它為人類和經(jīng)濟(jì)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(xiàng)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(jì)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(gè)組成部分，一是為國民經(jīng)濟(jì)提供的森林物質(zhì)產(chǎn)品，二是為社會(huì)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(jì)核算的范圍之中。按照國民經(jīng)濟(jì)核算原理，產(chǎn)出代表經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)活動(dòng)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(jì)產(chǎn)出，除非這些生態(tài)服務(wù)通過市場實(shí)現(xiàn)了其服務(wù)價(jià)值，比如通過森林旅游業(yè)實(shí)現(xiàn)的森林景觀價(jià)值;當(dāng)期林木自然生長也因?yàn)闊o法獨(dú)立計(jì)算其產(chǎn)出量及價(jià)值而排除在外，只是籠統(tǒng)地用育林和森林維護(hù)活動(dòng)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(jì)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(dāng)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(jì)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(gè)突破了現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)活動(dòng)產(chǎn)出計(jì)量的概念，相當(dāng)于大林業(yè)(林業(yè)及其他相關(guān)產(chǎn)業(yè))計(jì)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(jì)。
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(gè)時(shí)期國民經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)最終產(chǎn)出成果的指標(biāo)，在經(jīng)濟(jì)管理中發(fā)揮著核心指標(biāo)的作用。由于現(xiàn)行國民經(jīng)濟(jì)核算沒有全面地反映經(jīng)濟(jì)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(shí)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)成果方面具有很大局限性，綠色國民經(jīng)濟(jì)核算的目標(biāo)之一就是要將資源環(huán)境因素納入核算，實(shí)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(gè)方面：
(1)將當(dāng)期對森林資源的耗減價(jià)值作為經(jīng)濟(jì)活動(dòng)成本從GDP中扣減，得到經(jīng)濟(jì)資源耗減價(jià)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(xiàng)的資源耗減價(jià)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(fù)，即可認(rèn)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(jì)核算所認(rèn)可的生態(tài)服務(wù)產(chǎn)出作為與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出并列的組成部分，嘗試作為加項(xiàng)納入GDP。
消費(fèi)與 投資 、出口并列為驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的三大需求，構(gòu)成社會(huì)總需求，其中消費(fèi)需求占總需求的最大比重。根據(jù)消費(fèi)需求主體的不同，消費(fèi)又可以分為 農(nóng)村 居民消費(fèi)、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)、政府消費(fèi)，農(nóng)村居民消費(fèi)與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)合稱為居民消費(fèi)，因此，分析我國居民消費(fèi)傾向要減去政府的消費(fèi)支出。所謂消費(fèi)傾向，是指消費(fèi)與收入的比率，某一時(shí)期內(nèi)消費(fèi)量與居民可支配收入的比率稱之為平均消費(fèi)傾向，而某一時(shí)期內(nèi)消費(fèi)增量與居民可支配收入增量的比率稱之為邊際消費(fèi)傾向。改革開放以來，我國消費(fèi)率（消費(fèi)需求占GDP的比重）呈下降趨勢，分析居民的消費(fèi)傾向問題可以找出消費(fèi)率下降的原因，為刺激國內(nèi)消費(fèi)需求、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式提供依據(jù)與對策。
一、我國消費(fèi)率的變化趨勢
二、我國居民消費(fèi)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(fèi)率與消費(fèi)傾向之間的關(guān)系：
C/Y= Ac ·Yd /Y+C2/Y
上式表明，消費(fèi)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(cái)政 收入占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重，這兩個(gè)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(fèi)傾向下降的原因
宏觀 經(jīng)濟(jì)學(xué) 對居民消費(fèi)行為的研究大體上經(jīng)歷了三個(gè)階段。第一階段是凱恩斯的絕對收入假說，凱恩斯認(rèn)為，在短期內(nèi)，消費(fèi)者的消費(fèi)主要取決于現(xiàn)期絕對收入的多少，收入增加，人們的消費(fèi)也會(huì)增加，但是消費(fèi)的增加慢于收入的增加，即邊際消費(fèi)傾向遞減。而對于邊際消費(fèi)傾向?yàn)槭裁催f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(rèn)為理性的消費(fèi)者會(huì)根據(jù)他一生的全部預(yù)期收入來安排消費(fèi)支出，因此消費(fèi)不是取決于個(gè)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(rèn)為個(gè)人的收入可以分為持久收入和暫時(shí)收入，持久收入是穩(wěn)定的、長期的收入，暫時(shí)收入是不穩(wěn)定的、偶然的收入，因此他認(rèn)為決定人們消費(fèi)的是持久收入，而非暫時(shí)收入。杜森貝利的相對收入假說認(rèn)為，消費(fèi)者的消費(fèi)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(fèi)行為和自己過去收入和消費(fèi)水平的影響。第三階段是霍爾的隨機(jī)游走假說以及流動(dòng)性約束假說、 預(yù)防 性儲(chǔ)蓄假說等等。
居民消費(fèi)的形成和變動(dòng)主要是消費(fèi)者根據(jù)自身的經(jīng)濟(jì)收入和消費(fèi)偏好以及商品價(jià)格自主選擇的結(jié)果，居民消費(fèi)傾向反映了消費(fèi)者的消費(fèi) 心理 和意愿，影響居民消費(fèi)傾向大小的因素很多，消費(fèi)者的收入預(yù)期、支出預(yù)期和自主偏好等等都會(huì)影響到居民消費(fèi)傾向。
根據(jù)以上分析，要提高我國消費(fèi)支出占GDP的比重（消費(fèi)率），實(shí)現(xiàn)由投資驅(qū)動(dòng)型的經(jīng)濟(jì)增長向消費(fèi)拉動(dòng)型的經(jīng)濟(jì)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(fèi)傾向。筆者以為，以下措施是切實(shí)可行且有效的。
1.生產(chǎn)總值構(gòu)成變動(dòng)分析。最終消費(fèi)、資本形成總額、貨物和服務(wù)凈出口是經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)力，同時(shí)是計(jì)算支出法生產(chǎn)總值的三要素,其中最終消費(fèi)一直在我國生產(chǎn)總值中所占比重最大，在經(jīng)濟(jì)增長中貢獻(xiàn)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(fèi)率1978年為66.62％，2007年為59.78％,說明最終消費(fèi)是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的最重要?jiǎng)恿Γ虼藢?shí)證分析甘肅省居民消費(fèi)變動(dòng)及其對經(jīng)濟(jì)影響作用有一定實(shí)際意義。
2．最終消費(fèi)情況分析。最終消費(fèi)由居民消費(fèi)和政府消費(fèi)兩部分組成，甘肅省最終消費(fèi)支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據(jù)《甘肅統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)計(jì)算居民消費(fèi)支出一直占據(jù)最終消費(fèi)支出大部分的比例，穩(wěn)定在70％以上。
3.甘肅省最終消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率。消費(fèi)貢獻(xiàn)率(消費(fèi)拉動(dòng)率)通常指在經(jīng)濟(jì)增長率中消費(fèi)需求拉動(dòng)所占的份額,計(jì)算甘肅省最終消費(fèi)貢獻(xiàn)率在2002年至2007年間分別為63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最終消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率并不穩(wěn)定，其原因是經(jīng)濟(jì)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(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)分析
1．農(nóng)村居民消費(fèi)支出變動(dòng)分析。消費(fèi)結(jié)構(gòu)指各類消費(fèi)支出在總消費(fèi)中所占的比例，消費(fèi)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(fèi)，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(fèi)支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫(yī)療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標(biāo)志，相關(guān)數(shù)據(jù)變動(dòng)說明甘肅省農(nóng)村居民消費(fèi)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(fèi)支出變動(dòng)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(fèi)支出已不在占據(jù)消費(fèi)支出的一半比例。說明城鎮(zhèn)居民的生活水平的提高，城鎮(zhèn)居民生活水平到達(dá)小康階段，醫(yī)療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應(yīng)有所增加，表明城鎮(zhèn)居民的生活質(zhì)量逐步提高，消費(fèi)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化。
3.城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度分析。消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度，是分析消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化程度的指標(biāo)，計(jì)算公式為：
在1996年～2000年期間，甘肅省農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度為9.00％，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度為2.22％，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度為3.27％。
在1996年～2000年期間，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)非常顯著，其中食品支出消費(fèi)對消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)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(fèi)結(jié)構(gòu)經(jīng)過劇烈變動(dòng)后，明顯趨于緩和變動(dòng)，居住消費(fèi)支出對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)影響最大；醫(yī)療、文教消費(fèi)是影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的又一重要因素。
三、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費(fèi)函數(shù)分析
本文采用持久收入消費(fèi)函數(shù)。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε
其中Ct為現(xiàn)期消費(fèi);Yp和Yz表示持久收入和暫時(shí)收入。系數(shù)α1和α2分別是持久收入和暫時(shí)收入的邊際消費(fèi)傾向。根據(jù)《甘肅年鑒》統(tǒng)計(jì)資料，對模型進(jìn)行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉(xiāng)居民消費(fèi)函數(shù)(1）、（2）。
農(nóng)村居民消費(fèi)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(fèi)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(fèi)；每增加1元暫時(shí)收入，有1.74元用于消費(fèi)。既增加了暫時(shí)收入，不僅要將暫時(shí)收入全部用于消費(fèi)，同時(shí)還要拿出儲(chǔ)蓄來消費(fèi)。城鎮(zhèn)居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費(fèi)；每增加1元暫時(shí)收入，有0.87元用于消費(fèi)。
四、簡要結(jié)論
1．經(jīng)濟(jì)增長與城鄉(xiāng)居民的收入和消費(fèi)之間有直接的影響。經(jīng)濟(jì)增長越快，收入增加越高，消費(fèi)也會(huì)隨著增加。但是，在投資、出口和消費(fèi)等三要素當(dāng)中,消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率最高，一般都在70%左右,說明拉動(dòng)消費(fèi)仍然是甘肅省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要?jiǎng)恿Α?/p>
2.隨著經(jīng)濟(jì)的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費(fèi)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)重要變動(dòng)傾向。在城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)當(dāng)中，食品支出消費(fèi)對消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)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(fèi)結(jié)構(gòu)劇烈變動(dòng)，居住消費(fèi)支出對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)影響最大。另外，醫(yī)療、文教消費(fèi)是影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的又一重要因素。
3.為了鞏固消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率，我們建議：一是加快發(fā)展城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)，保證固定資產(chǎn)的投資速度，使投資增長不要出現(xiàn)大起大落;二是進(jìn)一步開發(fā)農(nóng)民能夠穩(wěn)定增加收入的就業(yè)渠道和途徑，如非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入、轉(zhuǎn)移性就業(yè)收入、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化收入等；三是對于城市居民來講，要把創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位和機(jī)會(huì)作為重點(diǎn)，用擴(kuò)大就業(yè)保證收入，用收入增加保證消費(fèi)；四是對于城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行一定的引導(dǎo)，努力改善城鄉(xiāng)居民住房、醫(yī)療、教育、保障等關(guān)鍵性問題。
參考文獻(xiàn)：
[1]彭勁松:重慶市經(jīng)濟(jì)增長中消費(fèi)與投資貢獻(xiàn)度分析[J].重慶大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2004，（4）；7～10
論文關(guān)鍵詞：時(shí)間序列，ARIMA模型，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)
1 引言
居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)是用來測定一定時(shí)期內(nèi)居民支付所消費(fèi)商品和服務(wù)價(jià)格變化程度的相對數(shù)指標(biāo)，它既是反映通貨膨脹程度的重要指標(biāo),也是國民經(jīng)濟(jì)核算中縮減指，這一指標(biāo)影響著政府制定貨幣、財(cái)政、消費(fèi)、價(jià)格、工資、社會(huì)保障等政策，同時(shí)，也直接影響居民的生活水平及評價(jià)[1]。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)反映的市場價(jià)格信號真實(shí)，帶動(dòng)價(jià)格輿論導(dǎo)向正確，有利于改善價(jià)格總水平調(diào)控。首先，它有利于維護(hù)正常的經(jīng)濟(jì)生活和市場價(jià)格信息秩序。其次，有利于引導(dǎo)消費(fèi)形成合理的消費(fèi)價(jià)格，促進(jìn)有效需求。目前，醫(yī)療、教育、交通等壟斷行業(yè)價(jià)格上漲過快，導(dǎo)致居民大量增加儲(chǔ)蓄，使正常消費(fèi)受到壓抑，消費(fèi)結(jié)構(gòu)變形，影響經(jīng)濟(jì)增長。再次，它有利于綜合運(yùn)用價(jià)格和其他經(jīng)濟(jì)手段，實(shí)現(xiàn)價(jià)格總水平調(diào)控目標(biāo)。所以，對該指標(biāo)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(shí)間序列預(yù)測方法的基本思想是：預(yù)測一個(gè)現(xiàn)象的未來變化時(shí)，用該現(xiàn)象的過去行為來預(yù)測未來，即通過時(shí)間序列的歷史數(shù)據(jù)揭示現(xiàn)象隨時(shí)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(shí)間序列模型，主要有三種基本形式：自回歸模型（AR：Auto-regressive），移動(dòng)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(shí)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(biāo)的影響和作用，不受模型變量相互獨(dú)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(dòng)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(dòng)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(dòng)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(gè)時(shí)期的隨機(jī)干擾或預(yù)測誤差的線性組合來表達(dá)當(dāng)前預(yù)測值，AR(p)的假設(shè)條件不滿足時(shí)可以考慮用MA(q)形式。MA(q)總是滿足平穩(wěn)條件，因?yàn)槠渲袇?shù)取值對時(shí)間序列的影響沒有AR模型中參數(shù)P的影響強(qiáng)烈，即較大的隨機(jī)變化不會(huì)改變時(shí)間序列的方向。
2.3 ARIMA（p,q）模型
自回歸模型和移動(dòng)平均模型的組合就構(gòu)成了用于描述平穩(wěn)隨機(jī)過程的自回歸移動(dòng)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(huì)經(jīng)濟(jì)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(gè)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(jìn)行擬合，考察數(shù)據(jù)內(nèi)在的統(tǒng)計(jì)特征以及做最佳預(yù)測時(shí)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(gè)性質(zhì)可以分別用來識(shí)別自回歸模型和移動(dòng)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(gè)實(shí)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(gè)實(shí)滯（k=1）以后中斷。對于一般的自回歸和移動(dòng)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(shí)別模型。
三種平穩(wěn)時(shí)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(fèi),需求
1 四川省市居民體育消費(fèi)需求的多元化特征分析
1.1 四川省城鎮(zhèn)居民體育消費(fèi)需求的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)
自改革開放以來，四川省社會(huì)經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，據(jù)四川省市省統(tǒng)計(jì)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(dá)12789元，人均生活消費(fèi)支出為10302元 [1]。國民經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步發(fā)展有力地保證了全省各項(xiàng)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(fèi)目標(biāo)向娛樂、精神消費(fèi)轉(zhuǎn)移，體育消費(fèi)也逐年增長。伴隨著全民健身活動(dòng)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(fèi)者的一種共識(shí)。
1.2 體育消費(fèi)動(dòng)機(jī)
消費(fèi)動(dòng)機(jī)是誘發(fā)和維持人們進(jìn)行體育消費(fèi)以達(dá)到個(gè)人對體育需求目的的內(nèi)在動(dòng)力。體育消費(fèi)行為則是這種內(nèi)在動(dòng)力的結(jié)果[2]。通過對四川省各年齡組城鎮(zhèn)居民進(jìn)行體育消費(fèi)動(dòng)機(jī)調(diào)查結(jié)果統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，四川省城鎮(zhèn)居民進(jìn)行體育消費(fèi)動(dòng)機(jī)的排序依次為：身心健康動(dòng)機(jī)；休閑娛樂動(dòng)機(jī)；調(diào)整心情動(dòng)機(jī)；健美體形動(dòng)機(jī)；社會(huì)交往動(dòng)機(jī)；體驗(yàn)樂趣動(dòng)機(jī)。其中，前四項(xiàng)平均選擇率達(dá)到86．92％ 。這一點(diǎn)充分說明城鎮(zhèn)居民的思想進(jìn)步，思維活躍，體育消費(fèi)動(dòng)機(jī)和態(tài)度是積極的，這種積極態(tài)度將為全面健身計(jì)劃實(shí)施、參與體育的人口增加及誘發(fā)體育消費(fèi)和促進(jìn)體育市場發(fā)展奠定基礎(chǔ)。
1.3 體育健身消費(fèi)動(dòng)機(jī)水平的比較
四川省城鎮(zhèn)居民在體育消費(fèi)動(dòng)機(jī)水平上也存在明顯差異，其一，男性的休閑娛樂動(dòng)機(jī)和健美體形動(dòng)機(jī)明顯高于女性，且消費(fèi)價(jià)值觀也存在性別差異。其二，不同年齡群體在健身娛樂消費(fèi)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(fèi)需求的實(shí)效性，他們進(jìn)行體育消費(fèi)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(shí)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(fèi)價(jià)值量上也存在差異。
2 四川省城鎮(zhèn)居民體育消費(fèi)形式與特點(diǎn)分析
從居民的體育消費(fèi)形式上來看，24～45歲城鎮(zhèn)居民消費(fèi)比例較其他年齡段要高， 首先是體育實(shí)物消費(fèi)，實(shí)物型體育消費(fèi)是指人們在參與體育活動(dòng)中消耗的實(shí)物產(chǎn)品。其次是體育信息消費(fèi)，是指人們購買體育類期刊、書報(bào)或觀看各種體育比賽、表演等所進(jìn)行的消費(fèi)，這類消費(fèi)正逐漸上升。最后一類是觀賞型體育消費(fèi)，觀賞型體育消費(fèi)增長較快，消費(fèi)比例居中。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，運(yùn)動(dòng)水平的提高，觀賞型消費(fèi)支出會(huì)增大。四川省的體育消費(fèi)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(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，城鎮(zhèn)居民的體育消費(fèi)需求進(jìn)一步加大，四川省體育消費(fèi)市場將會(huì)展現(xiàn)出更大的潛力。
3 對四川省體育消費(fèi)市場發(fā)展的思考
3.1 以城鎮(zhèn)居民體育消費(fèi)選擇和能力為立足點(diǎn)開發(fā)體育市場調(diào)查表明，四川省城鎮(zhèn)居民體育消費(fèi)行為和消費(fèi)能力存在明顯的消費(fèi)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(fèi)的城鎮(zhèn)居民依其體育消費(fèi)動(dòng)機(jī)和消費(fèi)承受能力對體育服務(wù)產(chǎn)品消費(fèi)做出切合實(shí)際的選擇，因此，開發(fā)與之相適宜的體育消費(fèi)市場，不斷推出符合各類消費(fèi)群體需求的產(chǎn)品以滿足居民日益增長的體育消費(fèi)需求，并根據(jù)區(qū)域性經(jīng)濟(jì)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(fèi)主體，強(qiáng)化群眾體育消費(fèi)意識(shí)和行為。體育人口、體育消費(fèi)需求和體育消費(fèi)水平是決定體育市場大小的三個(gè)基本要素，因此，努力培養(yǎng)體育市場的消費(fèi)主體，積極倡導(dǎo)和鼓勵(lì)群眾進(jìn)入體育市場參與體育消費(fèi)。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(fèi)欲望的同時(shí)，配合各種媒體宣傳以強(qiáng)化城鎮(zhèn)居民體育消費(fèi)意識(shí)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(diǎn)開發(fā)強(qiáng)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(diǎn)開發(fā)那些進(jìn)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(xiàng)目，在此基礎(chǔ)上逐步開發(fā)社會(huì)體育活動(dòng)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(fèi)者進(jìn)入該類體育市場。并且不斷完善體育市場體系，加強(qiáng)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(jì)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(fèi)支出連年增加，而且有一定剩余，為體育消費(fèi)奠定一定的基礎(chǔ)。
(2) 強(qiáng)身健心、防病治病、休閑娛樂是四川省市城市居民消費(fèi)的主要?jiǎng)訖C(jī)。
(3) 中青年是四川省市體育消費(fèi)的主要群體，24～45歲居民消費(fèi)比例較其他年齡段要高。城鎮(zhèn)居民體育消費(fèi)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(fèi)水平普遍偏低，呈兩頭高，中間低的發(fā)展態(tài)勢，隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，信息消費(fèi)和參與消費(fèi)將會(huì)有很大的提高。
(5) 加快體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展，加強(qiáng)體育消費(fèi)的宣傳力度，并加強(qiáng)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(fèi)條件。
(6) 加強(qiáng)宣傳與體育消費(fèi)引導(dǎo)，引導(dǎo)人們合理支配時(shí)間，拉動(dòng)體育消費(fèi)。運(yùn)用價(jià)格杠桿，刺激中低收入者體育消費(fèi)需求，創(chuàng)新體制機(jī)制，加快體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展。
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