導語：如何才能寫好一篇消費支出論文，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

摘 要 國內外對于農民消費支出問題研究有很多，本文主要基于需求層次理論視角對這個問題進行了分析研究。許多學者認為影響農村居民消費支出的主要因素是收入，他們研究成果的理論借鑒為農民消費支出問題研究提供了有利的支撐。本文通過對遼寧地區(qū)農民收入調查結果，基于需求層次理論視角下對農民消費支出問題做一個探討，把不同收入類型的農民對應不同的需求層次。

關鍵詞 農民 消費支出 需求層次

馬斯洛需求層次理論，也稱作“基本需求層次理論”，由亞伯拉罕•馬斯洛于1943年在《人類激勵理論》論文中所提出，他把需求分成生理需求、安全需求、社交需求、尊重需求、和自我實現(xiàn)需求五類，依次由較低層次到較高層次排列。

本研究為了更全面的了解農村居民不同收入層次，對遼寧省部分農民的收入消費支出情況做了入戶調查，并設計了入戶調查問卷。在問卷設計中，在農戶抽樣上考慮盡可能覆蓋全面不同收入的農戶。本研究在遼寧省共調查300個農戶，共發(fā)放調查問卷300份，有效問卷290份，問卷有效率為96.7%。通過對300戶農戶的調查中把家庭收入分為3萬元以下、3-5萬元、5-10萬元、10萬元以上四個部分，不同收入的農戶對消費支出的理解不同，需求層次也表現(xiàn)出很大的不同。

生理需求是人類維持自身生存的最基本要求，包括對以下事物的需求：呼吸，水，食物等，生理需要是推動人們行動最首要的動力。安全需求是人類要求對以下事物的需求：人身安全，健康保障，資源所有性，財產(chǎn)所有性等。馬斯洛認為，只有這些最基本的需要滿足到維持生存所必需的程度后，其他的需要才能成為新的激勵因素?，F(xiàn)在社會中大多數(shù)農民在這兩個層次的需求都得到滿足，吃的飽穿得暖，生活和諧是人們最基礎的生存條件。在調查過程中，不同收入的農民對這兩個層次的需求差異表現(xiàn)不明顯。社交需求包括友情、交情等，人人都希望得到相互的關系和照顧，在調查中發(fā)現(xiàn)家庭收入四個部分對這個層次需求程度不同，家庭收入10萬元以上的農戶社交活動相對頻繁，而家庭收入3萬元以下的農戶相對社交活動較少，這些社交活動中涉及的消費支出包括休閑娛樂、人情往來等。總體而言，不同家庭收入農戶在這三個層次的需求中表現(xiàn)出的消費支出差異不是很明顯，因為現(xiàn)階段農村居民的消費領域仍較為狹窄，這三個層次的消費需求都是生活最基本的消費支出方面，所以為了做進一步研究，我們要繼續(xù)分析其它兩個需求層次。

尊重需求包括有能力、有信心的個人尊重，也包括有地位，有自信，收到別人的尊重。在調查結果中顯示。家庭收入越多的農戶在尊重需求方面表現(xiàn)的越明顯，收入10萬元以上的農戶在分配消費支出時幫助其他農戶一起致富，或者購買私家車，修建更好的房屋，擔任領導干部等，這類農戶希望自己有穩(wěn)定的社會地位，要求個人的能力和成就得到社會的承認。當然，收入相對較少的其它三類農戶更多的消費支出表現(xiàn)在購買食品，家庭設備，儲蓄等，其中家庭收入在5-10萬元的農戶傾向于追求更多的尊重，提高生活質量，達到更高層次的需求。

在四個部分不同家庭收入的農戶中，表現(xiàn)差異最明顯的就是自我實現(xiàn)的需求，這是最高層次的需要，它是指實現(xiàn)個人理想、抱負，發(fā)揮個人的能力到最大程度，達到自我實現(xiàn)境界的人，接受自己也接受他人，解決問題能力增強，自覺性提高，完成與自己的能力相稱的一切事情的需要。例如收入多的農戶會創(chuàng)辦自己的企業(yè)，帶動其它三個部分農戶共同發(fā)展，各自追求更高層次的需求。馬斯洛認為，一個國家多數(shù)人的需要層次結構，是同這個國家的經(jīng)濟發(fā)展水平、科技發(fā)展水平、文化和人民受教育的程度直接相關的，在農村居民中這個觀點同樣適用。

不同家庭收入的農村居民在消費支出過程中存在不同的層次需求，為了引導農村居民不斷提高生活質量，追求更高的需求層次，我們應該通過以下幾個方面來加強農村居民對層次需求的理解。

首先，通過政府公益性培訓，引導農村居民更新消費觀念，加深農村居民對需求層次的理解，讓農村居民不但得到尊重需求，更要達到自我實現(xiàn)。

其次，企業(yè)研發(fā)適合農村市場的產(chǎn)品，增加農村居民的收入，讓農村居民獲得更多可以支配的現(xiàn)金收入，在消費支出過程中慢慢的從低層次的需求向高層次的需求邁進。

篇2

論文關鍵詞：非基本生活消費，ELES模型，貢獻率，自適應預期模型

問題的提出[①]

消費是經(jīng)濟發(fā)展的動力，是拉動經(jīng)濟增長的三駕馬車之一。2008年按支出法計算，河南省國民生產(chǎn)總值18473.14億元，居全國第五位，最終消費支出為7759.33億元項目管理論文，占國民生產(chǎn)總值的42.0%（最終消費率），低于全國最終消費率平均水平6.6個百分點，居全國第25位。2007年河南省政府消費支出2011.27億元，占國民生產(chǎn)總值的13.4%（政府消費率），居民消費支出4820.00億元，占國民生產(chǎn)總值的32.1%（居民消費

圖1 河南省消費不足的邏輯推理

率），按照著名發(fā)展經(jīng)濟學家H.錢納里等實證研究，政府消費率一般維持在11.9%—15.0%之間，河南省政府消費率符合H.錢納里的標準結構（箭頭 1），但是居民消費率卻遠低于標準結構中的居民消費率大于60%的水平論文服務。在居民消費支出中，河南省城鎮(zhèn)居民消費支出為8837.46元項目管理論文，占城鎮(zhèn)居民收入的66.793%，低于全國平均水平4.5個百分點，居全國倒數(shù)第5位。據(jù)初步統(tǒng)計2009年河南省城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)為34.2%，依據(jù)聯(lián)合國糧農組織提出的恩格爾系數(shù)標準，河南省城鎮(zhèn)居民生活水平自1996年已進入小康層次，消費方式已經(jīng)開始由生存型向享受發(fā)展型轉變，基生活消費已經(jīng)基本穩(wěn)定且彈性較低（箭頭2），所以非基本生活消費低是才是問題的根源（如圖1）。

一、基于非基本生活消費模型分析

1、非基本生活消費的概念及界定

生活消費按滿足人們需要的順序，可分為基本生活消費和非基本生活消費，基本生活消費是維持勞動力再生產(chǎn)所必須的、最低限度的消費。非基本生活消費則是基本生活消費的對稱，是超出維持勞動力再生產(chǎn)所必需的消費。一般而言項目管理論文，人們只有在滿足了基本生活消費的條件下，才有可能發(fā)展非基本生活消費。本文參考了《消費經(jīng)濟學大辭典》的合理詞義解釋部分，并對非基本生活消費做了一定的延伸和補充論文服務。非基本生活消費是指在滿足人們維持和延續(xù)其生命的基本生活消費的前提下，用于滿足自身發(fā)展和發(fā)揮其體力、智力以及為使生活舒適的物質消費、精神消費和勞務消費的總稱。生活消費支出、基本消費支出、非基本生活消費支出分別用CE(consumption expenditures)、BLC(basic living consumption)、NBLC(non-basic living consumption)表示。

2、擴展線性支出系統(tǒng)（ELES）下非基本生活消費的模型構建

假定某一時期人們對各種商品(服務)的需求量取決于人們的收入，而且人們對各種商品的需求分為基本需求和超過基本需求之外的需求兩部分，居民在基本需求得到滿足之后才將剩余收入按照某種邊際消費傾向安排各種非基本消費支出。非基本生活消費的ELES模型需求函數(shù)[②]：

參數(shù)是邊際消費傾向，滿足：0

對模型的進行變形：

令V=；a=；b=

對方程式進行回歸可得a*和b*，進一步可求出：

3、非基本生活消費的計量分析

模型采用1993—2008按收入水平分組的河南省城鎮(zhèn)居民消費支出的截面數(shù)據(jù)，為了修正和避免數(shù)據(jù)出現(xiàn)異方差，本文采用了加權最小二乘估計（WLS）法對方程參數(shù)進行回歸估計項目管理論文，權重W=resid^(-2)。顯著水平選取為0.05。t(d)是β*i的t觀測值，R2為方程的可決系數(shù)論文服務。

通過EVIEWS軟件進行WLS回歸結果如下[③]：

2008年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=598.6320 R2=1.000000 D-W=2.276046 F=358360.2

2007年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=31.44564 R2=0.999890 D-W=2.310967 F=988.8286

2006年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=59.77045 R2=1.000000D-W=1.776125 F=3572.506

2005年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數(shù)

tβ=2019.675R2=1.000000 D-W=1.427389 F=4079087.

2004年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數(shù)

tβ=239.4272R2=1.000000D-W=1.674908 F=57325.39

2003年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數(shù)

tβ=128.6925R2=0.999795D-W=1.609279 F=16561.75

2002年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=180.7875R2=0.999991D-W=1.718861 F=32684.13

2001年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=175.2843R2=0.999999D-W=1.181300 F=30724.59

2000年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=30.37496R2=0.999990D-W=1.323353 F=922.6385

1999年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=445.2760 R2=1.000000 D-W=2.680368 F=198270.7

1998年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=133.6603R2=0.999997D-W=1.623019 F=17865.07

1997年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=341.95878R2=0.999954D-W=1.505179 F=1760.539

1996年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=99.82376R2=0.999999 D-W=1.794003 F=9964.783

1995年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=1196.196R2=1.000000D-W=1.504203 F=1430885.

1994年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=3144.5403R2=0.999990D-W=2.396234 F=20891.89

1993年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=42.16312R2=0.999993D-W=2.142866 F=1777.729

1992年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=202.8902R2=0.999990 D-W=1.223436 F=41164.42

匯總回歸方程估計結果，通過Excel軟件處理結果如下：

表1 1993-2008年河南省城鎮(zhèn)居民基本消費和非基本消費支出情況單位：元

類別

年份

CE

a*

b*（β*i）

BLCi(BLC)

NBLC

2008

8837.46

1475.782

0.562177

3370.727

5466.733

2007

7826.72

1268.192

0.593939

3123.156

4703.564

2006

6685.18

1603.482

0.511453

3282.145

3403.035

2005

6038.02

1209.152

0.541007

2634.358

3403.662

2004

5294.19

1197.215

0.522404

2506.753

2787.437

2003

4941.60

955.1838

0.562634

2183.946

2757.654

2002

4504.68

1417.536

0.480717

2729.795

1774.885

2001

4110.17

676.3441

0.651922

1943.082

2167.088

2000

3830.71

814.1469

0.633153

2219.309

1611.401

1999

3497.53

745.6160

0.607170

1898.063

1599.467

1998

3415.65

882.5848

0.605248

2235.796

1179.854

1997

3378.02

590.5870

0.681768

1855.838

1522.182

1996

3009.35

596.1219

0.635379

1634.908

1374.442

1995

2673.95

622.2854

0.615177

1617.069

1056.881

1994

2155.15

359.2111

0.684511

1138.585

1016.565

1993

1609.26

393.4778

0.608181

1004.234

605.0264

1992

1342.58

260.5322

0.674353

800.0448

542.5352

數(shù)據(jù)來源：1994-2009年河南省統(tǒng)計年鑒

二、基本生活消費與非基本生活消費圖示分析

1、量的圖示分析

河南省城鎮(zhèn)居民人均消費支出在1992年僅為1342.58元，在2008年達到8837.46元，基本生活消費自1992年的人均800.0448元變化到2008年的人均3370.727元，非基本生活消費也從1992年人均542.5352

圖2城鎮(zhèn)居民消費支出、基本生活消費與非基本生活消費比較

元增加至2008年的人均5466.733元。如圖2所示，我們不難發(fā)現(xiàn)，基本生活消費的變化趨勢比較緩慢，而非基本生活消費的上升趨勢較明顯。其中，2001年非基本生活消費在首次超過基本生活消費，雖然在2002年有所下降項目管理論文，但是在2003年非基本生活消費又超過基本生活消費，并逐漸擴大差距，截至2008年非基本生活消費已超出基本生活消費2096.006元。

2、增量投向與拉動分析

河南省城鎮(zhèn)居民人均消費支出增量（CE）明顯呈倒“U”型，從1993年的人均266.68元降低至1998年的37.63元，隨后逐步上升，其中，近兩年的人居民消費支出增量明顯，2007年為人均1141.54元，2008年為人均1010.74元?；旧钕M增量（BLC）的波動不明顯，在九十年代前期逐步降低，隨后又逐步上升到1993年的水平項目管理論文，維持在人均200元左右，增量投向比和貢獻率總體呈下降趨勢，說明基本生活費已趨于穩(wěn)定。與基本生活消費增量不同，非基本生活消費（NBLC）波動比較明顯，總體呈逐步增加趨勢，說明非基本生活消費受外界影響較大，也是拉動增量增長的主力論文服務。增量投向比與貢獻率也能很好的說明這一點，非基本生活消費增量投向比從1993年的0.23433上升至2008年0.75506，期間雖然起伏較大，但是趨勢比較明顯，貢獻率也從1993年的4.7的百分點擴大至2008年9.8個百分點。分析的結果（表2）表明非基本生活消費的拉動潛力比基本生活消費大。

表2 河南省城鎮(zhèn)居民消費增量投向與貢獻率比單位：元、%

年份項目

CE

BLC

NBLC

增量投向比

貢獻率

BLC/CE

NBLC/CE

CR1

CR2

1993

266.68

204.1892

62.4912

0.765671

0.23433

0.152087

0.046545606

1994

545.89

134.351

411.5386

0.246114

0.753886

0.083486

0.255731578

1995

518.8

478.484

40.316

0.92229

0.07771

0.222019

0.018706819

1996

335.4

17.839

317.561

0.053187

0.946813

0.006671

0.118761009

1997

368.67

220.93

147.74

0.599262

0.400738

0.073415

0.049093658

1998

37.63

379.958

-342.328

10.09721

-9.09721

0.112479

-0.10133984

1999

81.88

-337.733

419.613

-4.12473

5.124731

-0.09888

0.122850116

2000

333.18

321.246

11.934

0.964182

0.035818

0.091849

0.003412122

2001

279.46

-276.227

555.687

-0.98843

1.988431

-0.07211

0.145061098

2002

394.51

786.713

-392.203

1.994152

-0.99415

0.191406

-0.09542257

2003

436.92

-545.849

982.769

-1.24931

2.249311

-0.12117

0.218166218

2004

352.59

322.807

29.783

0.915531

0.084469

0.065324

0.006026995

2005

743.83

127.605

616.225

0.171551

0.828449

0.024103

0.116396465

2006

647.16

647.787

-0.627

1.000969

-0.00097

0.107285

-0.00010384

2007

1141.54

-158.989

1300.529

-0.13928

1.139276

-0.02378

0.194539115

2008

1010.74

247.571

763.169

0.24494

0.75506

0.031632

0.097508152

注：CR1、CR2代表基本生活消費、非基本生活消費對城鎮(zhèn)居民生活消費的貢獻率。CR1=g*BLC/CE項目管理論文，CR2= g*NBLC/CE，其中g=(CEt-CEt-1)/ CEt-1

三、預期收入與非基本生活消費的模型分析

1、預期收入與非基本生活消費的模型構建

建立預期收入與非基本生活消費模型需要對預期收入的形成機制做出某種假定，本文主要采用自適應預期模型，假定消費主體對收入的預期是通過一種簡單的學習過程而形成的，其機理是，消費主體會根據(jù)自己過去在作預期收入時所犯的錯誤的程度，來修正他們以后每一時期的預期收入，用數(shù)學式表示就是：

Yt*=Yt-1*+λ(Yt—Yt-1*)，其中Y*為預期收入，λ為適應系數(shù)，0≤ λ≤1項目管理論文，模型的推導過程為：

NBLCt=??+??Yt*+??t………………………………（1）

將變形后的收入自適應過程代入（1）式：NBLCt=??+??[λYt*+(1—λ) Yt-1*]………………………(2)

將(1)—(2)×(1-λ)，整理得：NBLCt=λ??+λ??Yt+(1—λ) NBLCt-1+[??t—(1—λ) ??t-1] ………………（3）

令a=λ??，b0=λ??，b1=(1—λ)，ut=[??t—(1—λ) ??t-1] ………………………………（4）

模型可以變形為：NBLCt=a+ b0Yt+ b1 NBLCt-1+ut t………………………………（5）

對（4）式一階自回歸模型進行回歸，可以得到a、 b0、 b1的估計值，代入（4）式可求出模型估計值。

2、預期收入與非基本生活消費的實證分析

1）通過eviews軟件分析得出以下回歸結果[④]：

表3 自適應預期模型回歸結果

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

-405.7075

128.1870

-3.164967

0.0075

Y

0.607486

0.090002

6.749687

0.0000

NBLC(-1)

-0.538431

0.253073

-2.127573

0.0531

R-squared

0.978529

Mean dependent var

2276.867

Adjusted R-squared

0.975226

S.D. dependent var

1383.685

S.E. of regression

217.7894

Akaike info criterion

13.77229

Sum squared resid

616618.6

Schwarz criterion

13.91715

Log likelihood

-107.1784

F-statistic

296.2347

Durbin-Watson stat

1.973887

Prob(F-statistic)

0.000000

2）模型檢驗

德賓h檢驗：

通過excel軟件計算，Var（b1*）= 0.221790948，回歸結果中D-W=1.973887

= 0.059412

因此接受原假設??=0，說明該回歸模型不存在一階自相關。

統(tǒng)計推斷檢驗：

由表3數(shù)據(jù)可得可決系數(shù)R2=0.978529修正的可決系數(shù)為0.975226，說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合較好論文服務。由回歸的結果可以看出t(b0*)=6.749687項目管理論文，t(b1*)=-2.127573，prob(b0*)=0.00000

3）預期收入與非基本生活消費的方程

NBLC=-263.7151+0.39487Y*

從式中我們知道，預期收入對非基本消費有顯著影響，當預期可支配收入每增加1元，就有0.39487元用于非基本生活消費。

四、政策建議

河南省城鎮(zhèn)居民消費水平已達到富裕層次，通過基本消費與非基本消費支出的趨勢描述以及各自的增量投向與拉動分析，可知基本生活消費支出已經(jīng)趨于穩(wěn)定，非基本生活消費是擴大消費居民消費的關鍵，從回歸的結果看，預期收入對非基本生活消費有顯著影響，所以增加和穩(wěn)定城鎮(zhèn)居民預期收入是提高城鎮(zhèn)居民消費的著力點。

參考文獻

[1]黃心田，易法海.湖北省城鎮(zhèn)居民食物消費結構趨勢分析[J] 統(tǒng)計與決策，1999（02）

[2]黃雅麗，吳彤.利用擴展線性支出系統(tǒng)對廣東省城鎮(zhèn)居民消費結構進行分析[J].消費經(jīng)濟，1999（04）

篇3

【關鍵詞】體育消費體育人口曲靖教師人群

消費是人類社會、經(jīng)濟活動的重要行為和過程。而當今的消費已經(jīng)不是局限在為需要而消費了，已經(jīng)發(fā)展成為一種時尚，或者說成為一種流行的社會活動。而體育消費作為體育經(jīng)濟系統(tǒng)和推動體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要因素，是群眾體育發(fā)展的重要標志。[1]

體育消費是指人們用于體育活動及相關方面的消費（體育消費主要包括用于購買體育服裝以及運動器材，購買體育期刊、書報等實物型支出，用于觀看各種體育比賽、表演、展覽等所進行的觀賞型的消費以及用于參加各種各樣的體育活動、健身訓練、體育健康醫(yī)療等參與型消費）。

體育消費是現(xiàn)代生活消費的一部分，是指人們在體育活動方面的個人勞務消費支出。一定的體育消費支出，是人們參與體育消費活動的前提，也是體育運動得以存在和發(fā)展的基礎和保證，還是體育市場和體育產(chǎn)業(yè)得以發(fā)展壯大的社會基礎。[2]

1研究對象與方法

1.1研究對象

曲靖市城區(qū)部分學校的在職教師體育人口為研究對象

1.2研究方法

1.2.1文獻資料法

根據(jù)本論文研究的需要，進行資料收集，查閱有關體育消費的碩士論文和期刊論文。

1.2.2問卷調查法

對曲靖市城區(qū)教師人群中的體育人口發(fā)放問卷48份，收回46份，回收率96﹪。

1.2.3數(shù)理統(tǒng)計法

運用excel對有效問卷的數(shù)據(jù)進行輸入、統(tǒng)計、分析。

2結果與分析

2.4影響曲靖市城區(qū)教師人群體育人口體育消費的原因分析

1.余暇時間：在46位教師體育人口中認為余暇時間非常少和比較少的教師，占總人數(shù)的43.5﹪，接近半數(shù)。余暇時間是否充分，直接影響教師參與體育活動的頻率，體育活動時間少將導致參加體育消費方面的時間減少，對各種體育消費的需求量也就下降。

篇4

近日，杭州市教育科學研究所出版的中小學生“輕負高質”的調查報告中對孩子們的學習狀況作了量化：對照成人的工作時間，小學生的學習相當于每天“工作”9小時以上，初中生每天“工作”11小時，高中生每天“工作”12.5小時；而且他們的工作沒有任何報酣，頂著壓力，奮力拼搏。

8成

北京市東城區(qū)體育館路小學苗苗科學社的同學們在“多元智能促進學?？萍冀逃厣l(fā)展”主題研討會上闡述了他們一年來對飲料危害的調查報告。調查顯示，8成學生只喝飲料，不喝學校的白開水。據(jù)了解，該社成立于2009年，下設“環(huán)保與科學”、“生活與科學”、“知識與科學”、“習慣與科學”四個工作站。

103所

2012年12月24日，“百所高校繼續(xù)教育數(shù)字化學習資源開放儀式”在國家會議中心舉行。首批簽約的北大、清華等103所高校免費向社會提供數(shù)字化學習資源。其中既包括專業(yè)性課程資源，也有大眾化學習資源。

44％

從目前的《中國家庭教育消費報告》中發(fā)現(xiàn)，被調查家庭每月用于教育消費支出的平均金額為1370元，占家庭總支出的44％。從用于孩子消費支出額上來看，從小學到大學階段，隨著教育階段的提升，消費支出額度也隨之增加，大學階段消費支出額度最高。從教育消費支出比例上來看，隨著教育階段的提升，教育消費支出所占比例也隨之增加，尤其在高中階段，教育支出比例增幅最為明顯。

聲音

學在民間，教育因你而改變!

――北京理工大學文學院教授、21世紀教育發(fā)展研究院院長楊東平認為，“虎媽狼爸”的教育，綠領巾、紅校服等“色彩繽紛”的教育，令舉國震驚的校車悲劇，是2011年刻畫出強烈年代特征的重大事態(tài)。但身邊越來越多自下而上的、局部的、個體的、非制度化、非主流模式的自主創(chuàng)新正在出現(xiàn)，故倡導每一個力量應更加積極地行動起來。

正確的分配應該是爺爺和奶奶一間，爸爸和媽媽一間，平平自己一間。如果家里房間不夠，平平也應該和爸媽一間。

――人教版小學課文《平平搭積木》中的房間分配方案是：爺爺和他的書一問，奶奶和平平一間，爸爸和媽媽一問。家長認為描述有導向錯誤，不符合現(xiàn)代倫理。

盛怒發(fā)微博等于在信息高速公路上酒駕。

――清華大學建筑學院副院長、清華城市規(guī)劃設計研究院院長尹稚1月2日下午開始在微博上炮轟清華大學校長顧秉林。認為顧秉林涉嫌貪賄行為，并與一個叫“波士頓設計院”的機構有不正當合作關系。但一天以后，尹稚又發(fā)微博稱，一天前的“大義舉報”不過是一席“酒話”。

在量子物理這個領域，智力沒有太大的差別，成功與否就看耐心。有耐心就不怕失敗，失敗可以再來一次，至少在這個過程中我是愉快的。

――2011年當選中科院最年輕院士的潘建偉認為成功＝興趣+耐心+幸運。他曾為一實驗耗費4年，研究成果至今仍是其科學領域被引用次數(shù)最多的實驗論文。

篇5

1.生產(chǎn)總值構成變動分析。最終消費、資本形成總額、貨物和服務凈出口是經(jīng)濟增長的拉動力，同時是計算支出法生產(chǎn)總值的三要素,其中最終消費一直在我國生產(chǎn)總值中所占比重最大，在經(jīng)濟增長中貢獻率最大。1978年甘肅省生產(chǎn)總值為64.73億元， 2007年為2702.40億元;消費率1978年為66.62％，2007年為59.78％,說明最終消費是拉動經(jīng)濟增長的最重要動力，因此實證分析甘肅省居民消費變動及其對經(jīng)濟影響作用有一定實際意義。

2．最終消費情況分析。最終消費由居民消費和政府消費兩部分組成，甘肅省最終消費支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據(jù)《甘肅統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)計算居民消費支出一直占據(jù)最終消費支出大部分的比例，穩(wěn)定在70％以上。

3.甘肅省最終消費對經(jīng)濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經(jīng)濟增長率中消費需求拉動所占的份額,計算甘肅省最終消費貢獻率在2002年至2007年間分別為63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最終消費對經(jīng)濟增長的貢獻率并不穩(wěn)定，其原因是經(jīng)濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務凈出口政策要素影響。

二、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費結構變動分析

1．農村居民消費支出變動分析。消費結構指各類消費支出在總消費中所占的比例，消費結構能夠反應出居民的生活水平，甘肅農村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費，說明農村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態(tài);從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫(yī)療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標志，相關數(shù)據(jù)變動說明甘肅省農村居民消費結構逐漸優(yōu)化，農村居民生活水平逐步提高。

2.城鎮(zhèn)居民消費支出變動分析。恩格爾系數(shù)從1993年的0.51總體上保持下降趨勢，到2007年的0.36，食品消費支出已不在占據(jù)消費支出的一半比例。說明城鎮(zhèn)居民的生活水平的提高，城鎮(zhèn)居民生活水平到達小康階段，醫(yī)療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應有所增加，表明城鎮(zhèn)居民的生活質量逐步提高，消費結構不斷優(yōu)化。

3.城鄉(xiāng)居民消費結構變動度分析。消費結構變動度，是分析消費結構變化程度的指標，計算公式為：

在1996年～2000年期間，甘肅省農村居民消費結構變動度為9.00％，城鎮(zhèn)居民消費結構變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農村居民消費結構變動度為2.22％，城鎮(zhèn)居民消費結構變動度為3.27％。

在1996年～2000年期間，城鄉(xiāng)居民消費結構變動非常顯著，其中食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉(xiāng)居民消費結構經(jīng)過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮(zhèn)居民消費結構變動影響最大；醫(yī)療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。

三、甘肅省城鄉(xiāng)居民消費函數(shù)分析

本文采用持久收入消費函數(shù)。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε

其中Ct為現(xiàn)期消費;Yp和Yz表示持久收入和暫時收入。系數(shù)α1和α2分別是持久收入和暫時收入的邊際消費傾向。根據(jù)《甘肅年鑒》統(tǒng)計資料，對模型進行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉(xiāng)居民消費函數(shù)(1）、（2）。

農村居民消費函數(shù)Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz （1）

（0.002）（8.237）（2.469）

R2=0.873 D.W.=1.212 F=34.461

城鎮(zhèn)居民消費函數(shù)Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz （2）

（1.095）（40.793）（3.908）

R2=0.997 D.W.=1.91F=1878.984

從方程中可看出，農村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消費；每增加1元暫時收入，有1.74元用于消費。既增加了暫時收入，不僅要將暫時收入全部用于消費，同時還要拿出儲蓄來消費。城鎮(zhèn)居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費；每增加1元暫時收入，有0.87元用于消費。

四、簡要結論

1．經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)居民的收入和消費之間有直接的影響。經(jīng)濟增長越快，收入增加越高，消費也會隨著增加。但是，在投資、出口和消費等三要素當中,消費對經(jīng)濟增長的貢獻率最高，一般都在70%左右,說明拉動消費仍然是甘肅省經(jīng)濟發(fā)展的主要動力。

2.隨著經(jīng)濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結構出現(xiàn)重要變動傾向。在城鄉(xiāng)居民的消費結構變動當中，食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來，城鄉(xiāng)居民的消費結構劇烈變動，居住消費支出對城鎮(zhèn)居民消費結構變動影響最大。另外，醫(yī)療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。

3.為了鞏固消費對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率，我們建議：一是加快發(fā)展城鄉(xiāng)經(jīng)濟，保證固定資產(chǎn)的投資速度，使投資增長不要出現(xiàn)大起大落;二是進一步開發(fā)農民能夠穩(wěn)定增加收入的就業(yè)渠道和途徑，如非農產(chǎn)業(yè)收入、轉移性就業(yè)收入、農業(yè)產(chǎn)業(yè)化收入等；三是對于城市居民來講，要把創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位和機會作為重點，用擴大就業(yè)保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉(xiāng)居民的消費結構進行一定的引導，努力改善城鄉(xiāng)居民住房、醫(yī)療、教育、保障等關鍵性問題。

參考文獻：

[1]彭勁松:重慶市經(jīng)濟增長中消費與投資貢獻度分析[J].重慶大學學報（社會科學版），2004，（4）；7～10

篇6

論文關鍵詞：關,鍵,詞,農村居民,消費結構,居民收入

重慶直轄以后經(jīng)濟得到了快速發(fā)展，居民生活水平不斷提高，但同時農村居民消費增長緩慢導致城鄉(xiāng)消費差距不斷擴大，居民消費對經(jīng)濟增長的拉動力明顯減弱。由于農村人口占全市較大比重，挖掘農村居民消費潛力，開拓農村市場，促進農村居民消費和結構升級，將極大地帶動重慶經(jīng)濟增長。

一、重慶農村居民消費現(xiàn)狀及特點

西部大開發(fā)和鼓勵農業(yè)政策促進了重慶農村經(jīng)濟的發(fā)展，生產(chǎn)規(guī)模和生產(chǎn)效率有了明顯提高，農村居民收入不斷增長，消費水平也逐漸上升。1998-2008年農村居民消費總額從333.41億元增至581.91億元，提高74.53%；人均生活消費從1417.08元上升至2008年的2884.92元，年平均增長7.37%，剔除物價上漲因素實際增長5.8%。但與重慶城鎮(zhèn)居民相比，農村消費水平明顯滯后，在消費層次上相差兩個等級。2008年重慶農村人口占全市總人口的73.8%，而消費總額卻只占居民總消費的20.9%，農村消費明顯乏力。

（一）農村居民消費水平偏低，增長緩慢

重慶農村居民人均消費支出不僅遠遠低于重慶城鎮(zhèn)居民，也低于全國農村人均水平（見表1）。重慶農村與全國農村人均之比從1997年的1.26:1下降至2008年的0.79:1（全國人均為1）；與重慶城鎮(zhèn)人均之比從1997年的0.29:1進一步下降為2008年的0.24:1（城鎮(zhèn)人均為1），農村人均消費還不及城鎮(zhèn)的1/4，而這種顯著落后的差距還有逐漸擴大的趨勢。就是與西部省份相比，2008年重慶農村居民人均消費居四川、云南、陜西、青海和寧夏五省之后，也處于較落后水平。

表1居民人均消費支出單位：元

年份

全國農村居民

重慶城鎮(zhèn)居民

重慶農村居民

1998

1128.16

4894.54

1417.08

1999

1144.61

5352.44

1388.64

2000

1284.74

5475.17

1395.53

2001

1364.08

5765.07

1475.16

2002

1541.83

6360.2

1497.72

2003

1656.32

7118.06

1583.31

2004

1842.75

7973.05

1853.94

2005

2231.14

8623.29

2142.12

2006

2533.91

9398.69

2205.21

2007

2970.65

9890.31

2526.7

2008

3660.68

篇7

摘 要 為了說明我國武漢市居民家庭收支結構對全民健身的影響，本文采用《武漢市統(tǒng)計年鑒2010》和十一運會上武漢代表隊所取得的成績及積分進行建模。

關鍵詞 收支結構 全民健身 相關分析 回歸分析

一、前言

本文選取是以武漢代表隊在十一運會上的積分，并將其與武漢地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入、消費指標進行相關分析和建模。分析城鎮(zhèn)居民收支結構對十一運會積分的影響，從而也可以得知城鎮(zhèn)居民收支結構對群眾體育的影響，并提出相應的解決對策，發(fā)展群眾體育。

二、研究對象和方法

（一）研究對象：本文以《武漢市統(tǒng)計年鑒2010》上武漢城鎮(zhèn)居民的收入狀況指標、支出狀況指標；十一運會各個武漢代表隊的積分（以下簡稱十一運會積分）為研究對象，共計13項指標。

（二）研究方法：1.文獻資料法。查閱大量經(jīng)濟與群眾體育方面的資料，獲得了大量重要信息，使本論文有充足的資料保障。并從《武漢市統(tǒng)計年鑒2010》、《中國體育年鑒》以及各網(wǎng)站上獲取各主要指標的官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)。2.數(shù)理統(tǒng)計法。本文對所獲取的數(shù)據(jù)資料均采用SPSS12.0統(tǒng)計軟件包對數(shù)據(jù)進行自動處理。

三、結果與分析

（一）相關分析

為了找出城鎮(zhèn)居民收支結構方面各個指標與十一運會積分的關系，了解他們之間的相關性，運用SPSS12.0統(tǒng)計軟件包對居民收入結構與十一運會積分進行相關分析，得出相關系數(shù)矩陣，如表1。

1.城鎮(zhèn)居民純收入與十一運會積分。根據(jù)統(tǒng)計年鑒上定義：城鎮(zhèn)居民純收入由工資性收入、家庭經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉移性收入構成。由表我們可以看出，全國31個省市十一運會積分與當?shù)氐墓べY性收入（r=0.659，p=0.000）、家庭經(jīng)營性收入（r=0.248，p=0.178）、財產(chǎn)性收入（r=0.560，p=0.001）、轉移性收入（r=0.485，p=0.006），其中家庭經(jīng)營性收入與十一運會積分不呈顯著性（p=0.178>0.005）。2010年統(tǒng)計年鑒統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示：2006―2011年中，轉移性和財產(chǎn)性收入雖然有上升趨勢，但是在居民純收入增加中的作用不明顯。2006年城鎮(zhèn)居民年純收入為2936.40元，但是轉移性和財產(chǎn)性收入?yún)s只有192.15元。主要原因在于居民在二次分配中的收入較低，政府在文化體育、教育、醫(yī)療等社會公益事業(yè)和社會救助體系等方面投入過低，導致居民轉移性收入低。

2.城鎮(zhèn)居民消費支出與十一運會積分。據(jù)調查可知，在城鎮(zhèn)居民的消費支出結構中，所有的消費支出指標均與十一運會積分具有非常顯著的相關性（p

（二）回歸分析

基于以上分析，對我國城鎮(zhèn)居民收支狀況各指標做多元回歸分析得出多元回歸模型，并且對該模型進行t檢驗，t值為0.000，顯著性檢驗值P=0.000

四、結論

（一）通過城鎮(zhèn)居民收支結構與十一運會積分相關分析可以看出：在城鎮(zhèn)居民收入結構中，對十一運會積分影響最大是他們的工資性收入，其次分別是轉移性和財產(chǎn)性收入。由于家庭經(jīng)營性收入對城鎮(zhèn)居民的純收入貢獻很小，所以他對群眾體育的貢獻也不明顯（p>0.05）；在城鎮(zhèn)居民消費結構中，所有的消費支出與十一運會積分有相關顯著性（p

（二）群眾體育的發(fā)展水平除了受經(jīng)濟發(fā)展制約外，還受到政治、文化、民族傳統(tǒng)等方面的影響，尤其是在經(jīng)濟相對落后的武漢地區(qū)。但是歸根結底還是受城鎮(zhèn)居民經(jīng)濟發(fā)展水平的影響。因此，經(jīng)濟的發(fā)展是影響競技體育發(fā)展最大的因素。目前我國的競技體育發(fā)展兩極分化特別嚴重，主要體現(xiàn)在地區(qū)、城鄉(xiāng)等方面。造成這種差別的主要因素就是地區(qū)、城鄉(xiāng)間的經(jīng)濟發(fā)展不平衡。

基金項目：武漢市教育局市級課題。項目編號：2010101。

參考文獻：

[1] 李莉，柏慧萍.新城鎮(zhèn)居民建設中城鎮(zhèn)居民體育的制約性及對策的理性思考[J].安徽農業(yè)科學.2007.35（22）.

[2] 2005中國統(tǒng)計年鑒[M].北京：國家統(tǒng)計局.2005.

[3] 任麗麗.中國城鎮(zhèn)居民不同年度家庭收入與消費支出關系的實證研究[J].安徽農業(yè)科學.2007.35（21）.

[4] 中國群眾體育現(xiàn)狀調查課題組.中國群眾體育現(xiàn)狀調查與研究北京體育大學出版社.2001（7-8）.

篇8

關鍵詞：狀態(tài)空間模型 流通業(yè) 消費 動態(tài)影響

隨著國民經(jīng)濟體制的不斷改革和經(jīng)濟水平的不斷提高，我國消費市場規(guī)模日趨擴大，城鎮(zhèn)和農村的消費經(jīng)濟都得到了一定發(fā)展。消費市場必然涉及商品流通，而流通業(yè)作為生產(chǎn)和消費的橋梁和紐帶，無疑是引導消費經(jīng)濟發(fā)展的先導力量。我國各級政府也越來越重視流通業(yè)的發(fā)展，充分認識到流通業(yè)增長對拉動內需的重要作用?！笆泵鞔_指出，流通發(fā)展能夠實現(xiàn)消費、引導消費和創(chuàng)造消費，要把發(fā)展現(xiàn)代流通業(yè)作為現(xiàn)階段擴大國內消費市場的一個重要抓手。部分地區(qū)以“滿意消費惠萬家”活動貫徹落實“十”精神，不斷推進流通業(yè)轉型升級。

學者們采用不同方法實證檢驗流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟的影響，如李駿陽、包偉、夏禹鋮（2011）采用偏最小二乘法檢驗了我國流通業(yè)對農村居民消費的影響，丁凡凡（2012）則運用協(xié)整、因果檢驗、回歸分析等一系列計量方法檢驗了我國流通業(yè)發(fā)展與居民消費的關系。但縱觀研究發(fā)現(xiàn)，大部分學者的研究以流通業(yè)對居民消費的影響系數(shù)固定為前提，能夠分析流通業(yè)對居民消費動態(tài)影響的文獻非常罕見。本文實證分析流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟的動態(tài)影響。同時，考慮到我國二元經(jīng)濟的發(fā)展模式依然存在，故分城鎮(zhèn)和農村兩個層面分別進行探討。

研究方法、變量選取及數(shù)據(jù)處理

（一）研究方法

為了定量研究流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟的動態(tài)影響，本文采用Akaike在1976年提出的狀態(tài)空間模型進行實證。狀態(tài)空間模型屬于動態(tài)時域模型，是一類將隱含的時間作為自變量的計量模型，它多用于多變量時間序列的估計和預測。狀態(tài)空間模型包括兩個參數(shù)方程，分別為量測方程（measurement equation）和狀態(tài)方程（state equation）。設yt表示含有k個變量的k維向量，該變量向量與m維的狀態(tài)向量αt存在相關性，該狀態(tài)空間模型可寫為：

（1）

其中，第一個方程為量測方程，第二個方程為狀態(tài)方程，Zt表示k×m階的量測矩陣，Wt表示m×m階的狀態(tài)轉移矩陣，dt和ct分別為k×1和m×1向量，Rt表示m×g階矩陣，ut和εt分別為k維和g維的誤差向量，而且兩個誤差向量互不相關。根據(jù)狀態(tài)空間模型的原理，兩個誤差向量應滿足如下關系：

（2）

其中，Ht和Qt分別為兩個誤差向量ut和εt的協(xié)方差矩陣。量測方程和狀態(tài)方程等式右邊除誤差向量和狀態(tài)向量外的所有矩陣或向量，以及兩個誤差向量的協(xié)方差矩陣統(tǒng)稱為非隨機的系統(tǒng)矩陣，這些矩陣的變化趨勢可以預測，因此矩陣也可預先確定。

以式（1）為框架，可以將線性的固定參數(shù)模型擴展為可變參數(shù)的狀態(tài)空間模型，具體形式如下：

yt = xtβt + zt γ+ ut （3）

其中，βt表示隨時間變化而發(fā)生變化的變系數(shù)向量，反映解釋變量xt對被解釋變量yt影響的動態(tài)性，γ為固定參數(shù)變量。假設變系數(shù)向量βt的變化滿足一階向量自相關過程，即有：

βt = φ βt-1 + εt （4）

式（4）也稱為AR（1）模型。其中，φ為自回歸參數(shù)向量的系數(shù)，εt為隨機誤差項。根據(jù)狀態(tài)空間模型的原理，式（3）、式（4）的兩個誤差向量應滿足如下關系：

（5）

對于式（4）而言，由于參數(shù)向量βt為不可觀測向量，因此需借助可觀測向量yt 和xt進行估計。具體地，可通過卡爾曼濾波方法進行估計。

（二）變量選取及數(shù)據(jù)處理

本文采用1996-2011我國城鎮(zhèn)和農村的時間序列數(shù)據(jù)作為研究樣本，對城鎮(zhèn)和農村兩個層面分別進行實證檢驗。對各變量的選取及數(shù)據(jù)來源作如下說明：

1.被解釋變量：消費水平?；跀?shù)據(jù)的可獲得性，本文選取居民人均消費支出水平作為消費水平的指標，其中，以城鎮(zhèn)居民人均消費支出作為城鎮(zhèn)層面的被解釋變量，數(shù)據(jù)來源于1997-2012年《中國統(tǒng)計年鑒》；以農村居民人均生活消費支出作為農村層面的被解釋變量，數(shù)據(jù)來源于1997-2012年《中國農村統(tǒng)計年鑒》。

2.解釋變量：流通業(yè)發(fā)展水平。以往有部分學者僅以社會消費品零售額作為流通業(yè)發(fā)展水平的指標（冉凈斐，2008），這樣的選擇存在其合理性，因為它是流通經(jīng)濟規(guī)模的總體反映。但是，僅以此作為流通業(yè)發(fā)展水平來檢驗流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟的影響，顯得較為片面，因為社會消費品零售額側重反映商品市場交易方面，而忽視了流通業(yè)生產(chǎn)的行為過程。流通業(yè)作為一類綜合性生產(chǎn)服務業(yè)，其生產(chǎn)者的經(jīng)濟行為也從一定程度上影響了消費經(jīng)濟。本文在保留社會消費品零售額這個變量的基礎上，參考李俊陽（2011）等的研究，以C-D生產(chǎn)函數(shù)為切入點，引入流通業(yè)勞動要素和流通業(yè)資本要素兩個變量，分別反映流通業(yè)的組織規(guī)模和發(fā)展環(huán)境。其中，農村社會消費品零售額采用縣及縣以下農村消費品零售總額表示，且由于城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模遠高于農村，故直接采用社會消費品零售額作為城鎮(zhèn)消費品零售額的指標。

在選取流通業(yè)勞動要素和資本要素指標時，首先對流通業(yè)進行界定。基于數(shù)據(jù)的可得性，選取批發(fā)和零售業(yè)、住宿和餐飲業(yè)兩大行業(yè)綜合作為流通產(chǎn)業(yè)體系。城鎮(zhèn)流通業(yè)勞動要素采用批發(fā)零售和住宿餐飲業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)表示，農村流通業(yè)勞動要素采用批發(fā)零售和住宿餐飲業(yè)鄉(xiāng)村就業(yè)人數(shù)表示，城鎮(zhèn)和農村的相關數(shù)據(jù)分別來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國農村統(tǒng)計年鑒》。需要注意的是，由于2005年之前沒有批發(fā)零售業(yè)和住宿餐飲業(yè)兩大行業(yè)的具體數(shù)據(jù)，而分為批發(fā)零售貿易業(yè)和餐飲業(yè)，本文以這兩大行業(yè)的數(shù)據(jù)之和作為流通業(yè)數(shù)據(jù)。城鎮(zhèn)流通業(yè)資本要素采用批發(fā)零售和住宿餐飲業(yè)城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資完成額表示，農村流通業(yè)勞動要素采用批發(fā)零售和住宿餐飲業(yè)農村固定資產(chǎn)投資完成額表示，城鎮(zhèn)和農村的相關數(shù)據(jù)分別來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國農村統(tǒng)計年鑒》。

3.控制變量：收入水平。一個地區(qū)居民收入水平高低是消費水平高低的重要影響因素，因此本文將其作為控制變量引入。其中，城鎮(zhèn)居民收入水平采用城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入表示，農村居民收入水平采用農村居民家庭人均純收入表示，數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

受通貨膨脹的影響，一個地區(qū)的名義消費水平往往不能真實反映消費水準，因此有必要根據(jù)價格指數(shù)對原始數(shù)據(jù)進行調整。同理，社會消費品零售額、固定資產(chǎn)投資額和居民收入水平也都需要根據(jù)相應的價格指數(shù)進行調整。城鎮(zhèn)居民消費水平和收入水平均按城市居民消費價格指數(shù)進行平減調整，農村居民消費水平和收入水平均按農村居民消費價格指數(shù)進行平減，城鎮(zhèn)社會消費品零售額和農村社會消費品零售額分別按城市商品零售價格總指數(shù)和農村商品零售價格總指數(shù)表示。由于難以具體獲取城鎮(zhèn)和農村固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，故對城鎮(zhèn)和農村流通業(yè)固定資產(chǎn)投資完成額均按固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減。所有價格指數(shù)的數(shù)據(jù)來自1997-2011年《中國統(tǒng)計年鑒》。

流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟動態(tài)影響的實證分析

（一）城鎮(zhèn)層面

1.模型設定。根據(jù)前述狀態(tài)空間模型理論，設定本文的計量模型如下：

量測方程：

ln CONt = β ln INCt + α1，t ln SELt +α2，t ln Lt +α3，t ln Kt + ut

狀態(tài)方程：

α1，t=α1，t-1+ε1，t

α2，t=α2，t-1 +ε2，t （6）

α3，t=α3，t-1+ε3，t

其中，下標t表示年份，CONt表示t年居民人均消費支出，SELt表示t年社會消費零售額，Lt 表示t年流通業(yè)從業(yè)人員數(shù)，Kt 表示t年流通業(yè)固定資產(chǎn)投資完成額，INCt表示t年居民人均收入。β0、β1均為固定參數(shù)，α1，t、α2，t、α3，t均為時變參數(shù)。ut為量測方程的誤差項，ε1，t、ε2，t、ε3，t分別為三個狀態(tài)方程的隨機誤差項。

2.實證結果及分析。城鎮(zhèn)層面相關變量的數(shù)據(jù)如表1所示。

根據(jù)式（6），采用卡爾曼濾波方法對城鎮(zhèn)層面的數(shù)據(jù)進行實證檢驗，結果如下：

α1，t = α1，t-1，α2，t = α2，t-1，α3，t = α3，t-1 （7）

其中，α1，t、α2，t、α3，t的最終狀態(tài)估計值分別為0.033、0.039和0.068。根據(jù)狀態(tài)空間模型的回歸結果可知，各個變量對城鎮(zhèn)居民消費水平均有顯著的影響，可見該回歸結果是比較穩(wěn)健的。為了更清晰地分析流通業(yè)各個變量對城鎮(zhèn)居民消費水平的動態(tài)影響，根據(jù)式（7）的回歸結果，給出時變參數(shù)α1，t、α2，t、α3，t的變化情況，具體如圖1、圖2、圖3所示。

根據(jù)式（7），城鎮(zhèn)居民收入水平的系數(shù)為0.885，且在1%的水平顯著，表明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每提高1%，將帶動城鎮(zhèn)居民消費支出提高0.885%，這與以往大量研究得到的城鎮(zhèn)居民收入水平對消費支出水平有顯著正向推動作用的結論非常類似。由圖1可知，1996-2011年城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)存在明顯的波動特征，且這種波動基本表現(xiàn)在1996-2004年期間，2004年以后該彈性系數(shù)呈平穩(wěn)增加，但增幅很小。在1996-1999年期間，我國城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)呈顯著增加趨勢，產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因在于20世紀90年代是我國消費增長的初步加速期，隨著“九五計劃”的不斷推進，國民經(jīng)濟不斷增長，人民生活水平不斷提高，小康社會不斷發(fā)展，尤其是國內市場消費水平明顯提升。而消費市場的崛起為我國流通業(yè)的發(fā)展提供了強大動力，由于流通業(yè)的發(fā)展促進國內消費品市場的不斷擴張，因而能進一步推動城鎮(zhèn)居民消費支出的增長。但是，1999-2001年期間，我國城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)呈顯著降低趨勢，原因很可能是1997年亞洲金融危機帶來的滯后性影響阻礙了我國城鎮(zhèn)消費零售的快速增長，進而影響了城鎮(zhèn)消費零售市場擴張對城鎮(zhèn)消費水平的促進作用。在2001-2004年期間，我國城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)呈“N”型波動特征，原因可能是這段期間我國消費零售市場在新一輪改革中不斷調整。2004年以后，我國城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)基本穩(wěn)定，表明城鎮(zhèn)消費零售市場已不斷成熟，對城鎮(zhèn)消費水平的影響也基本穩(wěn)定下來。圖4描繪了城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的貢獻率（貢獻率計算公式為：δ = α1，t×100×（SELt/ SELt-1 - 1），其中，δ為貢獻率，SELt為t期社會消費品零售額，α1，t為城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的彈性系數(shù)），從中可以發(fā)現(xiàn)，整個樣本期間城鎮(zhèn)消費零售規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的貢獻率與彈性系數(shù)的變化趨勢基本保持一致。

由圖2可知，我國城鎮(zhèn)流通業(yè)勞動規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費支出的彈性系數(shù)呈現(xiàn)波動上升趨勢，說明我國城鎮(zhèn)流通業(yè)勞動規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的影響正婉轉式地提高。但是，從圖4也可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)流通業(yè)勞動規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費水平的貢獻率并沒有出現(xiàn)類似變化，在2007年以前基本呈零點附近波動趨勢，原因可能在于城鎮(zhèn)流通業(yè)從業(yè)人員的統(tǒng)計口徑發(fā)生變化，從表1的數(shù)據(jù)也可以看出，1996-2006年從業(yè)人員規(guī)模不斷縮小。由圖3可知，我國城鎮(zhèn)流通業(yè)資本規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費支出的彈性系數(shù)呈現(xiàn)“兩端平緩中間波動”的趨勢。尤其是在1996-1999年期間，城鎮(zhèn)流通業(yè)資本規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費支出的彈性系數(shù)趨于零，原因可能在于改革開放初期政府對流通業(yè)投資重視度不夠，以致流通業(yè)投資對象較為單一，投資效率低下。但1999-2005年期間該彈性系數(shù)的波動很大，原因可能是政策的調整使得流通業(yè)投資不斷提高，但由于流通業(yè)自身基礎設施薄弱，發(fā)展環(huán)境沒有達到理想狀態(tài)，致使其投資效率發(fā)揮不穩(wěn)定。

（二）農村層面

根據(jù)式（6），采用卡爾曼濾波方法對城鎮(zhèn)層面的數(shù)據(jù)進行實證檢驗，結果如下：

α1，t = α1，t-1，α2，t = α2，t-1，α3，t = α3，t-1 （8）

其中，α1，t、α2，t、α3，t的最終狀態(tài)估計值分別為0.299、0.038和0.059。根據(jù)狀態(tài)空間模型的回歸結果可知，各個變量對城鎮(zhèn)居民消費水平也均有較顯著的影響。為了更清晰地分析流通業(yè)各個變量對農村居民消費水平的動態(tài)影響，根據(jù)式（8）的回歸結果，給出時變參數(shù)α’1，t、α’2，t、α’3，t的變化情況，具體如圖5、圖6、圖7所示。

根據(jù)式（8）可知，農村居民人均可支配收入每提高1%，將帶動農村居民消費支出提高0.718%。由圖5可知，農村消費零售規(guī)模對農民消費水平的彈性系數(shù)存在明顯波動特征，尤其表現(xiàn)在1996-2006年期間，在2006年以后該彈性系數(shù)基本趨穩(wěn)。在1999年和2002年該系數(shù)均達到波峰，這與城鎮(zhèn)的情況基本類似。由圖6可知，我國農村流通業(yè)勞動規(guī)模對農民消費支出的彈性系數(shù)呈現(xiàn)“先波動后趨穩(wěn)”的特征，在2002年和1999年分別達到波峰和波谷。2005年以后，該系數(shù)基本穩(wěn)定，表明農村流通業(yè)勞動規(guī)模對農民消費支出的影響趨穩(wěn)。由圖7可知，我國農村流通業(yè)資本規(guī)模對城鎮(zhèn)居民消費支出的彈性系數(shù)呈“U型”變化，且在2007年以后，該系數(shù)基本趨穩(wěn)，表明農村流通業(yè)資本規(guī)模對農民消費支出的影響也趨于穩(wěn)定。綜合觀察城鎮(zhèn)和農村該系數(shù)的變化特征可知，兩者均于2007年以后趨于平穩(wěn)，表明我國流通業(yè)資本環(huán)境改革對消費的促進作用在城鄉(xiāng)基本保持同步。

綜上所述，本文利用狀態(tài)空間模型的框架，實證檢驗了我國城鎮(zhèn)和農村流通業(yè)增長對消費經(jīng)濟的動態(tài)影響。綜合實證結果得到結論如下：城鎮(zhèn)和農村流通業(yè)發(fā)展對消費經(jīng)濟的影響均存在時變特征；城鎮(zhèn)、農村消費零售規(guī)模對消費經(jīng)濟的影響均存在明顯波動，且波動特征類似；城鎮(zhèn)、農村流通業(yè)勞動規(guī)模對消費經(jīng)濟的影響存在明顯不同的變化特征，其中城鎮(zhèn)為波動上升趨勢，農村為中間波動兩端持穩(wěn)；城鎮(zhèn)和農村流通業(yè)資本規(guī)模對消費經(jīng)濟的影響雖然存在差異，但基本同時趨于穩(wěn)定。

參考文獻：

1.李駿陽，包偉，夏禹鋮.流通業(yè)對農村居民消費影響的實證研究[J].商業(yè)經(jīng)濟與管理，2011（11）

2.丁凡凡.流通業(yè)發(fā)展與居民消費關系研究[D].首都經(jīng)濟貿易大學碩士學位論文，2012

3.Mats V.Subspace-based state-space system identification[J].circuits systems signal. Processing，2002，21（1）

篇9

國民經(jīng)濟相關論文范文一：房地產(chǎn)經(jīng)濟對中國國民經(jīng)濟增長的作用

摘要：通過上述分析可以發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)經(jīng)濟是我國國民經(jīng)濟的重要組成部分，其自身增長對國民經(jīng)濟持續(xù)提升具有重要的意義，當其發(fā)生較大波動時會致使國民經(jīng)濟同樣發(fā)展較大振幅，所以國家應針對性的對房地產(chǎn)經(jīng)濟進行控制，使其在平穩(wěn)發(fā)展的同時創(chuàng)造更多的經(jīng)濟利益，以此保證社會正常發(fā)展和國民經(jīng)濟生活水平的提升。

關鍵詞：房地產(chǎn)經(jīng)濟;中國;國民經(jīng)濟

前言:

近年來雖然國家對房價進行了適當?shù)目刂?，但隨著城市規(guī)模的不斷擴大和居民生活水平的快速提升，房地產(chǎn)業(yè)一直處于較活躍的狀態(tài)，而房地產(chǎn)經(jīng)濟以房地產(chǎn)業(yè)為核心，是與其相關的生產(chǎn)、開發(fā)投資、消費等經(jīng)濟活動所產(chǎn)生的經(jīng)濟關系，是房地產(chǎn)經(jīng)濟關系與其自身生產(chǎn)力的結合體，由此可見房地產(chǎn)經(jīng)濟是我國的國民經(jīng)濟的組成部分，其自身波動對國民經(jīng)濟的增長必然會產(chǎn)生影響。

一、房地產(chǎn)開發(fā)投資對中國國民經(jīng)濟增長的作用

房地產(chǎn)開發(fā)投資即房地產(chǎn)業(yè)所有開發(fā)法人單位所投資開發(fā)的房屋建筑物、配套基礎服務設施及相關的土地開發(fā)工程及土地購置等方面的資金支出，每一方面根據(jù)具體的房地產(chǎn)用途及功能又可以細分，目前統(tǒng)計調查法是房地產(chǎn)開發(fā)投資主要采取的辦法，由于全社會固定資產(chǎn)投資包括某時間段內社會建造和購置的固定資產(chǎn)超出500萬元以上的費用，所以房地產(chǎn)開發(fā)投資是其組成部分，據(jù)相關資料顯示1986年至1995年房地產(chǎn)開發(fā)投資占全社會固定資產(chǎn)投資的比重由3.2%上升至15.7%，處于快速增長的態(tài)勢，1996年至2000年雖受到國家政策的影響，但在短暫下降后仍出現(xiàn)明顯的上升趨勢，恢復至15%，截止2014年其比重一直穩(wěn)定在17%左右，而其對全社會固定資產(chǎn)投資發(fā)展的貢獻率雖在1986年至1996年由7.7%下降至負值，但1996年以后貢獻率迅猛提升，至1999年達歷史最高峰值33.8%，近年來雖受金融危機影響，但仍有快速回轉的趨勢，所以其對全社會固定資產(chǎn)投資的增長具有重要的意義，通過間接計算，可以發(fā)現(xiàn)其對國民經(jīng)濟增長也有重要意義[1]。

二、房地產(chǎn)生產(chǎn)對中國國民經(jīng)濟增長的作用

房地產(chǎn)生產(chǎn)主要指房地產(chǎn)業(yè)及其相關行業(yè)的生產(chǎn)活動，據(jù)我國行業(yè)分類標準顯示，房地產(chǎn)業(yè)主要包括以房地產(chǎn)為對象的開發(fā)經(jīng)營、物業(yè)管理、中介、自有經(jīng)營及特殊房地產(chǎn)五方面主體的生產(chǎn)活動，其每方面又可根據(jù)自身的性質及規(guī)模進行細分，屬于我國的第三大產(chǎn)業(yè)，而房地產(chǎn)生產(chǎn)增加值是我國國民生產(chǎn)總值的重要組成部分，是衡量我國居民居住水平的重要標準，由于居民自有住房和租賃住房之間的比率在同一國家不同時期及不同國家同一時期具有較大的差異，所以在針對房地產(chǎn)增長值計算時應結合居民自有住房服務的總產(chǎn)出和其實際的增長值等數(shù)據(jù)，增長值可直接由參與房地產(chǎn)生產(chǎn)活動的主體的具體勞動者報酬、生產(chǎn)稅凈額、固定資產(chǎn)折舊、營業(yè)盈余疊加計算獲取，而居民自有住房主要由其虛擬折舊決定，據(jù)相關資料顯示，目前我國城鎮(zhèn)住房折舊率在2%左右，農村在3%左右，而經(jīng)計算可以看出近年來房地產(chǎn)生產(chǎn)增長值一直處于快速提升的狀態(tài)，而且占國民生產(chǎn)總值的比重也呈上升趨勢，如1978年80億，占同年國民生產(chǎn)總值的2.2%，2014年達33299億，占同年國民生產(chǎn)總值的6.0%，這與市場經(jīng)濟體制參與居民住房條件消費的經(jīng)濟體制有必然的關系，如果將1978年以后房地產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)增加值代入房地產(chǎn)業(yè)增長值對經(jīng)濟增長率的計算公式房地產(chǎn)業(yè)不變價增長值/不變價國民生產(chǎn)總值100%，可以發(fā)現(xiàn)1979年為1.7%，2000年為2.4%，2014年為4.3%，其整體呈現(xiàn)出穩(wěn)定的上升趨勢，已經(jīng)成為推動國民經(jīng)濟上升的重要動力[2]。而房地產(chǎn)相關產(chǎn)業(yè)主要指房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需的建筑材料產(chǎn)業(yè)，如鋼筋水泥業(yè)等;居民住宅性消費，如家電業(yè);居民住宅服務，如物流業(yè)、金融業(yè)等，據(jù)資料顯示，2012年房地產(chǎn)業(yè)開發(fā)投資拉動相關產(chǎn)業(yè)增長值近43840億元，對同年國民生產(chǎn)總值的貢獻率近24%，由此可見房地產(chǎn)生產(chǎn)中不論是房地產(chǎn)業(yè)自身還是其相關產(chǎn)業(yè)的增漲值都推動了國民經(jīng)濟的增長。

三、房地產(chǎn)消費對中國國民經(jīng)濟增長的作用

房地產(chǎn)消費即居民正常的生產(chǎn)、生活用房消費及與之相關的服務消費的總和，由于居住環(huán)境是居民生活中不可或缺的組成部分，所以房地產(chǎn)消費在居民消費中占有較大份額，隨著住房制度的改革和國民經(jīng)濟生活水平的提升，我國城鄉(xiāng)新建住房面積不斷增加，例如城鎮(zhèn)新建住房面積1978年改革開放時，其總數(shù)量只有3800萬m2，到2000年其總數(shù)上升到近5.5億m2，截至2014年以達到36.3億m2，農村新建住房面積在1978年改革開放時，其總數(shù)量只有1億m2，到2000年其總數(shù)上升到近6.5億m2，截至2014年以達到39.2億m2，1978年，我國人口有近10億，2000年我國人口近13億，2014年我國人口有13.2億，經(jīng)過計算可以發(fā)現(xiàn)，改革開放以后，我國人均住房面積得到較大幅度的提升，居民住房條件得到改善，這在一定程度上會推動國民經(jīng)濟增長[3]。另外，從居民消費支出結構中房地產(chǎn)消費占總消費支出的比重角度看，居民房地產(chǎn)消費主要包括購房、租房、住房維修、水電煤氣及其他相關支出，據(jù)相關資料顯示，2008年至2014年，居民房地產(chǎn)消費在居民總消費中的比重穩(wěn)定于17%，占支出法國民經(jīng)濟的6%左右，2008年以后至今，居民房地產(chǎn)消費支出對國民經(jīng)濟增長的貢獻率分別為2009年4.1%，2010年2.6%，2011年2.8%，2012年3.2%，2013年3.3%，2014年2.9%，由此可見2008年以后我國居民房地產(chǎn)消費支出對國民經(jīng)濟增長的貢獻率相對比較穩(wěn)定，如果將房地產(chǎn)開發(fā)投資形成的固定資本與房地產(chǎn)消費所創(chuàng)造的經(jīng)濟值疊加，那么其對國民經(jīng)濟中增長的貢獻率將更大[4]。

結論:

通過上述分析可以發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)經(jīng)濟是我國國民經(jīng)濟的重要組成部分，其自身增長對國民經(jīng)濟持續(xù)提升具有重要的意義，當其發(fā)生較大波動時會致使國民經(jīng)濟同樣發(fā)展較大振幅，所以國家應針對性的對房地產(chǎn)經(jīng)濟進行控制，使其在平穩(wěn)發(fā)展的同時創(chuàng)造更多的經(jīng)濟利益，以此保證社會正常發(fā)展和國民經(jīng)濟生活水平的提升。

參考文獻

1、網(wǎng)絡經(jīng)濟對國民經(jīng)濟影響的經(jīng)濟學分析姜巍浙江大學2003-11-15

2、國民經(jīng)濟學課程教學模式改革探析包學雄;廣西民族大學學報(哲學社會科學版)2006-10-15

國民經(jīng)濟相關論文范文二：國民經(jīng)濟核算宏觀經(jīng)濟管理論文

摘要：地區(qū)間貨物及服務的流入流出問題是很多的核算人員關注的一個焦點。它主要涉及到支出法計算GDP核算的一個準確性問題。

關鍵詞：宏觀經(jīng)濟管理;國民經(jīng)濟

一、國民經(jīng)濟核算對宏觀經(jīng)濟管理具有重要支撐作用

(一)國民經(jīng)濟核算的經(jīng)濟形勢分析價值

國民經(jīng)濟核算信息對國民消費支出的貢獻作用。反映國民消費支出的指標有很多，如居民最終消費占GDP中的比重、勞務支出指標等。這些指標數(shù)據(jù)可以有效的作為國民消費支出核算的原始數(shù)據(jù)，有很強的參考價值，能夠很好的反映我國居民的消費水平。另外，消費核算信息可以很好的反映居民消費中的構成比例，如食品以及通信類的支出份額。有了這種信息，就可以更好的倡導居民進行適當?shù)南M支出，從而擴大內需，促進經(jīng)濟穩(wěn)步增長。國民經(jīng)濟核算信息的詳實科學，能夠促進我國的稅務改革，了解當下消費熱點，樹立居民理性科學的消費觀。核算信息對宏觀經(jīng)濟管理中居民的儲蓄與投資有很大的貢獻作用。在國民經(jīng)濟中，投資儲蓄率、固定資本形成總額、庫存增加等指標，可以很好的分析當前的各種貨幣供給與需求狀況，了解我國的居民儲蓄在國內儲蓄中的地位，以及儲蓄對投資的貢獻率。在這種情況下，就可以很直觀的了解政府投資與居民投資的比例關系，更科學的實施貨幣政策與財政政策。實際上，儲蓄、投資、稅收是聯(lián)系很密切的三個環(huán)節(jié)，對儲蓄與投資信息的嚴格審讀，有助于稅務部門采取相應的應對措施，制定合理的稅收政策。除此之外，儲蓄的變化狀況還可以反映我國公有制經(jīng)濟的發(fā)展狀況以及相關的住房制度和醫(yī)療制度的改革成果。比如，在1991-1999年短短的9年間，我國城鄉(xiāng)居民的儲蓄傾向增長超過40%、農村居民的儲蓄傾向增長超過120%。

預期心理對消費需求的制約作用是顯而易見，分析其深層次原因：工人就業(yè)狀況糟糕、醫(yī)療制度以及住房制度不夠完善導致居民對未來隱憂加劇而讓銀行儲蓄增加。對此，相關的部門對我國的各個體制進行了適度的改革，讓居民放心消費。雖然，我國的社保制度不夠完善，這種局面在短時間內不可能得到很大的改善。但是，畢竟居民的消費心理需求有了適當?shù)奶岣?。國民?jīng)濟的核算，可以讓統(tǒng)計部門與政府部門有很好的參考依據(jù)，各個職能部門也據(jù)此制定出更加科學合理的政策，從而促進我國居民儲蓄與投資的良性發(fā)展。國民經(jīng)濟核算信息可以讓收入分配更加的科學合理。國民經(jīng)濟的循環(huán)是一個系統(tǒng)而長期的過程，生產(chǎn)只是一個階段，對于最終成果的消費才是目的。不過，成果的消費并不是生產(chǎn)者一個人享有，而是要經(jīng)過分配與交換的多個環(huán)節(jié)，才到達消費者手中。而國民經(jīng)濟的核算就是要對消費品在分配與交換的各個環(huán)節(jié)進行統(tǒng)計與核算，這其中也包括對最終產(chǎn)品的使用情況。國民經(jīng)濟的核算可以讓收入的分配更加的高效與科學，提升人們生產(chǎn)的積極性，促進社會公平與正義，讓全體人民共享改革開放的經(jīng)濟成果。收入分配與國民經(jīng)濟核算的框架要清晰合理，收入的分配要分層展開，有次序的進行。為了讓收入的分配更加的科學合理，核算的信息應該包含更多的機構部門，應用SNA在核算整個收入分配時，就應該按照初次分配與再次分配兩個階段進行。在收入分配增長動態(tài)分析的基礎上，可以讓宏觀收入分配的結構更好的得到調整，初次分配可以讓收入結構得到很好的轉移，調整個人可支配收入的結構狀況。國民經(jīng)濟核算一定程度上影響了我國對外與對內經(jīng)濟政策的制定。國民經(jīng)濟核算一定程度上影響到了我國在世界上享有的經(jīng)濟待遇與政治待遇，也就間接的影響到了我國對內對外經(jīng)濟政策的制定。例如，聯(lián)合國根據(jù)連續(xù)六年的國民生產(chǎn)總值和人均國民生產(chǎn)總值來決定一個國家的會費;世界銀行業(yè)根據(jù)相應的人均國民生產(chǎn)總值來決定一個國家能否享受到相應的優(yōu)惠待遇。所以，國民經(jīng)濟核算還深層次的影響到了我國的國際影響力，也間接影響到了我國與外國的經(jīng)濟往來。

(二)國民經(jīng)濟核算的投入產(chǎn)出分析價值

國民經(jīng)濟核算對投入產(chǎn)出分析的貢獻很大。也有相應的投入產(chǎn)出方法，用于國民經(jīng)濟的核算。投入產(chǎn)出方法又稱為投入產(chǎn)出分析，以一定的國民經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分類為基礎，結合比例系數(shù)與結構分析，從數(shù)量上研究經(jīng)濟系統(tǒng)內部各個部門之間的關系。最后利用相關的經(jīng)濟模型來分析國民經(jīng)濟結構以及原因和影響。投入產(chǎn)出的方法在國民經(jīng)濟的核算中有一個漫長的歷史。1950年，投入產(chǎn)出分析第一次被建議納入到國民經(jīng)濟核算體系中。1968年，SNA就吸納了投入產(chǎn)出分析法。1993年，SNA就把投入產(chǎn)出納入到了整個核算體系。實際上，我國的投入產(chǎn)出分析研究有五十余年的歷史了。1974年，我國就編制出了第一張實物性的投入產(chǎn)出表，涵蓋了61種產(chǎn)品。20世紀80年代末，我國更是編制出了大型的1987年投入產(chǎn)出表。2004年，2002年投入產(chǎn)出表的編制更是讓投入產(chǎn)出的核算方法上了一個嶄新的臺階。投入產(chǎn)出表考慮了兩個很重要的因素，就是投入來源與使用去向，是一種棋盤式的平衡表。它可以很好的反映國民經(jīng)濟各個部門的投入與產(chǎn)出，同時能夠很準確的表明投入的來源與產(chǎn)出的去向。另外，對于各個部門之間很復雜的技術經(jīng)濟關系，投入產(chǎn)出表也能夠很好的把握。投入產(chǎn)出表的樣式多樣，分類齊全，結構清晰明了。如實物性與價值型投入產(chǎn)出表，就充分考慮了計量單位的特點，便于審核統(tǒng)計工作。另外，也有根據(jù)地域劃分的投入產(chǎn)出表，如全國投入產(chǎn)出表與地方投入產(chǎn)出表。投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)結構表，可以直觀地反應國民經(jīng)濟各個部門之間的關系，廣泛應用于經(jīng)濟分析中。對稱性投入產(chǎn)出表用于預測和制定計劃。因此，被廣泛應用于各個領域。

(三)國民經(jīng)濟核算對宏觀經(jīng)濟效益分析的貢獻價值

宏觀經(jīng)濟效益能夠很好的反映各個產(chǎn)業(yè)的投入與產(chǎn)出之間的關系，受到行業(yè)的高度關注。在當今的經(jīng)濟發(fā)展狀況下，很多人片面的追求經(jīng)濟的增長，一味追求GDP的量與速度，卻忽視了對環(huán)境的保護。因為，在宏觀經(jīng)濟的背景下，國內生產(chǎn)總值GDP可以很好的衡量社會總產(chǎn)出。一定的情況下，GDP的數(shù)字越大，就代表這個國家的產(chǎn)品以及服務的增加值就越大。目前，在國民經(jīng)濟的核算中，很多的人意識到了不能一味的以財富數(shù)字的增長來衡量GDP。如果犧牲了環(huán)境與浪費掉了大量的資源，雖然換取了經(jīng)濟財富的增長，GDP指數(shù)的上升。但是，GDP并不體現(xiàn)資源的掠奪以及對環(huán)境的破壞。實際上，這種GDP的數(shù)字是一個虛假的數(shù)字，過度的夸大了財富，卻忽視了對成本的折算。鑒于此，一味的追求財富GDP的增長不是一個很明智的辦法，要考慮環(huán)境與資源的因素，減去相應的成本。很多年前，就有學者提出了綠色GDP這樣一個概念，隨著人們環(huán)保意識的提高，綠色國民經(jīng)濟核算也是受到了人們的高度重視。這一個綠色GDP概念的產(chǎn)生，是人們思想觀念轉變的結果，也是人們在權衡了環(huán)保與經(jīng)濟發(fā)展兩者關系以及利弊后的一個結果。

二、國民經(jīng)濟核算是宏觀經(jīng)濟分析及宏觀經(jīng)濟模型建立的基礎

在宏觀的經(jīng)濟管理中，涉及到很多的統(tǒng)計數(shù)據(jù)以及模型，而國民經(jīng)濟核算就可以為這種數(shù)理統(tǒng)計以及模型的搭建提供范本和奠定基礎。作為基本框架，國民經(jīng)濟核算確定了很多宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計的基本概念、指標設置以及基本分類。這樣的功能讓經(jīng)濟統(tǒng)計成為一個有機的整體，大大的提高了宏觀經(jīng)濟分析的效率，增強了其應用功能。

三、國民經(jīng)濟核算是一種科學的制定與檢驗國民經(jīng)濟的方法

國民經(jīng)濟計劃涉及到很多的宏觀經(jīng)濟指標，這些經(jīng)濟指標所反映的現(xiàn)象，不是一個個孤立的個體，而是相互之間有著千絲萬縷的內在經(jīng)濟聯(lián)系。為了更好的遵循經(jīng)濟發(fā)展的客觀規(guī)律，計劃與規(guī)劃的指標數(shù)量也必須滿足這種經(jīng)濟聯(lián)系。國民經(jīng)濟核算的手段非?？茖W，也正反應了這種內在的經(jīng)濟關系。因而，國民經(jīng)濟核算是一種科學的制定與檢驗國民經(jīng)濟的方法。

四、目前我國國民經(jīng)濟核算存在的問題及改善方法

地區(qū)間貨物及服務的流入流出問題是很多的核算人員關注的一個焦點。它主要涉及到支出法計算GDP核算的一個準確性問題。此外，近年來，我國的第三產(chǎn)業(yè)獲得了很大的發(fā)展。很長一段時間，我國的統(tǒng)計部門缺乏服務業(yè)統(tǒng)計報表制度，統(tǒng)計制度有待進一步的完善，主要表現(xiàn)在核算的方法單一，缺乏多元化。另外，因為缺乏年度財務統(tǒng)計，推算系數(shù)使用時間過長。針對流入流出核算等長期估算和推算問題，要從根源上解決這個問題。核算人員應該考慮國家各個部門的實際核算狀況，協(xié)調好各個部門之間的關系，要根據(jù)國民經(jīng)濟各個系統(tǒng)的不同，核算實際狀況的差異，自上而下的提出相關的要求。當?shù)氐拈L駐單位要向統(tǒng)計部門提供相關的統(tǒng)計報表與財務指標，解決上級部門的資料供應問題。此外，加強完善服務業(yè)的統(tǒng)計工作，高度重視服務業(yè)統(tǒng)計中出現(xiàn)的難題。服務業(yè)市場增加值核算分為市場產(chǎn)出、自給性產(chǎn)出、非市場產(chǎn)出三個部分。關于市場產(chǎn)出，如金融保險產(chǎn)業(yè)，應該建立起它的財務指標統(tǒng)計制度。對于自給性產(chǎn)出和非市場產(chǎn)出，要積極的研究改善統(tǒng)計工作的方法，運用多元化的數(shù)據(jù)搜集方式，讓數(shù)據(jù)更好的反映服務業(yè)的發(fā)展狀況。

參考文獻

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何謂政府成本？我國管理學家何翔舟教授提出政府成本理論時給出的概念界定是：政府成本是政府行政過程中所發(fā)生的各種直接費用和開支，及其在管理社會活動中所引發(fā)的現(xiàn)今和未來一段時期內社會直接的、間接的負擔；這些直接的或間接的費用開支和負擔是可以通過政府的優(yōu)化決策和行政管理行為加以適當控制的。我國學界在政府成本方面的研究雖然起步較晚，但也出現(xiàn)了一批很有深度、很有分量并能夠充分體現(xiàn)社會價值的成果。其中，何翔舟教授在2001年第7期《中國行政管理》發(fā)表了《論政府成本》（《新華文摘》曾全文轉載）一文，初步建立了政府成本理論，此后他又承擔了國家自然科學基金委員會立項的“政府管理活動中的風險成本問題實證研究”，并先后在多家重要學術期刊發(fā)表了《行政成本及其治理》、《公共事物的高成本運作及其民營化改革》等研究論文，出版了《政府管理半徑及其成本的研究》、《政府決策的機會成本問題研究》、《政府成本論》（合著）。此外，郭正平在當代音像出版社出版的《地方政府運行成本控制與核算實務》，賀新宇在中國社會科學出版社出版的《重塑公共管理的基本職能》等等，都是近年來研究政府成本的重要成果。在此前后，一批學者包括經(jīng)濟學家、管理學家、社會學家和政府公務員紛紛從不同的角度討論政府管理成本問題，發(fā)表了不少高質量的論文。

縱觀已有的研究成果，可以看出，對一些重要問題，學者們也有不同的理解。有的學者是從建立服務型政府、責任型政府以及和諧社會角度考慮的政府成本。如何翔舟教授認為，政府在管理社會活動中所引發(fā)的現(xiàn)今和未來一段時期內社會直接的、間接的負擔，可以通過政府的優(yōu)化決策和行政管理行為加以適當控制，并從政府組織與管理社會的基本職能、政府“生產(chǎn)”與政府成本的轉嫁、控制政府成本等方面進行了論證。樊剛教授在一次學術研討會上的發(fā)言中也認為政府成本決定區(qū)域競爭力，并把政府效率、服務水平等與政府成本聯(lián)系起來分析。從目前情況看，國內多數(shù)學者認同上述觀點。

還有一些學者，是從政府行政支出的角度認識政府成本的。他們認為，政府所要關心的是自身在行政活動中的物質損耗情況，通過對自身組織的約束或自律，規(guī)范自己的收支。這樣，政府成本就是政府最終消費支出的大小，研究政府成本要解決的核心問題就是如何用會計方法、審計方法來規(guī)范行政管理經(jīng)費。