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国民经济核算中，政府消费是指政府部门为全社会提供公共服务的消费支出和免费或以较低价格向用户提供的货物和服务的净支出。政府消费与居民消费一起构成总消费，是一国最终需求的重要组成部分，增加政府消费支出是扩大内需的重要手段。中国经济发展存在严重的内需不足问题，必须把立足点放到依靠内需上来。政府首先应加大自身消费支出。政府加大对“三农”的支持力度、增加农村基础设施建设投资;完善社会保障体系;增加公共教育投入;增加城乡居民收入，提高其消费能力;培育成熟的消费环境等，这不仅是满足政府支出的需要，也是对于现实经济运行格局的一种强烈的支持保证。当社会个人与家庭的消费相对不足而没有集中起足够消费力量的格局下，关注政府消费支出，由政府等宏观管理部门主动地、适度地放松对消费支出的限制，是必需的政策选择。
在我国国民经济核算体系中，涉及政府消费核算的主要有三处:一是支出法国内生产总值核算;二是资金流量表实物交易部分;三是收入分配及支出账户。对我国政府消费支出的估计方法进行研究，可以为宏观经济政策的选择提供一些参考。本文通过对我国31个省、市、自治区的不等概率抽样和简单随机抽样，分别抽取15个、10个省市作为研究样本进行实证分析，同时对两种方法进行比较分析。
二、PPS抽样表述
(一)PPS抽样的基本内涵。不等概率抽样是指在抽取样本前给总体的每一个单元赋予一定的被抽中概率。不等概率抽样分为有放回与不放回两种情况。在有放回的不等概率抽样中，最常用的是按总体单元的规模大小来确定抽选的概率。设总体中第i个单元的规模度量为Mi，总体的总规模度量为M=M，则该单元的抽选概率为Z=，这种不等概率抽样称作按与规模大小成比例的抽样，简称PPS抽样。
(二)PPS抽样实施方法。PPS抽样方法有:累积总和法、拉希里方法、规模累积等距抽选的方法、分裂法等，本文主要采用规模累积等距抽选的方法。
规模累积等距抽选方法的表述:设总体单元数为N，其规模度量分别为M1，M2，…，MN，将规模度量按代码法进行累积，直至M=M。若抽取样本容量为n，则先求等距抽样的间隔K=，然后在1～K之间随机等概率抽取一个数，假设为r，则r所在的单元代码区间相应的单元即为被抽中的单元。以后每隔K个度量值，即r+K，r+2K，r+3K，…，r+(n-1)K等数字所在的单元代码区间的相应单元，即为被抽中的单元。
三、PPS抽样实证分析
选取我国31个省、市、自治区、直辖市2007年政府消费支出额数据。
(一)总体总量的估计
1、以2007年政府消费支出额作为规模Mi，并进行累计，得表1。(表1)
将M0=M=3824111除以样本量n=15，得抽样间隔K==254940.73。在1～K之间抽一随机数，假设R=175745，处于北京的代码范围，因此北京作为抽中的样本。其余样本代码为:175745+254940.73=430685.73，430685.73+254940.73=685626.46，940567.19，1195507.92，
1450448.65，1705389.38，1960330.11，2215270.84，2470211.57，2725152.3，2980093.03，3235033.76，3489974.49，3744915.22，分别是:河北、辽宁、黑龙江、江苏、安徽、江西、山东、河南、湖南、广东、海南、贵州、新疆。
2、这15个省市的被抽选概率为Zi=，分别为:北京0.0534，河北0.0514，辽宁0.0303，黑龙江0.0321，江苏0.0912，浙江0.0613，安徽0.0197，江西0.0195，山东0.0967，河南0.0526，湖南0.0359，广东0.0861，海南0.0049，贵州0.0137，新疆0.0240，用这15个样本省市来估计2008年的政府消费支出，采用汉森-赫维茨估计量，得:
==×(++…+)=4505720.155
故，估计推断这31个省市的政府消费支出额为4505720.155百万元。
3、抽样的方差:
()=-
=[(4955307.048-4505720.155)2+
(4268315.491-505720.155)2+…+(4481807.397
-450720.155)2]=5597070249.9182
4、置信度为95%的置信区间为:
±Z，即:
4505720.155±2
=4505720.155±149627.1399
即:4356093.015～4655347.295。2008年这31个省市的实际政府消费支出为4564495百万元，位于置信区间之内。
(二)总体均值的估计
1、==×4505720.155≈145345.8115(百万元)
2、方差的估计式:
()=-=×5597070249.9182≈5824214.6201
所以，总体均值的抽样标准误为:
=2413.3410
3、置信度为95%的置信区间为:
±Z即:
145345.8115±2×2413.3410
即:140519.1295～150172.4935。2008年平均每个省市的实际政府消费支出为147241.7742百万元，位于置信区间之内。
四、简单随机抽样实证分析
简单随机抽样又称纯随机抽样:设有限总体总有N个单元，从中抽取容量为n个单元的样本，使得每一个可能的样本都有相同的概率被抽中。具体应用到本文中的政府消费支出，把这31个省市按1～31排列，在EXCEL中生成一组n=10的随机数:15、30、4、10、8、27、16、9、12、21。即被抽选的省市为:山东、宁夏、山西、江苏、黑龙江、陕西、河南、上海、安徽、海南。
(一)总体均值的估计
1、==y=×(448602+19400+…+22631)=174053.9
即2008年平均每个省市的政府消费支出为174053.9百万元。
2、抽样方差
()=s=(1-)(y-)=×(1-)××217461902374.9=1636810017.88
抽样标准误:=40457.5088
(二)总体总量的估计
=N=31×174053.9=5395670.9
()=N(y)
=31×163680017.88
=1572974427178.44
=
=1254182.7726
五、结论
通过对全国各地区政府消费支出的PPS抽样估计，2008年全国各地区政府消费支出位于置信区间之内，并且通过PPS抽样和简单随机抽样的实证分析对比，我们可以很明显的看出，不论是总量估计还是均值估计，PPS抽样的方差都要小于简单随机抽样的方差，PPS抽样要明显优于简单随机抽样。由此可见，不等概率抽样虽然在实施方面较简单随机抽样复杂，但是对差异总体较大的总体单元进行抽样估计会更为精确有效。
主要参考文献:
[1]倪佳勋.抽样调查[M].广西师范大学出版社，2002.
[2]金勇进，蒋妍，李序颖.抽样技术[M].中国人民大学出版社，2002.
[3]陈彩虹.政府消费支出与扩大内需[J].财政研究，1999.8.
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2．国内学者的研究。我国学者对政府支出与居民消费的关系的研究始于1998年我国第一次大规模实施积极的财政政策、扩大内需以后。国内学者在这个问题上的结论也是莫衷一是。财政部办公厅课题组（2001）认为，关于私人消费和政府支出，有人认为它们具有某种替代关系，这需要具体分析。从财政支出结构看，某些种类的政府支出例如招待费，的确是私人支出的替代品；但其他一些支出诸如交通设施支出，则是私人消费的互补品；其他许多公共支出可能既是私人消费的替代品又是互补品。［15］胡东书（2002）使用2000年以前中国的时间序列数据所做的回归分析表明，政府支出变动与居民消费之间呈正相关关系，二者之间从整体上看是互补关系而不是替代关系，政府支出增加对居民消费的作用是挤入的而不是挤出的。［16］谢建国和陈漓高（2002）通过建立一个居民消费的跨期替代模型，分析了中国的政府支出与居民消费之间的关系，认为在短期内，中国政府可能通过增加政府支出的方式增加总需求，但在长期均衡时政府支出完全挤占了消费支出。［17］黄颐琳（2005）通过构建实际的经济周期（RBC）模型，利用随机动态一般均衡（DSGE）方法对中国经济进行实证检验。结果表明，改革开放后政府支出对居民消费产生了一定的挤出效应。［18］李广众（2005）在消费者最优选择欧拉方程基础上推导出用以分析政府支出与居民消费之间关系的模型，然后对全国、城镇和农村的样本进行估计，结论是：改革开放以来，中国政府支出与居民消费之间表现为互补关系。［19］张治觉和吴定玉（2007）利用可变参数模型对我国1978—2004年的数据进行了动态分析，结果表明，从总体上分析，在大多数年份政府支出对居民消费产生引致效应；从结构上分析，政府投资性支出对农村居民消费和城镇居民消费产生了挤出效应；从1998年开始，政府消费性支出对农村居民消费和城镇居民消费产生了引致效应；政府转移性支出在大多数年份对农村居民消费和城镇居民消费产生了引致效应。申琳和马丹（2007）对1978—2005年我国政府支出影响居民消费的两个渠道（消费倾斜渠道和资源撤销渠道）进行了经验分析，发现我国人均政府支出增加通过消费倾斜渠道促使人均居民消费上升，通过资源撤销渠道使得人均居民消费下降；综合来看，人均政府支出增加通过两种渠道最终导致人均居民消费下降，即政府支出与居民消费存在长期替代关系。楚尔鸣和鲁旭（2008）通过构建政府支出与居民消费跨期替代模型，并利用1990—2005年我国27个省、直辖市和自治区的相关数据进行面板协整检验和完全修正普通最小二乘估计，发现中国地方政府支出与居民消费呈现较弱的互补关系。杨子晖等人（2009）通过面板协整分析发现，中国政府消费支出与私人消费成互补关系。陈创练（2010）所做的面板数据实证分析的结果表明，我国政府消费与居民消费呈互补关系。但是，他又指出，政府消费与居民消费的互补程度可能受政府支出规模的影响。比如，随着政府支出规模的扩大，政府将减少与居民消费呈互补关系的公共物品（如国防支出）的提供，而增加与居民消费呈替代关系的公共服务（如科学教育卫生事业支出和学校午餐等）的供给。［24］胡蓉等人（2011）利用我国城乡居民1978—2009年的人均消费、政府支出和可支配收入等数据，通过建立协整方程和误差修正模型对政府支出如何影响居民消费进行了实证研究。结果发现，政府支出在短期内对居民消费具有挤入效应，而在长期则具有挤出效应。由上我们看到，我国学者主要是从总量上研究政府支出对（城乡）居民消费需求的影响，或把政府支出划分为消费性支出和投资性支出，再分别研究这两类支出对居民消费的影响。只有石柱鲜等人（2005）等少数几篇文章尝试从我国的财政支出结构或财政支出分类上分别考察这些政府支出对城乡居民消费的影响。在这个专题研究上，研究者大多把居民消费函数看做是线性的，把函数关系看做是已知的或确定的。不少研究者得出的结论与直觉或事实明显相悖，例如，有的文章认为，政府消费性支出增加会促进居民消费；还有的文章认为，政府支出与居民消费正相关；也有的文章认为，政府支出增加对居民消费没有影响；还有一些研究者把政府（财政）支出等同于政府消费。已有的研究成果提示我们，对中国财政支出与居民消费需求的关系有进一步深入研究的必要，可行的研究路径可能是要改变模型方法选择。
二、中国政府支出结构对居民消费影响的初步分析
笔者认为，从总量上研究中国政府支出对居民消费的影响可能过于综合，过于笼统，无法反映政府支出对居民消费的真实效应。因为我国政府支出既包括政府消费支出，也包括政府投资支出，还包括转移支出和民生支出，这些不同性质的支出对居民消费的影响应该是不同的，并且某些支出可能对城乡居民的消费需求影响也是不同的。因此，本文试图从政府支出的不同分类上来考察它们分别对城乡居民消费产生了什么样的影响。2007年我国国家统计局对财政支出项目分类进行了重大调整，由原来的5类27个项目调整为22个项目，不再按功能性质分类。1978年到2006年，我国政府财政支出按其功能性质划分为5大类：经济建设费支出、社会文教费支出、国防费支出、行政管理费支出和其他支出。图2显示的是1978—2006年我国政府的5大类支出分别在政府财政支出总额中所占比例的变化。可以看出，从1978年到2006年，经济建设费支出占比呈现明显的下降趋势；社会文教费支出占比呈现先上升后平稳的趋势；国防费占比自20世纪80年代中期以后呈现缓慢下降的趋势；行政管理费支出占比和其他支出占比都呈现明显的上升趋势。政府支出结构的变化从一个侧面映射了改革开放以来我国经济体制和经济结构的变化：随着我国经济体制由高度集中的计划经济体制向社会主义市场经济体制转型，政府和市场在资源配置中的作用呈现出此消彼长的变化趋势，经济建设的任务越来越多地由企业和个人承担，国家对经济建设的直接干预不断减少，这就导致了经济建设费支出占比大幅度下降。随着科教兴国战略的实施和社会保障制度建设，社会文教费支出占比不断提高。行政管理费支出占比上升较快反映了我国政府规模扩张较快，公部门控制和消费的资源过多。这5大类财政支出对城乡居民消费的影响应当是不同的。经济建设费支出。这类支出是国家用于生产性投资和基础设施建设方面的财政支出，它们主要形成物资资本和公共物品，如铁路、公路、机场、水利、电力、环境保护等。这类支出在短期可能会排挤居民消费，但是在长期可能会促进居民消费。经济建设费支出的资金主要来源于国家对企业和个人征收的税收，并且这类支出代表政府配置资源的规模，因此它在短期内可能会排挤居民消费。
在长期，这类支出可能会促进居民消费。例如，交通便捷会促进居民出行和旅游消费，电力供给有了保障会促进居民购买和消费家用电器。从市场经济中政府与市场的关系来看，政府通过经济建设费支出来配置资源的规模必须适度，不宜过大，否则会挤占市场和居民消费。社会文教事业费支出。这是国家用于科学研究、文化、教育、卫生、出版、广电、抚恤和社会福利救济等方面的事业费支出。这类支出主要是形成人力资本和民生工程，它有助于提高社会及其成员的科学文化素养和受教育水平，有助于提高社会福利水平。这类支出应当会促进居民消费。显而易见，政府投资九年制义务教育，提供教育、文化、体育、医疗卫生设施，必然会促进居民在教育、文化、体育和医疗卫生等方面的消费。国防费。这是国家用于国防建设的各种经费支出。国防是一个国家最大和最重要的公共物品，是防止企业和个人遭受外来侵略和掠夺的保障。因此，国防费支出虽然可能会挤占居民收入和消费，但是一个强大和稳固的国防会大大降低国民生存、发展、生产、消费的风险和不确定性。行政管理费。这是一种社会消费性支出，主要用于国家各级权力机关、行政管理机关和外事机构行使其职能所需要的开支，包括人员经费支出和公用性经费支出。在我国行政管理费支出中，直接用于行政人员开支的费用约占50％上下。近几年受诟病较多的“三公”经费就是行政管理费中的一大部分。在行政管理费支出中，一部分是政府为企业和居民提供公共服务的，这是经济和社会发展所必需的。但是在我国的行政管理费支出中，相当一部分是政府行政人员的纯粹性消费，这部分支出与公共服务供给的数量和质量没有什么相关性。一个公务员使用公款消费得越多越好，不意味着他提供的公共服务水平和质量就越高，反而有可能会降低公共服务水平和质量。其他支出。这包括政府财政年初预留的预备费，其他政府性基金支出，地震捐赠支出，彩票发行销售机构业务费安排的支出，等等。这类支出很可能对居民消费的影响是中性的或影响不大。
三、基于可加模型的经验研究
笔者在文献综述部分提到过，在政府支出与居民消费的关系问题上，我国一些研究者得出的结论与直觉或事实明显不符，其中的一个重要原因是这些研究者把居民消费函数看做是线性的，把函数关系看做是已知的或确定的。本文尝试改变这种经验研究方法，使用可加模型来进行研究。1．可加模型简介。可加模型（additivemodels）是非参数统计分析中很重要的模型之一，它是线性模型的推广。与线性模型相比，可加模型具有以下特点：（1）假设自变量和因变量之间的函数关系未知；函数关系根据数据本身而得到。相比线性模型这更符合变量之间的实际关系要求。（2）对于因变量的分布没有限制，估计的结果具有稳健性。与线性模型要求因变量服从某个分布相比，可加模型更为合理。因为因变量是否服从某种分布实际上很难验证。虽然计量经济学给我们提供了很多检验服从分布的方法，但是严格来说，它们往往是检验其不服从某种分布，很难检验出服从某种分布。因为它们的原假设是服从某种分布。不拒绝原假设不等于接受原假设，这是两个概念。分析政府支出结构对城乡居民消费需求的影响，可加模型具有先天优势。政府支出结构对居民消费的影响不是一个静态过程，应该是一个动态过程；也可以说随着政府支出的变化，它们对居民消费的边际效应也是变化的，而不是一成不变的。另外，计量经济学分析中通常假定模型中变量之间的关系是线性关系，但是这些线性关系是在很强的假设下得到的，而实际经济活动中的变量之间关系呈线性关系的极少，绝大多数都是非线性的。因为影响变量的因素很多，在实际研究中，由于研究者受到主观和客观原因的制约，或为了研究的简化和方便，不可能考虑到所有这些因素，所以很强的假设易于构建模型和得出结论，但是很难符合实际和刻画变量之间的实际关系。2．可加模型应用。（1）数据来源与选取。
由于国家统计局在2007年对政府财政支出统计口径进行了重大调整，使得2007年前后的数据不可比，所以本文选取的是1978—2006年的政府支出数据，这些数据均来自1979—2007年《中国统计年鉴》。1978—2006年按照功能和性质我国政府财政支出划分为五大类：经济建设费支出、社会文教费支出、国防费支出、行政管理费支出和其他支出。下面我们将分析1978—2006年政府支出结构对城乡居民消费的影响①。为了消除数量级的影响，将数据进行自然对数变换。另外，为了方便，我们作如下记号：x1为经济建设费，x2为社会文教费，x3为国防费，x4为行政管理费，y1为农村居民消费，y2为城镇居民消费。（2）政府支出结构对农村居民消费需求影响分析。根据（1．1），政府支出结构与农村消费需求的可加模型为。从图3可以看出：（1）政府支出中的经济建设费支出对农村居民消费需求在一定范围内是有促进作用的，但当经济建设费支出超过该范围便会出现阻碍作用。（2）社会文教费支出对农村居民消费产生了“挤入效应”，促进了农村居民消费的增加。下图②显示，随着社会文教费支出的增加，农村居民消费支出也在增加。（3）国防费支出和行政管理费支出对农村居民消费产生了挤出效应，即这两类支出挤占了一部分农村居民的消费支出。下图③和图④显示这两类支出增加导致了农村居民消费支出减少。从图4可以看出：（1）财政支出中的经济建设费支出对城镇居民的消费需求在一定范围内是有促进作用的，但当经济建设费支出超过该范围便会出现阻碍作用。（2）社会文教费支出对城镇居民消费产生了“挤入效应”，促进了城镇居民消费的增加。下图②显示，随着社会文教费支出的增加，城镇居民消费支出也在增加。（3）国防费支出在一定范围内对城镇居民消费支出具有促进作用，但超出这一范围其影响变小。（4）行政管理费支出降低了城镇居民的消费支出。下图④显示这类支出增加导致了城镇居民消费支出的减少。（4）比较政府支出结构对农村、城镇居民消费需求的影响。综合起来看，政府财政支出中的经济建设费支出、社会文教费支出和行政管理费支出对农村居民和城镇居民消费需求的影响几乎是一样的。但国防费支出的影响不同。国防费支出对农村居民的消费有一定的阻碍作用，而对城镇居民在一定范围内有促进作用。我们认为，这个结果符合实际，许多军用设施和军民两用设施位于城镇，农村则很少，这在一定程度上有利于促进城镇居民消费需求的增加。当然，这个差异也可能是由于城乡居民对国防保障带来的安全性的认知程度不同，这种认知程度不同可能导致城乡居民消费函数中的不确定性的大小不同。（5）模型效果评价。为了评价模型，我们引入MSE（均方误差）、MAE（平均绝对误差）和MAPE（平均绝对百分误差）指标。从表1可以看出这三个误差指标都比较小。在应用可加模型时，如果MAPE＜10，模型预测的精确度就较高，而我们现在得到的MAPE小于0．5，可见我们使用的可加模型的效果非常好。［32］模型的拟合结果如图5和图6所示。从两个拟合图看，模型的效果也很好。
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1.经费支出的原则
1.1执行预算（经费收支计划）。经费支出应坚持先预算再支出的原则，且预算经费来源也已确定，能够得到充足保障。反之，预算中没有列入的项目，就没有经费保障，自然不能办理借款、预支、报销等经费支出业务。
1.2保证火场。火场的经费保障一般可通过猜测列入预算，但一些重、特大火场和抢险救援的开支，往往是不可猜测的，也就不可能列入预算。这是消防部队的职能、性质决定的。对重、特大火场和抢险救援事故现场这种具有战斗性质的非凡经费开支应采取先支出经费保障灭火战斗和抢险救援任务的完成，后办理调整预算、追加经费支出指标的手续，决不能以没有经费支出预算而贻误战机。
1.3压缩消耗。消防大队的经费开支大部分是行政消耗性支出，经费支出应以生成、提高战斗力为前提，合理计划，尽量压缩日常消耗品支出，提高经费使用效益。
1.4恪守权限。按照公安部消防局《有关经费审批权限的规定》，大队一级的经费开支审批权限为摘要：200元以下开支由财务人员根据预算（计划）和有关标准制度审核，大队分管领导审批；200元至500元以下开支由财务人员根据预算（计划）和有关标准制度审核，大队分管领导提请大队党委（总支）审批；500元以上开支，按上述程序审核，由大队党委（总支）提请支队业务部门同意后，报支队后勤处审批。经费开支的审批权限规定的很明确，报销审批程序也很严谨，但仍有不少干部乱序、越权审批。这里首先要解决的是熟悉新问题。任何时候都要清醒地熟悉到摘要：权力和责任永远是相等的，人的人生价值不是用审批权限来衡量的，工作的权力和责任不是个人待遇，按审批程序办理开支业务是分清经济责任的重要环节。
2.经费支出的审核
消防大队的经费支出业务，有货币直接支出、货币换回物资、经费报销结算和个别的实物支出四种类型。办理消防大队的经费支出业务，财务人员既是经费物资支付的经办人，又担负着经济业务审核复查的职责。作为经办人，不可能经办四种类型的全部业务，但作为审核复查人，大队的所有经济业务都在其职责范围以内。下面以审核复查为主线，探询消防大队经费支出业务的重点管理环节。
2.1货币直接支出业务。消防大队的经费支出业务，多数属货币直接支出业务，因此，货币直接支出业务是大队经费支出业务的主要业务类型。货币直接支出业务又可分为凭票报销付款，转账预付货款，现金临时借款和凭票配发实物四种性质不同的业务。在办理和审核这四种性质不同的货币支出业务时，应根据其性质确定不同的侧重点。
2.1.1凭票报销付款。凭票报销付款是以办理经济业务的原始凭证，经过审核、验收、批准等程序后，直接报销经费并领取现金或银行付款票据的业务方式。凭票报销付款业务方式的性质是本单位的经济权益和货币资产等额减少，表现为本单位自愿承担该经济业务的经费支付。凭票报销付款业务方式的特征是付出的货币收回的概率极小，也就是说其经办人、审核人和批准人防止经济损失的责任极大。因此，办理凭票报销付款业务必须注重以下事项摘要：一是受理业务票据时必须对票据进行严格、规范的审查。对经审查发现不合法、不真实、不准确、不完整和不符合报销程序的票据，不得受理。二是核对预算。看该付出业务是否列入预算，是否超出预算数额。三是对审查合格的票据在支付货币时，支付的现金不但要认真清点，而且必须复点，并和收款人当面结清；支付银行存款开具付款凭证不但要数字准确，而且要收款单位名称、收款银行、开户账号、填证时间、预留印鉴等情况都要清楚齐全；货币支付后在原始凭证上加盖“现金付讫”或“银行付讫”戳记。四是对“钱变物”的经济业务，不但要审查经费支付的票据，还要严格审查物品管理的手续资料。够固定资产标准的，是否办理了固定资产管理资料；属库存物资的，是否办理了入库手续；属在用物资的，是否办理了验收责任手续；应入账核算的物品，要根据原始凭证和有关资料记账。五是对用凭票报销的经费清偿债券债务关系的综合业务，要和原债权债务凭证一并审查，仔细结算清楚，假如有收回款项还应按收回款项的数额开给收据，结算结果要在经费结算表上的“结算栏”中填写清楚。
2.1.2转账预付货款。转账预付货款是在经济业务没有完成时提前支付一部分款项，在经济业务终结时结清所有款项的业务方式。转账预付货款业务的性质是支付经费，但并没有报销，使单位形成了债权。表现为本单位货币资产减少，而债权资产增加，单位的资产总额没有变化。转账预付货款业务的特征是债权资产的变现率较低，也就是说要承担预付的款项能否收回的责任。因此，办理转账预付货款业务时应注重以下事项摘要：一是严格审查付款依据。预付款项有合法的、符合经费支出审批程序文字依据，财务部门才能据以办理转款业务。付款依据可能是经济合同，可能是领导批件，也可能是某项协议。但都必须指明经济业务的具体内容，如和之发生经济关系的单位名称和性质，购货数量和单价，交货方式和地点，验收标准和办法，结算方式和期限，开户银行和账号，违约责任和处罚等情况。付款依据还必须有收款单位的收据，作为收到款项的证实凭证，不能仅凭文字依据办理付款业务。二是核对预算。就是看预付款项所办理的经济业务是否在年度预算项目之内，不在预算项目之列不能办理预付款。三是办理过付款业务的所有凭证资料，要及时整理并编制记账凭证登记入账。不能形成“票据抵库”使账账不符或账款不符。在核算往来款项的“暂付款”科目下，必须按收款单位名称设置明细科目具体核算债权清算情况。四是在经济业务结束清算货款时，先要抵扣预付款，以免形成死账、呆账、无头账。
2.1.3现金临时借款。现金临时借款业务方式和转账预付货款业务方式的性质、特征基本是一致的，它们的区别在于转账预付货款是由银行划转给债务单位，而现金临时借款是直接支付现金给个人。办理现金临时借款业务应注重的事项摘要：一是凭“借据”付款。借据一式三联，一联存根；一联付款记账；应交给借款人的一联，暂押在财务部门作为借款的证实，还清借款后再退给借款人。二是核对预算。没有列入支出预算的项目不能借款。三是临时借款要根据“借据”记账联，按照借款人姓名在往来款项科目即“暂付款”科目设置明细科目，具体核算债权清算情况。四是借款人办完经济业务报账时，必须先抵扣临时借款。五是严禁“白条抵库”和借款不入账的行为发生。
2.1.4凭票配发实物。凭票配发实物业务是大队凭物资调（支）拨单无偿地将库存物资配发给消防中队和大队机关使用。这类业务虽然没有直接和货币资产发生关系，但是，库存物资也是资产，资产无偿地发出必然要引起大队权益的减少。大队的库存物资有自购物资和供给物资两种来源，自购物资的减少必然要引起大队有关经费权益的减少；上级供给物资的减少，必然引起“供给基金”的减少。因此，凭票配发实物业务的性质实际上也是大队资产和权益的等额减少。凭票配发实物业务的特征是“明物暗钱”，受“重钱轻物”思想的影响，轻易忽视管理和核算。在办理凭票配发实物业务时应注重的事项摘要：一是配发实物必须开具正规的物资调（支）拨单。物资调（支）拨单最少一式四联，一联存根；一联大队财务记账；一联中队司务长记账；一联仓库保管员记实物账。不得无票发物，也不得打白条领物。二是分清“自购物资”和“供给物资”。大队的库存物资是流动实物资产，作为资产必然有其来源。自购物资的来源是用“银行存款”这一流动货币资产换回的流动实物资产，虽然其经费已从银行支付了，但并没有报销，实物资产无偿地发出形成减少，按照借贷相等的原则必须找出权益减少的对象。因为大队的自购物资是用大队的经费购买的，只能在大队把握的有关经费中报销无偿发出的实物资产；供给物资的来源是上级无偿调拨，大队并没有支付经费而增加了实物资产，当时实物资产入库时就按照借贷必相等的原则，给其确定了一个来源科目即“供给基金”，因此，对供给物资配发使用时形成减少，必然同时等额减少“供给基金”科目。三是对发出的实物资产既要登记经费账，又要登记物资账，还要做到账账相符。四是每次配发业务办完后，要及时清点盘库，检查核对发出物资业务的准确程度，切实做到账实相符。
2.2货币换回物资业务。消防大队的货币换回物资业务，就是通过支付银行存款或库存现金购回库存物资，把货币资产变成了实物资产，其权益并没有发生实质性的变化，也就是说其经费并没有报销。
货币换回物资业务在基层单位的业务量较少，但却是管理上易出现新问题的部位。其原因主要是领导等管理人员思想熟悉和观念存在偏差，认为经费支出后已报账，物品长短和自己已经无责任。这种思想就是熟悉不到货币资产变成实物资产后，其经费并没有报销，仍然还是挂在账上的。因此，办理货币换回物资业务必须注重以下事项摘要：
2.2.1严格控制物资管理定额。物资管理定额主要包括两部分内容摘要：一是库存物资限量。就是大队库存的各种物资不应超过的数量定额。超过限量存放物资，最易发生物资的积压、损坏，最终造成经费的浪费，因此，基层大队应尽量少购置库存物资，库存物资能够保障部队正常的物资保障即可。二是库存物资限额。就是大队库存的各种物资总计不得超过经费定额。超过物资定额购置存放物资，不但易造成物资的积压浪费，而且还会造成影响各项经费保障的严重后果。
2.2.2严格执行单位综合预算。大队的预算不是仅仅对经费而言的，大队的库存物资也是大队预算的主要内容之一。有的预算支出项目发出库存物资就可把预算支出保障项目完成，有的预算支出项目既要支出经费，还要发出物资才能完成保障任务。因此，用预算既控制经费管理，同时控制物资管理，是一种综合管理行为，其效益肯定高于单项管理效益。
2.2.3认真落实财产物资清查。财产物资清查盘点制度是财务管理重要内容之一，也是检查、核对、检验大队经费物资支出业务质量的主要办法。目前，我们基层单位在财产物资清查盘店制度方面普遍落实的不太好，从而引发了不少的经济新问题甚至案件，教训是非常深刻的。必须熟悉到，经费和物资管理是相辅相成、唇齿相依、互为因果的关系，任何重此轻彼的熟悉或行为都是不符合“三个代表”要求的。坚持定期认真地、彻底地、全面地清查财产物资，对清查出的新问题，必须查明原因，追究有关责任人的行政、经济、法律责任。
2.2.4积极学习市场经济知识。在市场经济条件下，尤其是我国加入世贸组织后，同时存在机遇和挑战。新形势就要求我们必须尽快学习市场经济知识，把握市场经济规律、市场价值规律、区域经济规律等经济知识；必须尽快学习市场采购经验，把握物价行情、供需矛盾、讨价还价、谈判技巧乃至集中采购、政府采购、军队采购等方法和经验；必须尽快学习财政金融知识，把握经济发展趋向猜测、财政状况升降猜测、银根松紧物价猜测等知识和眼光。按市场经济要求来处理大队的支出业务，就会趋利避害，减少经费支出，提高保障质量和效益。
2.3经费报销结算业务。经费报销结算业务是指办理经济业务开始时预支或借出经费，在经济业务办理终结时凭据办理经费报销和结算原预支或借出款项手续，解除债权债务关系的综合业务活动。
经费报销结算业务从三个方面引起单位的资产和权益的变化摘要：一是经费支出增加，二是债权权益减少；三是还可能引起货币资产的增加或减少。经费报销结算业务的特征是经费报销业务、债权债务结算业务和货币收付业务综合在一起进行，使业务内容复杂化，对基层财务人员的业务素质要求较高。办理经费报销结算业务应注重以下事项。
2.3.1严格审查凭证。审查经费报销结算业务的原始凭证包括摘要：一是报销经费的原始凭证。原始凭证是否真实、合法、准确、完整，需报销经费的业务是否纳入预算（计划）、是否超出预算，经办、复审、验收、批准等手续是否齐全，是否达到固定资产标准纳入固定资产核算和管理；二是原借款、预付款项的原始借据。原借据是否保管完整，有无分期还款记录，是否和借款人或单位的债务余额相符，和债务人或单位有无分歧；三是结算后需应收回一部分货币的原始票据。假如是结算后应支付货币，其原始凭证就是经费报销凭证，但必须在经费结算表的“结算栏”填清原借款数额、报销数额和付款数额，以明确结算关系和责任。假如是结算后应收回货币，则必须按入库货币数额开给收据。
2.3.2认真办理结算。办理债权债务结算业务必须头脑冷静，仔细认真，核对清楚，才能达到债权债务双方满足的效果，心平气和地解除债权债务关系。办理债权债务结算业务解除债权债务关系时，会出现三种结算情况摘要：一是报销数大于借款数。报销数大于借款数时，用报销数偿还原借款或预付款项后的余额，应支付给相应数额的货币（现金或银行存款）才能解除债权债务关系，现金或银行付款票据和原借据必须当时付清，并在原始凭证上加盖“现金付讫”或“银行付讫”戳记。不得“打白条”。二是报销数小于借款数。报销数小于借款数时，报销数不够偿还原借款或预付款项，必须收回相应数额的货币，才能解除债权债务关系。收回货币时必须开给和收款数额相符的收据（该收据应和报销凭证一并编制记账凭证），根据收据办理完货币收付后，应在收据上加盖“现金收讫”或“银行收讫”戳记，并将收据的“缴款人收执”联和原借据退给债务人或单位。假如暂时不能收回货币，那就不能解除债权债务关系，应当在原借据上注明扣还日期和数额，并由债务人在原借据上签章，仍在财务抵押。并在经费结算表的“结算栏”注明结算数额情况。三是报销数等于借款数。报销数等于借款数，正好用报销数偿还原借款或预付款项，不发生货币收付业务就解除了债权债务关系。应在经费结算表上的“结算栏”填明原借款数额和报销数额，以明确结算关系和责任。并将原借据退还给债务人或单位。
2.3.3细心清点货币。办理经费报销结算业务引起的货币出、入库业务，因为数额一般不大且比较繁忙，致使对货币的清点、鉴别、整理等方面会出现一些疏漏，是应当非凡注重的。不管业务头绪多么繁杂，都应以冷静的心态认真地、仔细地对货币或银行收付票据坚持清点、鉴别、复点的制度和手续，避免长、短款事故的发生。
2.4实物支出报销业务
实物支出报销业务就是库存物资投入使用时报销其占用的经费的经济核算业务。实物支出报销业务的性质是大队的经费和流动实物资产等额减少。实物支出报销业务的特征是达到固定资产标准的，将进入固定资产核算范围；达不到固定资产标准的，将进入物资账或在用物品登记簿按在用物品管理。实物支出报销业务的性质和特征决定了基层普遍不重视这个核算环节。因此，办理实物支出报销业务时应注重的事项有摘要：
2.4.1认清实物支出实质。一是实物支出报销是经费支出报销的一个重要环节，它的实质和经费支出报销的实质是一样的，都是单位的资产减少。二是库存物资虽然在购置时也付了款，报了账，但它只是资产类型的变化，由货币资产变成了实物资产，其所占用的经费并没有报销。三是对实物计价核算是新时期财务工作主要的拓展领域，是加强部队财务管理的重要举措，也是堵塞基层财务管理“暗流”的具体办法。四是库存资产的实物和经费都可以用“统一尺度”——货币来衡量。
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由于工期缩短即赶工条件下，或提高质量标准，或由于地质条件变化引起施工方案的重大调整，常常会引起施工效率的降低，诸如此类施工合同经济问题的处理在水利水电工程建设中屡见不鲜，但目前尚没有成熟的、能取得一致性认识意见的方法。而因复杂地质条件下产生的施工降效往往成为地下工程建设的重点、难点，降效费用不能得到及时补偿处理，会导致承包商资金链的断裂，进而影响工程正常进行甚至于社会稳定。正是由于问题处理的复杂性，在工程建设过程中常常采用拆借的方式来缓解承包商资金压力，待工程完工后经过对施工成本、资金流管理分析，事后打包处理，这种处理方法其过程和结果往往都是痛苦的，因此有必要研究合理、合法、公平公正的解决方法。
2 施工降效费用计算方法
工程量、工期和资源投入是施工类合同管理的三大基本因素，工程建设标准、施工条件变化等是其变更索赔立项依据。即使在单价合同条件下，我国水电工程因其管理体制、价格体系自身特点，很少对因赶工、窝工、施工降效采用实物量法调整单价，进行补偿费用计算，而更多的是只直接对资源投入进行补偿，这部分费用包括人工费、机械费和专项措施费，专项措施费一般都能得到有效解决，这里不再赘述。
人工、机械费用补偿费用计算如下式：
W=∑Wi=∑a*（WRi+WJi）Ki+WQ
WQ=∑a*（WRi+WJi）Ki*（n1+n2+n3）%
a=实际结算工程量/合同工程量
其中WRi合同人工费、WJi合同机械使用费、Ki为降效系数，a为工程量增加系数，n1、n2、n3分别为按合同规定记取的其他直接费、利润、税金费率。即将降效部分工程量应得的收益补偿到合同条件功效水平，K值计算成为解决问题的关键，可以考虑以下计算方法：
（1）工期延长系数法，在实际资源投入满足合同条件，工期安排相对合理，即不存在明显的赶工的条件下，该方法认为工程难度增加可能带来工期的延长，承包商应得到延长期相应费用的补偿，K=（合理工期-合同工期）/合同工期，合理工期可以根据施工条件的变化，通过流水节拍、网络进度计划分析确定，也可用实际完工工期扣除因承包商自身原因引起的停窝工时间粗略计算。该方法优点简单明了，不需要在施工过程中对投入资源详细情况及时进行记录、整理和现场各方共同签字确认，其缺点是合同条款往往难以明确不同施工条件、施工方案的施工效率，且在实际施工中也会同时存在赶工所产生的附加降效问题，这就使合理工期的分析往往存在争议。
（2）平均结算产值法，劳动生产率降低会使实际施工条件下，施工强度较合同强度有所降低，从而使其月度平均结算产值降低，K=1-实际耗用工期平均结算额/合同工期平均完成产值。使用该法，在工程量增加时应扣除实际结算中增加工程量部分产值，对赶工、窝工工期要考虑调整，根据实际测算的资源投入与合同条件比较，对k值可以按加权平均的办法进行修订，从而使施工降效条件下赶工费用得到相应的补偿。
（3）施工强度系数法，即组织建设各方对现场实际施工条件下施工强度进行跟踪测算，分析比较完成相同工程量（可以是一定数量、一个单元工程或一个工序）所需要的时间、或所耗费资源与合同条件的差异。由于资源统计要考虑人员设备全过程动态和权重因子、效率调整因子，统计工作量大、技术及组织管理要求高，有时要请专家进行测算，做接近于实物量法的工作。用时间计算降效系数时，K=实际耗用时间/合同平均时间-1，实际所需时间依据现场签认的围岩类别、渗水情况、施工工艺，并参考施工日志进行统计分析，测算工程量及消耗时间，该方法较能客观反映实际施工难度，既包括了赶工因素，又剔除了停窝工因素影响，可操作性和适用性较强。
3 应用实例
某地下硐室施工承包人陈述，洞内渗水量由合同预测涌水量1300m3/日增加到3000m3/日，渗水量增大不但使初喷混凝土剥落、围岩类别降低，也因此为保证工程安全采用了短进尺、弱爆破、强支护的施工方法，导致工期延长和施工效率降低，投标阶段工程量产值17587114元，完成产值中人工机械费总计分别为3831143元、10118011元，合同工期640天、平均日进尺2米；实际工期845天、日平均进尺1.51m、完工工程量结算额13849134元。根据实际调研测算，硐室开挖综合成果统计见表1
按照工程量、综合循环进尺和循环时间，可以计算出合理延长工期=实际开挖循环数*实际综合循环时间-合同开挖循环数*合同综合循环时间，即延长工期=（1280*29.42/1.87-1246*23.25/2.57）/24=369.4天，工期延长系数K1=369.4/640=57.77%。
按照平均结算产值法计算，合同工程量日均结算27479.87元/天，实际日平均结算额=（完工工程量结算额-扣除费用）/实际工期=（13849134-0）/845天=16389.51元/天，由此可以得出降效系数40.36%。根据批准的承包商施工方案资源投入与合同条件的对比分析，实际投入人工、机械按照合同单价水平，其费用分别增加35%、21%，加权平均增加系数=（人工费*35%+机械费*21%）/人工机械费合计=24.85%，修正后降效系数k2=50.39%，不同方法施工降效补偿费用结果参见表2。
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一、我国消费结构及消费结构升级现状
消费结构反映人们的消费水平、消费质量、和消费需求的满足状况，其变化对社会经济的发展起着举足轻重的作用。
(一)、消费结构的升级也称“消费革命”，是指一个社会的消费需求的变化与发展，即代表一个消费时代的主流商品的升级和变革的过程。所谓主流商品，也就是大多数消费者已经或即将把主要支付集中在其身上的商品。这里的革命更多地体现出的是外延型的跃迁，即从无到有的过程。当然也包括了消费重点和热点的变化。
改革开放后我国消费结构升级的阶段性特点
以满足吃穿为重点的温饱型阶段（1978 ― 1984 年）。在这一阶段，随着居民收的增加，居民消费的重点主要是满足基本的生活需求即解决温饱问题，所以这一阶段食品和衣着消费占到居民消费支出的70% ― 80%。自行车、手表和缝纫机是该时期的主要消费热点或标志性商品。
一般耐用消费品普及阶段（1985 ―1991 年）。这一阶段是我国城镇居民在解决温饱之后，随着收入水平的上升而进行的第二次消费结构升级过程免费论文下载。在这次升级过程中，城镇居民的边际消费倾向呈明显的上升趋势毕业论文题目，彩色电视机、电冰箱、洗衣机是该时期的主要消费热点。城镇居民消费从千元级迈向万元级，形成了以家用电器普及为代表的耐用消费品热潮。
以居住、家庭设备等为重点的优化生活品质阶段（1992 ― 2000 年）。在这一阶段，我国正式确立了市场经济体制，商品市场化程度迅速提高，劳动力等要素的市场化也逐步展开，城镇居民收入水平迈上新的台阶，家庭消费呈现出新的变化趋势：居民的住房消费支出增加，居住条件得到明显改善；空调、大容量冰箱、影碟机、组合音响、家庭影院、高清晰度彩电、中高档乐器（如钢琴）、健身器材、手机、个人电脑等多种新一代消费热点产品大量进入寻常百姓家庭；城镇居民用于通讯、旅游和健康的支出增加。
以住房、汽车、教育文化、旅游等为重点的享受型和发展型阶段（从2001 年起）。新一轮消费结构升级是指本阶段的完成过程。这一阶段，家用汽车、住房至今等十万元至几十万元的大型耐用消费品成为城镇居民关注和消费的热点，以教育为龙头的教育、通信、文化娱乐、旅游等服务类消费大幅攀升。对我国城镇居民而言，新一轮消费结构升级的本质是生活质量从小康向富裕的过渡和转变。
(二)、目前我国所处的消费结构升级阶段是“住行消费革命”，顾名思义，与住行直接关联的产业面临大力度的改革和发展。那么，这些产业即现阶段培育出的市场热点，已经具备了主流商品的市场。但这些商品在现有的市场运行和操作中，亟待解决的一些问题成为其发展的瓶颈。住房，截至2008年底，我国已竣工的通过房地产开发商经营的积压房为9124万M2,市值大约为2000亿元。而我国的住房消费支出使用恩格尔系数计算不足5%，与国际标准的20%相差甚远。房屋的价格畸高，需要住房的人绝非少数，却没有足够的支付能力，只能表明这个市场还不够发达，市场化程度低。在这种情况下毕业论文题目，住房信用贷款就可以缓解供需矛盾，从2000年起个人按揭贷款购房已经成为市场主流。有资料表明，个人购买商品住房占商品房销售总量的90%，而且代表着未来的发展趋势。同时，商业银行也向消费者以自有产权的房屋为抵押申请用于装修房屋、购置家家电支出发放的一次性贷款。这些新的贷款办法的出台，在一定程度上也将这些商品的需求能量逐渐释放，不失为一个一举两得的好方法。同等道理也适用于我国的轿车行业，我国目前人均保有量为20辆/万人，与世界平均水平的1辆/11人的差距是巨大的。当然，也从另一个角度反映出中国轿车市场潜力的巨大。
二、分析方法
扩展线性支出系统模型(Extend Linear Expenditure System，ELES)是经济学家Luch于1973年在美国经济计量经济学家Stone的线性支出系统模型的基础上推出的一种需求函数系统免费论文下载。目前被广泛用于对消费结构的研究中，本文也将采取这一分析定量实证研究方法，用数据说明消费结构升级问题及亟待解决的消费信贷问题。 该系统假定某一时期人们对各种商品(服务)的需求量取决于人们的收入和各种商品的价格，而且人们对各种商品的需求分为基本需求和超过基本需求之外的需求两部分，并且认为基本需求与收入水平无关，居民在基本需求得到满足之后才将剩余收入按照某种边际消费倾向安排各种非基本消费支出。
假设将人们的消费支出具体划分为I类，则各类商品的消费支出可以用模型表示为：
Vi=Piqi+βi(Y-V0) (1)
其中，Vi是对第I类商品的消费支出， Pi和qi分别为第I类商品的价格和基本需求量，βi为边际消费倾向，V0为基本需求总支出，Y为收入水平。该模型即为“扩展线性支出系统模型”（ELES模型）。
如果样本数据为横截面数据，可用最小二乘法对模型进行估计毕业论文题目，则可以设：
αi=Piqi-βiV0 (2)
则模型（1）可以表示为：Vi=αi+βiY (3)
对公式（2）两端求和得：V0=Σαi/(1-Σβi) (4)
由公式（2）也可以得出：
Piqi=αi +βiV0 (i=1,2,3,...m)(5)
然后利用弹性公式计算相关系数
收入弹性= βiI/Vi 其中，I取平均收入
自价格弹性=-βi（1- V0+ Piqi）/ Vi
互价格弹性=-βiPjqj/ Vi (i≠j)
本文以2001~2008年的中国城镇居民的收入与消费支出情况（数据来源于《中国统计年鉴》）并2001年为基年进行了处理，（表略），对城镇居民消费结构及其变化进行定量分析。
三、消费支出构成分析及边际消费倾向实证分析
（一）、消费支出构成
表1 城镇居民家庭平均全年消费性支出的构成（%）
年份
食品
衣着
家庭设备用品及服务
医疗保健
交通通讯
娱乐教育文化服务
居住
杂项商品及服务
2000
39.18
10.01
8.79
6.36
7.9
12.56
10.01
5.17
2005
36.69
10.08
5.62
7.56
12.55
13.82
10.18
3.5
2007
36.29
10.42
6.02
6.99
13.58
篇6
文章编号：1004-4914（2013）03-220-02
一、引言
山西地处西部内陆，尽管经济发展存在着很大制约，但是在50年的社会主义现代化建设中，特别是党的以来，随着改革开放地不断深入，使山西经济获得了长足发展，经济实力逐渐增强，人民生活水平不断提高，随着居民可支配收入的增加，居民的消费支出也随着增加。但是在发展经济的过程中，制约经济增长的因素逐渐显现。消费、投资和净出口，是拉动经济增长的三大马车。它们之间的比例是否合理，直接影响着宏观经济效益和经济的可持续发展。目前制约山西省经济发展的关键因素是投资与消费比例失衡。尤其是2008年金融危机以来，虽然山西省属于内陆省份，但是在一定程度上也受到了国际经济萧条的影响，从而使得投资和消费失衡的矛盾越来越明显。因此，通过消费来拉动经济增长的做法就愈显重要。因此，研究居民消费支出的影响因素以及变化趋势对于国民经济的长足发展是十分重要的。由于影响居民消费支出的因素有很多，比如消费习惯、消费环境、政策等等。通过参考相关文献并结合山西省的实际情况，本文把人均可支配收入、消费意愿（消费性支出占居民可支配收入的百分比）、城镇居民消费价格指数CPI和年利率定为影响城镇居民消费支出的影响因素，其中，可支配收入是影响居民消费支出最直接、最具决定性的因素。
二、原始数据
本文选取的影响山西城镇居民消费支出的因素有：人均可支配收入、消费意愿、CPI和年利率。相关数据均来源于山西省统计年鉴，如表1所示。
三、模型建立与修正
（一）平稳性分析
所谓时间序列的平稳性，是指时间序列的统计规律不会随着时间的推移而发生变化。数据的平稳性对于模型的估计具有重要的意义，如果有两列时间序列数据表现出一致的变化趋势即非平稳的，即使它们没有任何有意义的关系，但是进行回归时也可表现出较高的可决系数。由于在实际中遇到的时间序列数据很可能是非平稳的，而平稳性在计量经济建模中又具有重要作用，因此有必要对观测值的时间序列数据进行平稳性检验。
首先对人均消费性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、消费意愿（X2）、CPI（X3）和年利率（X4）分别进行ADF单位根检验，通过分别观察各个序列随时间的走势来确定是否需要选择截距和趋势，各序列的单位根检验结果如表2所示。
由表2可知，在原序列中，消费支出、可支配收入和CPI都是非平稳序列，消费意愿和年利率的原序列是平稳的，接下来对各个序列分别取一阶差分和二阶差分，并分别进行单位根检验，检验结果如表3所示。
由表3的检验数据可知，消费支出和人均可支配收入一阶差分仍然不平稳，经过二阶差分后，序列成为平稳的序列；消费意愿、CPI和年利率经过一阶差分后虽然序列已经平稳，但是所有变量需同阶平稳，故对其进行二阶差分后再检验其平稳性，检验结论为二阶差分平稳。即人均消费性支出、人均可支配收入、消费意愿、CPI和年利率均为二阶单整序列。
（二）协整检验
在进行时间系列分析时，传统上要求所用的时间系列必须是平稳的，即没有随机趋势或确定趋势，否则会产生“伪回归”问题。但是，由于本文所选择的时间序列是非平稳的，对其进行二阶差分后变成了平稳序列，但这样会让我们失去总量的长期信息，而这些信息对分析问题来说又是必要的，所以用协整来解决此问题。本文所采用的协整性检验的方法是基于回归残差的协整检验，这种检验也称单一方程的协整检验。
先对方程序列进行回归，生成残差后，对残差序列进行单位根检验。由于输出结果概率P=0.0847，故在=0.05水平下，残差存在单位根，即不平稳。再次观察回归方程输出结果报表，由于变量X2（消费意愿）标准误差较大，而且运用Eviews输出各个变量的相关系数表，分析表中数据，可知，消费意愿X2与消费支出Y的相关系数为-0.946，即二者呈负相关，但是结合现实生活实际情况，当消费意愿越大时，消费支出应该也随之增大，故试图将变量消费意愿X2删除。
对剩余的变量Y、X1、X3、X4进行回归生成残差后，对残差序列进行单位根检验。输出结果如下图所示：
由以上输出结果可知，P=0.0048，ADF检验值为-3.157，大于临界值，故此时残差序列是平稳的。因此，人均消费性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）存在协整关系。
（三）模型建立与完善
1.模型建立。设人均消费性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）的多元线性回归为：
Y=C+β0X1+β1X3+β2X4+μi
运用最小二乘法对各系数进行估计，本文运用Eviews的回归功能，对各序列进行线性回归，回归后的输出报告如下：
回归后的输出结果为：
由上述报告结果可知，X3、X4没有通过t检验，很有可能存在多重共线、序列相关和异方差等问题，模型还有待于完善。
2.模型修正。
（1）多重共线性检验。所谓多重共线性是指线性回归模型中的解释变量之间由于存在精确相关关系或高度相关关系而使模型估计失真或难以估计准确，从而使得运用最小二乘法得出的估计量为无效值。
运用Eviews输出各变量的相关系数矩阵，如表4所示。
由上表可知，各个解释变量间的相关系数均小于0.8，故不存在多重共线性。
（2）序列相关检验。序列相关性是指随机干扰之间不再是完全相互独立的，而是存在某种相关性，又称自相关，即总体回归模型的随机误差项之间存在相关关系。在回归模型的古典假定中是假设随机误差项是无自相关的，即在不同观测点之间是不相关的。如果该假定不能满足，就称与存在自相关，即不同观测点上的误差项彼此相关。
若多元线性回归模型存在自相关，就违背了线性回归方程的古典假设，如果此时用最小二乘法进行参数估计，将会产生严重后果，故需检验模型的自相关。在回归方程窗口查看残差的Q统计图，如下图所示：
由上图可知，残差序列均位于虚线之内，故模型不存在序列相关。
（3）异方差。由于模型不存在多重共线和序列相关，试检验是否存在异方差。异方差性是为了保证回归参数估计量具有良好的统计性质，经典线性回归模型的一个重要假定是：总体回归函数中的随机误差项满足同方差性，即它们都有相同的方差。如果这一假定不满足，则称线性回归模型存在异方差性。运用Eviews的BPG异方差检验功能来完成，由输出结果可知，X3和X4的t值在0.05的水平下未通过检验，因此，方程存在异方差。
异方差的修正：用增加权重的方法来消除异方差。试选取权重w1为残差的绝对值，再次进行回归，此时仍没有通过相关检验，换取权重w2为残差的平方，再次进行回归，此时通过了相关检验，解释变量的t值均达到了理想水平，P值在0.05的水平下也通过了检验，异方差现象消除，模型得到了修正。
四、模型最终完善结果
由Eviews模型输出结果，可得出均消费性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）的多元线性回归模型：
Y=0.609X1+1212.5X3-2657.9X4+924.3
由模型输出结果可知，该模型的可决系数R2=0.999，F值为6570，模型拟合度较高，年利率（X4）前面的系数为负值，这与经济意义是一致的，当年利率上升时，居民储蓄的意愿会比没上升时强烈，从而消费支出所占的比重会有所下降。可用来进行城镇居民消费性支出的预测。
参考文献：
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随着经济的发展，我国农民的收入水平和消费水平的结构也发生了很大变化，农民生活水平的提高和消费的增加对于实现国民经济又好又快发展、正确处理好内需和外需的关系至关重要。我国是一个农业大国至今仍有9亿农民人口，占全国人口总数的70%。农民是我国最大的群体，农村消费能力的提升直接关系到国民经济的全局。虽然农村居民的人均收入低于城市居民，但是农村的基数非常大，并且农村人口的收入也在稳定增长。
为了认真贯彻落实科学发展观，以农业增产、农民增收为目的，加大各项惠农政策措施落实力度，多措并举做好农村劳动力转移就业工作，克服金融危机和严重干旱等自然灾害带来的不利影响，使西部农村经济保持稳定发展的良好态势，农民现金收入持续增长，生活消费水平继续提高。本文通过对西部地区农民的人均收入和消费支出建立一元线性回归并对模型进行检验，从而找到一个合适的拟合模型。同时对农民的人均收入和人均消费支出二者之间的关系进行了实证分析，这对正确处理内需和外需的关系至关重要。
二、模型设定与检验
（一）模型设定
由于本论文研究的目的是西部各省市农民消费的差异，并不是农村居民消费在不同时间的变动，所以应选择同一时期西部10个各省市农村居民的人均消费支出来建立模型。本论文建立的是2009年截面数据模型（西部10个省市：四川省、重庆市、贵州省、云南省、陕西省、甘肃省、青海省、自治区、宁夏回族自治区和新疆维吾尔自治区）。选定的被解释变量Y是“农村居民人均年总消费支出（元）”。影响西部各省市农民人均年总支出有明显诧异的因素有多种，但从理论和经验分析，最主要的影响因素是居民的人均年收入，则模型的解释变量X选定为“农民人均年收入（元）”。建立的计量经济模型为：Yi=β1+β2Xi+ui其中Yi为农村居民人均年总消费支出（元），Xi为农民人均年收入（元）， 为截距项，β1为待估计参数，β2为随机扰动项。
采用OLS法估计其参数，Eviews3.0的输出结果如下：
（二）模型检验
1.经济意义检验
经过上面数据分析的结果可知，农民的人均消费总支出与人均年总收入呈正相关，这与经济学中边际消费倾向的意义是相符的。
2.拟合优度和统计检验
由回归模型参数估计结果可知，可决系数为0.8088，说明所建模型整体上对样本数据拟合交较好，即解释变量“农村居民人均年收入”对被解释变量“农村居民人均消费支出”的绝大部分差异做出了解释。
对回归系数的t检验：假设H0:β1=0和H0:β2=0，取?琢=0.05，查t分布表的自由度为n-2=8的临界值t0.025（8）=2.306，则有t（β1）=0.031277＜t0.025（8）=2.306，所以不能拒绝H0:β1=0；因为t（β2）=5.8165＞t0.025（8）=2.306，所以应拒绝H0:β2=0。这表明，农民人居年收入对人均年消费支出有显著影响。
3.计量经济学检验
（1）多重共线性检验
由于该模型只有一个解释变量，所以不会出现多重共线的现象。
（2）自相关检验
采用DW检验法，由于n=10，k=2，查表可知两个临界值分别为：下限dL=0.697,上限dU=1.641；有回归结果可得DW=1.9229，则有dL＜DW＜4-dU,根据DW检验决策规则知，随机误差项之间无自相关。
（3）异方差检验
利用White异方差检验法，Eviews输出的回归结果如下：
由输出的辅助回归函数中得知nR2=1.8147。在=0.05条件下，查x2分布表的临界值x20.05（2）=5.9915，则有nR2＜x20.05（2），表明该模型部存在异方差。
根据上述对计量经济学的检验可知，该模型不存在明显的自相关和异方差，则无需对该一元线性回归模型进行修正。
三、结束语
1.农村居民的人均消费支出是随着人均年收入的增长而增长的。为了不断提高农村居民的收入，要尽快改变经济发展快而社会保障制度建设滞后的局面。加快农村的公共事业建设，着力解决和调整教育、医疗在农村家庭支出中的比重过高的问题，以改善生活支出结构。
2.采取积极措施促进农村劳动力就业。加快农村富余劳动力转移，强化就业指导与职业培训,有目的性地、有针对性地进行岗前培训，提高农民文化素质，提高农民就业率。
3.要继续采取各种措施增加农村居民收入，改善收入分配结构，增大中间阶层。要通过示范和引导，大力宣传和模范践行科学健康文明的消费观念，摒弃庸俗愚昧落后的消费行为，这样既能增强农村居民消费信心，敢于消费，又在行动中逐步实现消费理念的变迁，使农村居民消费行为和档次有实质的提升。
4.加强农产品市场信息体系建设，为农民搭起产供销平台，加速农产品的流通，减少因市场价格大幅波动对农民生产经营带来的冲击。
5.加快农村基础设施建设，促进农村城镇化发展。一方面，农村城镇化建设，必然带动第三产业的发展，激活农村剩余劳动力市场，解决农村劳动力就业，提高农村居民家庭的整体收入水平。另一方面，要进一步强化农村基础设施建设，确保交通便利，环境整洁，信息灵通，从而带动地值的提高。
6.努力完善农村社会保障体系。加快建立和完善农村社保、医保，特别是低收入农户的基本生活保障体系，不仅是农村弱势群体生存的迫切需要，也是促进农村社会经济稳定发展的客观要求。
参考文献：
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我国自1993年上海试点实行城市居民最低生活保障制度以来，低保制度不断发展完善，取得了一定的进展，但是由于多种因素，仍然存在很多问题，现存低保制度的实际救助效果也不尽人意。科学制定低保制度，使贫困人口生活得到有效保障，进一步摆脱贫困，是维护我国政治稳定，促进经济健康快速发展的必然选择。
一、城市最低生活保障的现状分析 （一）城市居民最低生活保障制度的发展历程 城市居民最低生活保障制度就是我们经常说的低保制度, 低保制度自1993年创立至今, 经历了探索、推广、普及、巩固等几个阶段。论文格式。
探索阶段：1993年6月，上海建立城镇最低生活保障线；1995年上半年，上海、厦门、青岛、大连、福州、广州六个大城市试点；
推广阶段：1996年3月，《中华人民共和国国民经济和社会发展“九五”计划和2010年远景目标纲要》明确提出建立低保制度 ；
普及阶段：1997年底，334个城市建立了城市居民最低生活保障制度，覆盖面达50% ；1998年底，584座城市和1035个县，覆盖面分别为87%和63% ；1999年6月底，660个城市和1505个县覆盖面分别为99%和92% ；
巩固阶段：2000年，累计支出8亿，403万人 ；2004年，173万亿 ，2205万；2008年2月，2284万人，1075万户。
在我国，贫困线，亦称最低生活保障线，是指为度量贫困而制定的针对最起码的生存条件或者相对社会中等生活水平的差距所作的定量化的界定。[1]
(二）我国城市最低生活保障标准的制定方法我国最低生活保障标准是以绝对贫困为基础，由各地方政府根据市场综合物价指数，居民平均实际收入和消费水平以及当地经济发展状况和财政收入状况制定的。各地方政府无统一的计算方法，所使用的有以下几种：1、市场菜篮法。确定维持社会认定的最起码生活水准的必需品的种类和数量，根据市场价格计算出现金数额。
2、恩格尔系数法。它以食品消费支出除以已知的恩格尔系数（即食品消费支出占总消费支出的比例）来求出所需的消费支出。60以上属于贫困。
3、国际贫困标准。以一个国家或地区社会中位收入或平均收入的50—60%作为这个国家或地区的贫困线。
（三）救助对象及覆盖率我国《城市居民最低生活保障条例》中对低保制度的救助对象的初步类别定位有两种,第一种是对无生活来源、无劳动能力又无法定赡养人、扶养人或者抚养人的城市居民,批准其按照当地城市居民最低生活保障标准全额享受。论文格式。第二种是对尚有一定收入的城市居民,批准其按照家庭人均收入低于当地城市居民最低生活保障标准的差额享受。
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一、服务消费时序差异
从1995年至2004年，总计十年的服务消费支出、服务消费支出占生活消费总支出的比重、服务消费的年增长率见表1[2]。
表1 城镇居民家庭人均年服务消费（1995年～2004年）十年时序差异
资料来源：根据《中国统计年鉴》有关数据计算而来
从表1可以看出，经过十年的发展变化，城镇居民家庭人均年服务消费支出，由1995年的877.92元，增加到2004年的3294.73元，增加了 3.75倍。
图1 服务消费时序差异
服务消费支出占生活消费总支出的比重，由1995年的24.53％，上升到2004年的45.87％，上升了将近一倍。服务消费的年增长率，由1995年的29.98％，下降到2004年的16.24％，增长速度下降了13.74％。由此可见，从1995年～2004年，十年间城镇居民家庭服务消费支出和比重在不断上升，但增长速度虽在某些年分表现出比上年增长得更快，但总的趋势是逐渐下降。从图一可以清晰地看到（纵坐标左边为比重：％，右边为支出金额：元），1995年～2004年，十年来，我国城镇居民家庭服务消费的发展脉络。
可以说，2004年的城镇居民家庭服务消费与十年前相比，变化是很大的。随着国民经济的发展，城镇居民收入的不断提高，服务消费支出和比重还将逐渐上升，但增长速度会逐渐减慢。
二、服务消费区域差异
限于篇幅我们从东、中、西部区域，各选出颇具代表性的五个省区来进行差异性分析。其中，东部区域选的是生活消费总支出较高的五个省区，中部区域选的是生活消费总支出居中间位置的五个省区，西部区域选的是生活消费总支出较低的五个省区，以突出其代表性。
表2 东、中、西部区域（2004年）城镇居民家庭人均年服务消费区域差异
资料来源：根据《中国统计年鉴》有关数据计算而来
从表2中可以看出，2004年人均服务消费支出最高的是东部地区的上海，达到6173.69元，最低的是中部地区的江西，仅2133.50元，江西仅为上海的34.56％。服务消费比重最高的是中部地区的湖南，达到52.94％，最低的是中部地区的江西仅39.97％。
图2 服务消费区域差异
有些意外的是服务消费支出和比重最低的省区不在西部而在中部，服务消费比重最高的不在东部而在中部。从服务消费支出和比重的平均水平来看，东、中、西部区域呈现高低依次下降的趋势。在服务消费支出上西部地区与东部地区存在较大差距，东部地区平均为5024.5元，西部地区平均为2610.90元，即西部地区的人均年服务消费支出仅为东部地区的51.96％。中部地区服务消费支出平均为2744.17元，略高于西部，但也仅为东部地区的54.62％。
可见，在服务消费支出上，中、西部区域较大程度的落后于东部区域，全国发展极不均衡。但在服务消费比重上，东、中、西部地区的平均水平依次为47.58％，45.38％，44.16％，区域差异不大（见图2，纵坐标左边为比重：％，右边为支出金额：元）。而中部的不同省区之间在服务消费支出和比重上，也存在较大差异。
三、服务消费城乡差异
城乡居民家庭平均每人每年服务消费支出及服务消费支出占生活消费总支出的比重见表3。
表3 城乡居民家庭（2000年～2004年）人均年服务消费差异
资料来源：根据《中国统计年鉴》有关数据计算而来
由以上分析可知，农村居民家庭的服务消费，无论在总量上、比重上，还是在增长速度上，均较大程度的落后于城镇居民家庭的服务消费。而农村人口又占我国人口的绝大多数，因此，如何发展农村居民的服务消费是值得认真研究的问题，只要农村居民的服务消费能够较大幅度的增长，必将刺激第三产业大幅增长，从而有效带动国内生产总值GDP的增长。
四、服务消费国际差异
由于我国服务消费的总量，与发达国家的差距显而易见，再则不同国家在统计上存在差异，生活消费总支出中的有些商品性消费难以剥离，所以在此我们仅选择医疗保健、交通通讯、文化教育娱乐三项主要服务性消费的比重进行国际间的比较。
从表4中可以看出，我国2000年、2001年医疗保健服务支出的比重分别为6.36％、6.47％，除美国16.4％，韩国8.0％，比我国高以外，其他国家均比我国低。而在交通通讯和文教娱乐服务消费支出的比重上，几乎所有国家均比我国高。交通通讯服务支出的比重，德国、法国、英国、韩国、加拿大均在16.6％～17.4％之间，是我国的两倍左右。可见我国在交通通讯和文教娱乐服务消费的比重上与发达国家存在较大差距。而医疗保健服务消费比重又明显比多数国家高，其中2000年为6.36％，比美国、日本、德国、西班牙、新西兰五国的平均水平6.08％高出0.28％，2001年为6.47％比法国、英国、韩国、加拿大、意大利五国的平均水平4.08％高出2.39％［4］。在服务消费总量与发达国家存在较大差距的情况下，而某一项服务消费比重较多的高于发达国家平均水平，显然，我国服务消费的结构存在一定的不合理性。
表4服务消费比重的国际差异性单位：％
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一、研究背景和文献综述
十一五初期，我国经济出现了较大的通货膨胀压力，在实施了七年的积极财政政策之后，转入稳健的财政政策阶段。但2008年下半年，全球性经济危机波及我国，使经济出现下滑，为稳定经济增长，中央政府相机抉择，实施积极的财政政策和适度宽松的货币政策。全球性经济危机爆发之后，各主要经济体为摆脱经济危机，纷纷采取注入流动性的办法来恢复经济以及缓解债务危机。因此我国整个十一五期间都面临控制通胀的艰巨任务。而2011年通货膨胀形势依然严峻，美国坚持量化宽松政策、欧洲经济恢复形势不够明朗、中东地区局势不稳，这些带来的国际流动性过剩、大宗商品价格上涨，都将推动物价总水平进一步上涨。因此预防和治理通货膨胀工作将面临更大的挑战，而预期作用于居民的消费行为，进而成为物价总水平的影响因素之一。所以研究预期对居民消费的影响具有较大的现实政策意义。
一般经济学理论认为，通货膨胀预期会影响人们的消费，它使人们在一段时期内对其支出行为作出调整。Hende on和Quandt(1971)从微观层面分析了居民消费和储蓄的权衡取舍关系。认为通货膨胀预期的增加会使人们的近期消费增加，这是由于通胀预期一般会降低人们的真实利率预期，所以人们在储蓄与消费之间就会选择消费。同时DeLong和Summers(1986)也基于凯恩斯主义模型得出了同样结论，对于价格上涨的预期可以通过真实利率和对财富的再分配影响居民的消费行为。而另一份基于密歇根大学调查研究中心报告和Juster Thomas、PaulWachtel(1972b)的研究则持相反的观点，认为较高且不确定的通胀预期会增加人们对未来的不确定性，从而导致人们降低他们的真实收入预期，所以使其当期支出减少。Thomas Juster和Paul Waehtei(1972b)运用人户调查数据，针对通胀预期对消费者支出进行了研究。结果显示通胀预期确实会影响人们消费的跨期分配，进一步地，较高的通胀预期，会导致非耐用品和劳务消费支出的增加以及耐用品消费支出的减少。Susan Butch和Dine Wemeke(1975)也持同样观点，即较高的通胀预期会导致较高的个人储蓄以及耐用品支出的减少。目前研究我国通胀预期与居民消费行为的论文并不多，与此相关的有李成、马文涛、王彬(2009)对1995-2008年的数据进行了动态随机一般均衡模型分析，认为通胀预期偏差冲击、能够解释20％左右的消费波动。
二、模型和数据
由于我国目前处于城乡二元的经济结构，城镇和农村无论是从收入水平、消费水平、市场发达程度、信息获取能力和传递速度有较大差异，所以本论文将建立模型对城镇和农村消费行为分别进行分析。
其中城镇(或农村)人均消费支出反映了城乡居民的消费行为，而人均可支配收入是消费的基础。真实利率是当期消费的机会成本之一，早期研究也证明了在通胀预期提高的时候，人们会在消费与储蓄之间进行权衡取舍，所以同时加入真实利率变量。未来通货膨胀预期指数和未来收入预期指数则是反映未来通胀预期和居民经济信心的指标。
模型选取十一五期间(2006-2010年)的季度数据，其中被解释变量为城镇(或农村)居民季度人均消费性支出，为观察通胀预期等因素对居民消费行为的影响，运用CPI平减的方法对被解释变量进行了剔除价格因素。其中，由于公布的月度居民消费价格指数是以上年同月为基数的统计结果，为观察整个十一五期间的价格变动趋势，对2007-2010年各月CPI均以2005年同月为基数进行处理。CPI采用国家统计局公布的月度城镇(或农村)居民消费价格指数，调整后再用月度数据获得调整后CPI的季度内几何平均值，作为当季度CPI。城镇(或农村)居民人均消费支出采用国务院发展研究中心居民生活数据库中的全国季度统计数据。
解释变量选取与消费行为相关的真实利率、剔除价格因素后的可支配收入和通货膨胀预期。其中，真实利率用中国人民银行公布的三个月定期存款利率，根据每个季度内变化的利率进行平均，求得该季度内平均名义利率，季度内未出现利率变动的，则直接用央行公布的名义利率作为当季名义利率。再减去调整后的季度内通货膨胀率得到实际利率。
城镇居民可支配收入直接采用国务院发展研究中心居民生活数据库统计数据，农村居民可支配数据则采用该数据库统计的“农民人均现金收入”减“税费支出”计算得出。两个指标均进行了CPI平减，以考察真实可支配收入对消费的影响。
通货膨胀预期采用中国人民银行公布的季度未来通货膨胀预期指数。未来通货膨胀预期指数是消费支出的先行变量，选取该指标在一定程度上避免了通胀预期所反映的通胀水平与消费支出之间的相互影响造成的内生性问题。收入预期采用中国人民银行公布的季度未来收入预期指数。中国人民银行公布的季度未来通货膨胀预期指数和未来收入预期指数在2009年第三季度发生统计表示方法变化，按照新算法对之前的指数进行换算，得到新的表示方法下的统一数据。
三、回归及假设检验
城镇居民消费行为回归结果：通过第一次回归结果我们可以看出，真实利率项系数在统计上不显著，所以考虑利率项数据变动幅度较小，并且我国居民的理财习惯，比较偏好储蓄，因此舍弃真实利率变量，重新回归，结果如下：
城镇居民消费行为的回归结果中，拟合优度R2=0.952220，可见变量较好地解释了城市居民真实消费支出，三个自变量系数在l％的置信水平下显著。方差膨胀因子XIF，远远低于10，所以可以判定解释变量之间无多重共线性。D.W统计量在该自由度和待估参数个数下可确认无自相关问题。可以最终得出城镇居民的消费行为的回归方程为：
城镇人均消费支出=2077.769+0.498563城镇人均可支配收入+11.77867未来通货膨胀预期指数-35.36344未来收入预期收数
该回归结果表明，城镇季度人均真实消费受当季度城镇人均可支配收入、未来通货膨胀预期和未来收入预期影响。其中城镇人均可支配收入每上升1元钱，人均消费将增加约0.5元；而当季度居民对未来通胀预期增长1％，城镇人均消费支出将增加约11.78元；而人们对未来收入预期每降低1％，则会增加当
季度消费约35.36元。
同样对农村数据进行回归，结果如下：
回归结果显示，真实利率对于农村居民的消费行为的影响也不显著，所以同样去掉真实利率变量，由于未来通胀预期指数是我们主要关注的变量，所以予以保留，并考虑到农村信息获取能力和信息传递速度与城镇的差别，以及农村居民消费选择较城市更加保守，所以采用滞后一期的未来通胀预期指数来替换当期未来预期通胀指数，即改为观察农村上一期对本期通胀预期对本期消费的影响。
再次进行回归，结果如下：
农村消费者行为的回归结果中，可表明变量解释了多数农村居民真实消费支出，可支配收入和未来预期指数自变量系数在1％的置信水平显著，滞后一期未来通胀预期指数在10％的置信水平下显著。方差膨胀因子VIF，远低于10，所以可以判定解释变量之间无多重共线性。D.W统计量在该自由度和待估参数个数下可拒绝自相关假设。所以认定无明显自相关问题。
可以最终得出农村居民的消费行为的回归方程为：
农村人均消费支出=2199.641+0.461609农村人均可支出收入+13.77352未来通货膨胀预期指数-49.54699未来收入预期指数(滞后一期)
该回归结果表明，农村季度人均真实消费受当季度农村人均可支配收入、滞后一期的未来通货膨胀预期和未来收入预期影响。其中农村人均可支配收入每上升1元钱，人均消费将增加约0.46元；而当季度居民对未来通胀预期增长1％，农村人均消费支出将增加约13.77元；而人们对未来收入预期每降低1％，则会增加当季度消费约49.54元。
四、结论与政策建议
根据上述回归结果，分析可知，在我国未来通货膨胀预期和未来收入预期对消费者的支出行为有较明显影响。未来通货膨胀预期的提高和未来收入预期的走低会导致居民增加消费，并且未来收入预期的影响大于通胀预期。其次，城镇居民当期消费受当期未来通胀预期影响显著，而农村则可能因为消费决定较为谨慎和保守，而呈现居民当期未来通胀预期对下一期消费影响较为显著的结果。未来收入预期则对城乡居民当期消费的影响都比较显著。而且对比城乡居民消费可以发现，农村居民的消费行为根据预期进行调整的幅度更大，即农村居民的消费行为更易受到预期的影响。我国农村居民规模较大，因此，总体上，未来通货膨胀预期的上涨和消费者对经济的信心走低会导致居民消费总需求的上升，进而对物价总水平形成拉动力量，加速通货膨胀。因此在预防和治理通货膨胀的过程中，管理通货膨胀预期是一个极为重要的工具。
管理通胀预期并不是要使通胀预期减小，而是使之趋于合理，从而防止个人经济行为的剧烈波动对宏观经济产生不良影响。基于上述分析，在我国预防和治理通货膨胀和管理通胀预期过程中，应注意：
1 完善工资、最低生活保障和养老金等的指数化制度。定期根据物价波动调整构成居民收入的各项，使得居民收入与物价上涨联动，以及保持真实收入长期平稳，从而降低收入预期对居民消费行为的影响程度，减少其对物价总水平的顺周期作用。
2 形成政策联动体系，同时增加政策的透明度和可信度。市场主体的活动是分散的，苛求公众时刻保持镇静和理性又是不现实的。要管理通胀预期，就要使政府政策达到内在的一致性，让公众了解政府政策不存在冲突和相互抵消，使公众的预期不至于因政策效果的不确定性而失于合理。同时，政府定期公布政策目标、实施进程等信息，为居民提供更多的形势判断依据。政策效果也应及时公布，并说明政策效果与目标的差异形成的原因，不断提高政府政策的可信度。
3 提高农民收入，增强农民的“安全感”。从回归结果看，农民的消费行为受预期的影响较城市大，这反映了农民生活中更缺乏“安全感”。进一步提高农民收入，使农民建立稳定的收入来源，这样可以提高农民在通货膨胀中保持原有生活水平的能力。从而降低农民受通胀预期和收入预期影响而增加的支出。
篇11
1体育消费的排位
在受访者所填写的一道有关您的家庭主要的消费支出的多项选择中(表1)，我们不难从中发现成都市居民家庭各类消费中列前三位的消费支出分别是子女教育费、医疗保健和购房，体育消费排在第六位，仅仅只有四成受访者认为体育消费是其家庭消费的一个重要的方向。
在受访者所填写的一道有关您的家庭主要的日常文化生活消费支出的多项选择中(表2)，成都市城市家庭居民列体育消费排在第四位，大约有30%左右的受访者认为体育消费是其家庭日常文化消费支出的主要方向。这进一步肯定了体育本身所具有的健身、娱乐、消遗的价值功能得到了近三分之一受访者的赞成。此外，参加过体育活动的人群中有8. 8%到过经营场所消费。在家庭日常消费之外的11项主要支出之中，购买体育比赛门票和体育器材支出分别以7.4%,4. 4%排在第5位和第9位。
2体育消费的水平
体育消费水平是指按人口平均的体育实物或劳务消费资料的消费数量。体育消费水平表明一定时期内人们体育消费需要的实际满足程度，即反映人们实际消费的体育消费品数量的多寡和质量的高低。
目前，成都市城市家庭居民用于体育消费方面的支出，还没有确切的专项统计数据，但根据调查统计显示，成都市城市居民家庭年均体育消费为304. 35元，与全国平均水平相比还有较大的差距。据国家体育总局 2002年12月5日公布的中国群众体育现状调查结果表明，我国城乡居民以家庭为单位全年体育消费平均为397. 42元。包括购买运动服、体育器材、体育图书和观看体育比赛等费用。若以2001年成都市家庭平均人口3. 64个计算，则人均仅为109. 18元。而同期居民人均用于科教文化娱乐方面的开支为620. 85元，约占其17. 58%;城市居民人均消费支出为6 801. 19元，约占其1. 6% o}z]相关研究报告表明，1998年上海市民家庭户均体育消费为566. 18元, 2000年广州家庭户均年体育消费为1 316. 88元，深圳市家庭体育户均年体育消费为2 482. 32元，成都市家庭在体育消费绝对值不仅落后于全国平均水平，更远远落后于沿海发达地区。
调查表明，参加体育消费的家庭数为503个，占被调查总数的64.8 %，没有参加体育消费的家庭总数为275个，占被调查总数的35.2%。根据成都市统计局最新数据，成都市城市职工月平均工资收人为1 225元，将居民家庭收人按收人水平高低分为三类，低收人户，人均月收人低于600元，中等收人户，人均月收人600一1 500元，高收人户，人均收人1 500元以上。
低收人户城市中主要是指部分下岗职工家庭，其体育消费水平严重偏低。数据显示:这部分受访者家庭中，参加体育消费的大约只有9. 2%;在中等收人户中，参加体育消费的大约占43 %。高收人户中参加体育消费的大约占63 %。与此同时，在对所有的受访家庭的有关体育消费调查中，以家庭年体育消费数额分为三个阶段。第一类，消费在100元以下的占了32.1 %，其中低收人户占“%，中收人户占32%，高收人户仅占2%;第二类，消费在150一300元的占47.2 %，其中低收人户只占1%，中收人户占82%，高收人户占17%;第三类，仅有10. 3%的受访家庭体育消费为300元以上，中收人户占34 %，高收人户占66%。
经过对调查结果进行的理论分析表明(表3)，成都市居民家庭参与体育消费的主要群体集中在个人月收人在1 600- 2 000元，家庭月收人在3 000- 4 000元左右的工薪阶层群体，说明当前居民家庭体育消费还处于一个较低的水平，处于体育消费的初级阶段。同时也说明了居民经济收人的高低与参与体育消费的积极程度无疑是成正比的。
3体育消费结构
体育消费结构是指在一定的社会经济条件下，人们在体育消费过程中消费的各种不同类型的体育消费资料的比例关系。以四类典型的体育消费类型作参考，即:实物型体育消费、观赏型体育消费、参与型体育消费和博弈型消费。调查显示，成都市居民家庭体育消费结构仍然不够合理。
博弈型消费支出比例偏高(占68. 62%)得到了广大市民家庭的认可。实物型体育消费支出比重较高(占61. 25% )，重点集中在体育服装及鞋袜帽实物消费上面。观赏型消费支出比例偏低，仅为博弈型消费的近三分之一，这对成都市竞技体育职业化和竞赛市场的发展都极为不利。而参与型消费支出比例相对落后，这从一个侧面反映了成都市的体育相关产业发展的现状。
4体育消费的目的和动机
家庭体育消费的动机是在消费需要的基础上产生的、引发消费行为的直接动因和动力，它具有发动和终止消费行为，指导和选择行动的方向，维持和强化消费行为的功能。家庭体育消费动机来自家庭对体育的需要，但由于家庭类型的不同，家庭成员的心理状况、兴趣爱好不同，所处环境和经济条件不同，家庭对于体育需要也应该是多方面的，需要的动机和消费内在的行为方式也不尽相同。同时它也是人们体育意识的清晰流露和更为明确具体的体现，它集中体现在人们参加体育活动欲达到的目的上，本次分另组选择四个主要因素进行问卷调查，结果如表4所示:
我们不难看出，城市居民家庭主要以强身健体、休闲娱乐为主，交际需要、提高自身能力为次要原因。而城市居民进行体育消费同时受到各方面社会因素的影响，激发不同职业家庭居民进行体育消费的原因又是什么呢?
调查表明，在学校期间养成的体育兴趣爱好和习惯起着重要的作用(占31. 29% );其次是大众传播媒介的影响(其中电视、广播体育新闻占28. 42%，体育书籍占14. 58% );再次是周围人群的影响(其中家人为15. 04%，朋友为19. 43 % )。可见，体育消费已经走进了城市居民的日常生活、工作之中，和居民的工作、家庭、生活的各各方面都息息相关。而竞技体育的名人效应对人们体育消费的影响微乎其微(仅占5. 75 %)。
5. 1结论与建议
体育消费已成为大多数成都市城市居民家庭生活消费的一个组成部分。市民家庭具有一定的体育消费能力，但体育消费的总体水平比较低。户均体育消费的绝对值不仅远低于沿海发达城市，甚至还低于全国平均水平。居民家庭体育消费水平和家庭的经济状况是成正比的。不同类型家庭体育消费水平呈逐步增长趋势。一般来讲，经济收人较高的家庭，各种体育消费支出相应较高，这主要反映在参与型体育消费支出及实物型体育消费的支出比例。
5. 2成都市城市居民家庭的体育消费支出结构不太吾理，家庭体育消费中非实物类消费较低，实物类消费和体育博弈消费相对较高。体育健身项目上的消费主要集中在健美、乒乓球等室内项目、游泳等水上项目上。实物型体育消费支出(特别是用于购买体育服装、运动鞋以及各类小型体育健身器材的消费支出)要远远高于参与型体育消费支出及观赏型体育消费支出。
篇12
政府支出的效应问题一直是经济学界关注的热点话题之一且存在很大争议。活跃于50年代末60年代初，以Solow为代表的新古典增长理论认为，政府支出只具有短期效应而无长期的经济增长效应。80年代末90年代初，以Lucas和Romer为代表的新生增长理论认为，由于知识、基础设施等具有外部性，政府须干预经济，政府对私人投资的补充对经济具有正向作用但尚未建立一致定论的内生增长模型。Barro(1990)将政府支出引入到内生增长模型，从政府生产性支出和消费支出的角度进行研究，得出政府支出具有生产性。Alfred Greiner(1996)认为在一定的条件下，线形生产技术、外溢效应、生产性公共资本、人力资本投资和开发对经济增长都有正效应。
经验研究方面关于政府支出对经济增长的影响则是混合的。Grier和Tullock (1987)对115个国家30年的数据进行分析，得出政府消费支出占实际GDP之比与实际GDP正相关；Aschaur (1989)考察美国1949-1985年的生产率和公（私）资本之比，发现两者为正关系；Landau(1983)对115国的数据分析本科毕业论文格式，发现人均GDP与政府消费支出占GDP之比率负相关；Barro(1991)对98个国家1960-1985年的政府消费支出与人均GDP进行研究，得出政府消费对增长有显著负作用的结论；Easterly Rebelo(1993)对28个国家1970-1988年间的公共投资与经济增长进行实证分析，两者正关系。在这些文献中，由于方法的差异、样本数据等不同必造成混合的结论。显然,这就需要采用更稳健的研究方法,以期得到可靠的结果。近年来，国内一些学者在实证方面作了大量的研究，主要沿着两条思路展开：一是按照Barro的研究路线把政府支出分为生产性支出和非生产性支出，然后在C-D模型的基础上进行分析；二是从总量上考察政府支出与经济增长的关系。
综观已有的经验研究成果,这方面的工作主要有横截面数据回归和时间序列分析等两方面:一方面,在计量方法并不成熟的条件下,人们普遍采用横截面数据进行回归分析；另一方面,随着研究方法的日趋完善,时间序列方法已成为目前这方面研究的主流分析工具。但以上研究方法存在一定的局限,如没考虑时间序列的非平稳性,研究的结果有可能建立在伪回归的基础上；最常用的做法是采用误差修正及向量自回归模型,由于未考虑时间序列变量是否存在结构突变可能降低检验势，其结论也缺乏普遍性和准确性。
由于体制的变化，使得样本的DGP可能存在结构突变的问题。从计量经济学的角度看，如果忽视这种现象进行一般的单位根与协整分析，结果将出现很大的偏差。为此，本文利用Eviews6.0和Gauss8.0对建国以来的政府支出和GDP进行突变检验，考虑数据的依赖特征以及制度改革冲击对经济增长的影响，尝试性地解释造成这种现象的原因。本文的结构安排如下：第二部分是相关的模型和经济原理框架；第三部分是实证检验；最后是结论及存在的问题杂志铺。
二、突变模型框架
在现有计量检验的文献中，一般都假定不存在结构突变。如果忽视这种结构变化，则传统的单位根检验拒绝原假设的势就会下降。Perron (1989)在ADF检验基础建立相对完备的理论体系，成为突变问题研究的里程碑[③]。尽管国内存在一些单结构突变检验的文献，但基本上都是采用外生突变检验，存在很强的主观性。ZA检验和LP检验可以避免这一问题，而检验假设却存在一定的问题[④]。为此，本文在内生单突变检验上采用perron的模型，而对于内生双突变则借鉴Junsoo lee and MarkC.Strazicih的最小LM单位根检验模型和方法。
（一）内生单突变模型
Perron（1989）针对突变点已知给出三种经验模型：截距突变的“崩溃”模型A、斜率突变的“增长变化”模型B、截距和斜率突变的“混合”模型C[⑤]。原假设是带结构突变的单位根过程，而备选是带结构突变的趋势平稳过程,为简单起见说，只给出最具有一般性的模型C[⑥]。原假设单和备选假设所分别对应的方程为：
: （1）
: （2）
其中（3）。代表突变点本科毕业论文格式，=1，当t=Tb+1时；=1，当时；其他情况下为0。在模型的选择上，通过比较各种模型在检验势和结构框架的一致性，采用从一般到特殊的检验，如先检验模型C，然后使用更多的约束条件来评估检验结果的稳健性。在对退化趋势进行检验时，需要对“附加异常值”（additive outlier AO）模型和“新息异常值”(innovationaloutlinerIO)模型做出选择[⑦],前者意味趋势函数的变动是瞬时完成而现实的冲击变动是持续很长时间，而后者暗示变动是逐步完成的[⑧]。
（二）双结构突变检验
对于双结构突变点检验用Junsoo lee andMark C.Strazicih（2003）提出的minimumLagrange Multiplier unit root test(LM检验)，而LP双结构突变检验由于备选假设存在不明确的假定或序列是带突变的差分平稳过程，LP检验在解释中易得到错误的结论。
考虑序列，DGP如下所示[⑨]：， （4）
这里是一个外生向量矩阵，。双突变的LM单位根检验的统计量可以按照如下的LM（得分）原则回归得到：（5）
这里，（6）是回归系数；由得出。单位根的原假设是=0，L:M统计量由下式得到： （7）为原假设时的检验统计量。
双突变的LM单位根检验通过格点搜索来确定突变的时点，利用最小的检验统计量对应的值来确定突变点。用计算机软件编程可直接求得突变时点和个数，本文在Lee(2004)Gauss双突变LM单位根检验程序代码基础上修改运行程序获得突变时点和个数。通过比较Lee和Strazicich计算的内生双突变统计量，判断是否存在突变点。
（三）政府支出效应的经济原理
根据Ramsey-Cass-Koopmans模型，假定经济起初运行在平衡增长道路上，政府支出保持在一个稳定的水平GL上。假如突然出现无法预期的政府支出的持久性上升，居民的反应是把消费直接下调到新的鞍状路径上。当消费下调到新的鞍状路径上时，经济运行也就直接到达新的平衡增长道路上。如果政府支出的增加是暂时性的，如面对经济危机时突然加大政府投资等。期限一到本科毕业论文格式，政府支出GH就会恢复到原来的水平。在这种情况下，尽管消费也会下滑，但不会完全下滑到更低的水平上。事实上，如果消费完全下滑到政府支出GL相应的低水平上，当政府支出恢复到GL时，消费将以不连续的方式跳跃上升到原来相应于GL的水平，这意味着边际效用发生了跳跃式的下降，从而在经济增长过程中产生大的波动和突变。
换句话说，人们早就预料到经济偏离平衡增长道路只是暂时的，不久就会恢复，因而不会把消费下调到那种不会持久的新平衡增长水平上去受边际效用不连续变化的痛苦。为了效用的最优，居民把消费调整到能够向原平衡增长道路收敛的轨道上去，这样既顺应政府支出暂时性变化带来的平衡增长道路的变动，又保证当政府支出恢复到原水平时消费能够趋向于原来的消费水平。
三、实证分析
由于经济运行机制的复杂性，影响经济增长路径的因素和外部冲击很多，若要准确度量政府支出对于经济增长的冲击力度是很困难的。本文并非精确度量这种冲力度，是试图利用计量的工具来分析政府支出变动和GDP增长之间是否存在一定的传导机制和长期趋势。
（一）数据与变量
GDP(国内生成总值)：数据来源是《中国统计年55年鉴汇编》，2004-2007年数据由历年《中国统计年鉴》补齐，以1952年为基期用GDP折算指数对名义GDP数据进行处理，得到实际的GDP。
GEXP (政府支出)：用财政支出来衡量，数据来源和处理方法同上，对实际的GDP和政府支出取自然对数分别记为lnrgdp、lnrgexp杂志铺。由于选取的样本时间跨度不太长且历史上重大的经济冲击不多考虑一两个突变点可能比较符合事实，为此本文只分析内生的单突变和LM双突变检验。
若时间序列存在突变，则传统的ADF检验统计量易向接受单位根的方向偏移。为此本科毕业论文格式，先对所选取的时间序列进行单位根检验，若不存在单位根不必进行突变检验，检验结果见表1。从表1可知：两个变量均为单位根过程，需要对这两个变量进行结构突变检验。
表1ADF检验结果
变量
检验类型（c,t,k）
ADF统计量
临界值
单整(d)
结论
Lnrgdp
C,T,1
-2.394
-3.4935**
1
单位根
Lnrgexp
C,T,1
-2.394
篇13
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=0.873D.W.=1.212F=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=0.997D.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：
