消費支出論文大全11篇

緒論：寫作既是個人情感的抒發，也是對學術真理的探索，歡迎閱讀由發表云整理的11篇消費支出論文范文，希望它們能為您的寫作提供參考和啟發。

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2整合教學內容，重視教材的選擇

為滿足非會計類專業對“基礎會計”課程教學目標的需要，必須調整“基礎會計”及相關知識的教學內容。鼓勵編寫結合各專業特點的校本教材，需遵循的基本原則是減少會計理論教學，增加會計業務知識的教學。具體包括以下三個部分：第一：會計基礎知識

1）會計核算原則

此部分介紹會計核算的基本原理，是學習會計的基礎，是會計的語言一定要掌握，才能理解和學會使用會計的思維去理解會計。

2）會計基本等式

會計有兩個基本等式，由其根據權責發生制引出資產負債表，損益表的編制原理，區別在收付實現制下的現金流量表的理解。

3）會計核算方法

會計核算方法就是科目、帳戶和帳簿。在此不需要介紹很詳細如何進行會計核算，只是介紹其基本使用方法就可以了。第二：銀行支付結算方法重點介紹同城的支票、銀行本票的結算方式。一般介紹異地的銀行匯票、托收承付、匯兌的結算方法，以及票據的認知和使用。任何企業在實際工作中都會與銀行打交道，通過實訓讓學生了解各種票據在企業與銀行間的流動和使用方法。第三：稅收籌劃著重介紹三大流轉稅：增值稅、營業稅、消費稅的籌劃與交納。特別要介紹營改增的內容。一般介紹所得稅和其他的常用稅種。第四：會計報表分析

1）會計報表結構

介紹資產負債表、利潤表和現金流量表三大主要報表的結構和側重點。強調權責發生制與收付實現制下如何理解這三大報表。

2）會計報表常用分析方法

那就是比較分析方法和主要比率法。從而了解企業的償債能力、變現能力等指標。

3改進教學方法，滿足學生多樣化需求

如果教師對會計知識與非會計專業的內在聯系認識不清，不同的專業采用同一個教案，放一放同一個PPT,對教學對象所學專業內容，如國際貿易、電子商務、物流管理、市場營銷、商務英語、等不同專業缺乏必要的了解，就難以把握會計對于各種專業的作用，只能就會計論會計，直接損害了學生學習的積極性、主動性與創新性。除了必要的課堂講授外，建立以學生為主體、教學方法靈活多樣、教學手段與時俱進、培養途徑開放的全新的教學模式，理論聯系實際，強化實踐性教學。本文以銀行支付結算方法為例，談談這個章節的教學過程。

1）教學目標

了解銀行七種支付方法的使用和異同

2）同城使用的支付方法

支票、銀行本票異地使用的支付方法：銀行匯票、托收承付、匯兌同城異地均可使用的方法：商業匯票、委托收款通過演示教學方式，借助多媒體教學手段，制作生動活潑，直觀的教學課件，講述銀行支付結算方法，注意事項。

3）分組實訓

將一個班級的學生分成七個小組，每個小組分發一種銀行結算票據，對學習中的問題隨時展開討論，有利于培養學生的團隊協作精神，營造良好的學習氛圍。

4）交流總結

每組成員將每個結算票據的結算方法進行演示和介紹，教師需要點評學生的實訓情況，指出各組討論分析結論中的優缺點，最后總結歸納正確的結論。以組為單位進行評分，由小組成員分享，計入平時考核成績。

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消防大隊的經費支出管理，主要是按照批準的預算（經費收支計劃），經過經費支出交換物資的過程，保障各項任務的完成。遵循經費支出原則，嚴格經費支出流程審核是確保經費支出正確、合理的有力保障，可以最大程度的發揮經費的使用效能。試就經費支出的原則和業務流程透析基層消防部隊經費的使用管理。

1.經費支出的原則

1.1執行預算（經費收支計劃）。經費支出應堅持先預算再支出的原則，且預算經費來源也已確定，能夠得到充足保障。反之，預算中沒有列入的項目，就沒有經費保障，自然不能辦理借款、預支、報銷等經費支出業務。

1.2保證火場?；饒龅慕涃M保障一般可通過猜測列入預算，但一些重、特大火場和搶險救援的開支，往往是不可猜測的，也就不可能列入預算。這是消防部隊的職能、性質決定的。對重、特大火場和搶險救援事故現場這種具有戰斗性質的非凡經費開支應采取先支出經費保障滅火戰斗和搶險救援任務的完成，后辦理調整預算、追加經費支出指標的手續，決不能以沒有經費支出預算而貽誤戰機。

1.3壓縮消耗。消防大隊的經費開支大部分是行政消耗性支出，經費支出應以生成、提高戰斗力為前提，合理計劃，盡量壓縮日常消耗品支出，提高經費使用效益。

1.4恪守權限。按照公安部消防局《有關經費審批權限的規定》，大隊一級的經費開支審批權限為摘要：200元以下開支由財務人員根據預算（計劃）和有關標準制度審核，大隊分管領導審批；200元至500元以下開支由財務人員根據預算（計劃）和有關標準制度審核，大隊分管領導提請大隊黨委（總支）審批；500元以上開支，按上述程序審核，由大隊黨委（總支）提請支隊業務部門同意后，報支隊后勤處審批。經費開支的審批權限規定的很明確，報銷審批程序也很嚴謹，但仍有不少干部亂序、越權審批。這里首先要解決的是熟悉新問題。任何時候都要清醒地熟悉到摘要：權力和責任永遠是相等的，人的人生價值不是用審批權限來衡量的，工作的權力和責任不是個人待遇，按審批程序辦理開支業務是分清經濟責任的重要環節。

2.經費支出的審核

消防大隊的經費支出業務，有貨幣直接支出、貨幣換回物資、經費報銷結算和個別的實物支出四種類型。辦理消防大隊的經費支出業務，財務人員既是經費物資支付的經辦人，又擔負著經濟業務審核復查的職責。作為經辦人，不可能經辦四種類型的全部業務，但作為審核復查人，大隊的所有經濟業務都在其職責范圍以內。下面以審核復查為主線，探詢消防大隊經費支出業務的重點管理環節。

2.1貨幣直接支出業務。消防大隊的經費支出業務，多數屬貨幣直接支出業務，因此，貨幣直接支出業務是大隊經費支出業務的主要業務類型。貨幣直接支出業務又可分為憑票報銷付款，轉賬預付貨款，現金臨時借款和憑票配發實物四種性質不同的業務。在辦理和審核這四種性質不同的貨幣支出業務時，應根據其性質確定不同的側重點。

2.1.1憑票報銷付款。憑票報銷付款是以辦理經濟業務的原始憑證，經過審核、驗收、批準等程序后，直接報銷經費并領取現金或銀行付款票據的業務方式。憑票報銷付款業務方式的性質是本單位的經濟權益和貨幣資產等額減少，表現為本單位自愿承擔該經濟業務的經費支付。憑票報銷付款業務方式的特征是付出的貨幣收回的概率極小，也就是說其經辦人、審核人和批準人防止經濟損失的責任極大。因此，辦理憑票報銷付款業務必須注重以下事項摘要：一是受理業務票據時必須對票據進行嚴格、規范的審查。對經審查發現不合法、不真實、不準確、不完整和不符合報銷程序的票據，不得受理。二是核對預算?？丛摳冻鰳I務是否列入預算，是否超出預算數額。三是對審查合格的票據在支付貨幣時，支付的現金不但要認真清點，而且必須復點，并和收款人當面結清；支付銀行存款開具付款憑證不但要數字準確，而且要收款單位名稱、收款銀行、開戶賬號、填證時間、預留印鑒等情況都要清楚齊全；貨幣支付后在原始憑證上加蓋“現金付訖”或“銀行付訖”戳記。四是對“錢變物”的經濟業務，不但要審查經費支付的票據，還要嚴格審查物品管理的手續資料。夠固定資產標準的，是否辦理了固定資產管理資料；屬庫存物資的，是否辦理了入庫手續；屬在用物資的，是否辦理了驗收責任手續；應入賬核算的物品，要根據原始憑證和有關資料記賬。五是對用憑票報銷的經費清償債券債務關系的綜合業務，要和原債權債務憑證一并審查，仔細結算清楚，假如有收回款項還應按收回款項的數額開給收據，結算結果要在經費結算表上的“結算欄”中填寫清楚。

2.1.2轉賬預付貨款。轉賬預付貨款是在經濟業務沒有完成時提前支付一部分款項，在經濟業務終結時結清所有款項的業務方式。轉賬預付貨款業務的性質是支付經費，但并沒有報銷，使單位形成了債權。表現為本單位貨幣資產減少，而債權資產增加，單位的資產總額沒有變化。轉賬預付貨款業務的特征是債權資產的變現率較低，也就是說要承擔預付的款項能否收回的責任。因此，辦理轉賬預付貨款業務時應注重以下事項摘要：一是嚴格審查付款依據。預付款項有合法的、符合經費支出審批程序文字依據，財務部門才能據以辦理轉款業務。付款依據可能是經濟合同，可能是領導批件，也可能是某項協議。但都必須指明經濟業務的具體內容，如和之發生經濟關系的單位名稱和性質，購貨數量和單價，交貨方式和地點，驗收標準和辦法，結算方式和期限，開戶銀行和賬號，違約責任和處罰等情況。付款依據還必須有收款單位的收據，作為收到款項的證實憑證，不能僅憑文字依據辦理付款業務。二是核對預算。就是看預付款項所辦理的經濟業務是否在年度預算項目之內，不在預算項目之列不能辦理預付款。三是辦理過付款業務的所有憑證資料，要及時整理并編制記賬憑證登記入賬。不能形成“票據抵庫”使賬賬不符或賬款不符。在核算往來款項的“暫付款”科目下，必須按收款單位名稱設置明細科目具體核算債權清算情況。四是在經濟業務結束清算貨款時，先要抵扣預付款，以免形成死賬、呆賬、無頭賬。

2.1.3現金臨時借款?，F金臨時借款業務方式和轉賬預付貨款業務方式的性質、特征基本是一致的，它們的區別在于轉賬預付貨款是由銀行劃轉給債務單位，而現金臨時借款是直接支付現金給個人。辦理現金臨時借款業務應注重的事項摘要：一是憑“借據”付款。借據一式三聯，一聯存根；一聯付款記賬；應交給借款人的一聯，暫押在財務部門作為借款的證實，還清借款后再退給借款人。二是核對預算。沒有列入支出預算的項目不能借款。三是臨時借款要根據“借據”記賬聯，按照借款人姓名在往來款項科目即“暫付款”科目設置明細科目，具體核算債權清算情況。四是借款人辦完經濟業務報賬時，必須先抵扣臨時借款。五是嚴禁“白條抵庫”和借款不入賬的行為發生。

2.1.4憑票配發實物。憑票配發實物業務是大隊憑物資調（支）撥單無償地將庫存物資配發給消防中隊和大隊機關使用。這類業務雖然沒有直接和貨幣資產發生關系，但是，庫存物資也是資產，資產無償地發出必然要引起大隊權益的減少。大隊的庫存物資有自購物資和供給物資兩種來源，自購物資的減少必然要引起大隊有關經費權益的減少；上級供給物資的減少，必然引起“供給基金”的減少。因此，憑票配發實物業務的性質實際上也是大隊資產和權益的等額減少。憑票配發實物業務的特征是“明物暗錢”，受“重錢輕物”思想的影響，輕易忽視管理和核算。在辦理憑票配發實物業務時應注重的事項摘要：一是配發實物必須開具正規的物資調（支）撥單。物資調（支）撥單最少一式四聯，一聯存根；一聯大隊財務記賬；一聯中隊司務長記賬；一聯倉庫保管員記實物賬。不得無票發物，也不得打白條領物。二是分清“自購物資”和“供給物資”。大隊的庫存物資是流動實物資產，作為資產必然有其來源。自購物資的來源是用“銀行存款”這一流動貨幣資產換回的流動實物資產，雖然其經費已從銀行支付了，但并沒有報銷，實物資產無償地發出形成減少，按照借貸相等的原則必須找出權益減少的對象。因為大隊的自購物資是用大隊的經費購買的，只能在大隊把握的有關經費中報銷無償發出的實物資產；供給物資的來源是上級無償調撥，大隊并沒有支付經費而增加了實物資產，當時實物資產入庫時就按照借貸必相等的原則，給其確定了一個來源科目即“供給基金”，因此，對供給物資配發使用時形成減少，必然同時等額減少“供給基金”科目。三是對發出的實物資產既要登記經費賬，又要登記物資賬，還要做到賬賬相符。四是每次配發業務辦完后，要及時清點盤庫，檢查核對發出物資業務的準確程度，切實做到賬實相符。

2.2貨幣換回物資業務。消防大隊的貨幣換回物資業務，就是通過支付銀行存款或庫存現金購回庫存物資，把貨幣資產變成了實物資產，其權益并沒有發生實質性的變化，也就是說其經費并沒有報銷。

貨幣換回物資業務在基層單位的業務量較少，但卻是管理上易出現新問題的部位。其原因主要是領導等管理人員思想熟悉和觀念存在偏差，認為經費支出后已報賬，物品長短和自己已經無責任。這種思想就是熟悉不到貨幣資產變成實物資產后，其經費并沒有報銷，仍然還是掛在賬上的。因此，辦理貨幣換回物資業務必須注重以下事項摘要：

2.2.1嚴格控制物資管理定額。物資管理定額主要包括兩部分內容摘要：一是庫存物資限量。就是大隊庫存的各種物資不應超過的數量定額。超過限量存放物資，最易發生物資的積壓、損壞，最終造成經費的浪費，因此，基層大隊應盡量少購置庫存物資，庫存物資能夠保障部隊正常的物資保障即可。二是庫存物資限額。就是大隊庫存的各種物資總計不得超過經費定額。超過物資定額購置存放物資，不但易造成物資的積壓浪費，而且還會造成影響各項經費保障的嚴重后果。

2.2.2嚴格執行單位綜合預算。大隊的預算不是僅僅對經費而言的，大隊的庫存物資也是大隊預算的主要內容之一。有的預算支出項目發出庫存物資就可把預算支出保障項目完成，有的預算支出項目既要支出經費，還要發出物資才能完成保障任務。因此，用預算既控制經費管理，同時控制物資管理，是一種綜合管理行為，其效益肯定高于單項管理效益。

2.2.3認真落實財產物資清查。財產物資清查盤點制度是財務管理重要內容之一，也是檢查、核對、檢驗大隊經費物資支出業務質量的主要辦法。目前，我們基層單位在財產物資清查盤店制度方面普遍落實的不太好，從而引發了不少的經濟新問題甚至案件，教訓是非常深刻的。必須熟悉到，經費和物資管理是相輔相成、唇齒相依、互為因果的關系，任何重此輕彼的熟悉或行為都是不符合“三個代表”要求的。堅持定期認真地、徹底地、全面地清查財產物資，對清查出的新問題，必須查明原因，追究有關責任人的行政、經濟、法律責任。

2.2.4積極學習市場經濟知識。在市場經濟條件下，尤其是我國加入世貿組織后，同時存在機遇和挑戰。新形勢就要求我們必須盡快學習市場經濟知識，把握市場經濟規律、市場價值規律、區域經濟規律等經濟知識；必須盡快學習市場采購經驗，把握物價行情、供需矛盾、討價還價、談判技巧乃至集中采購、政府采購、軍隊采購等方法和經驗；必須盡快學習財政金融知識，把握經濟發展趨向猜測、財政狀況升降猜測、銀根松緊物價猜測等知識和眼光。按市場經濟要求來處理大隊的支出業務，就會趨利避害，減少經費支出，提高保障質量和效益。

2.3經費報銷結算業務。經費報銷結算業務是指辦理經濟業務開始時預支或借出經費，在經濟業務辦理終結時憑據辦理經費報銷和結算原預支或借出款項手續，解除債權債務關系的綜合業務活動。

經費報銷結算業務從三個方面引起單位的資產和權益的變化摘要：一是經費支出增加，二是債權權益減少；三是還可能引起貨幣資產的增加或減少。經費報銷結算業務的特征是經費報銷業務、債權債務結算業務和貨幣收付業務綜合在一起進行，使業務內容復雜化，對基層財務人員的業務素質要求較高。辦理經費報銷結算業務應注重以下事項。

2.3.1嚴格審查憑證。審查經費報銷結算業務的原始憑證包括摘要：一是報銷經費的原始憑證。原始憑證是否真實、合法、準確、完整，需報銷經費的業務是否納入預算（計劃）、是否超出預算，經辦、復審、驗收、批準等手續是否齊全，是否達到固定資產標準納入固定資產核算和管理；二是原借款、預付款項的原始借據。原借據是否保管完整，有無分期還款記錄，是否和借款人或單位的債務余額相符，和債務人或單位有無分歧；三是結算后需應收回一部分貨幣的原始票據。假如是結算后應支付貨幣，其原始憑證就是經費報銷憑證，但必須在經費結算表的“結算欄”填清原借款數額、報銷數額和付款數額，以明確結算關系和責任。假如是結算后應收回貨幣，則必須按入庫貨幣數額開給收據。

2.3.2認真辦理結算。辦理債權債務結算業務必須頭腦冷靜，仔細認真，核對清楚，才能達到債權債務雙方滿足的效果，心平氣和地解除債權債務關系。辦理債權債務結算業務解除債權債務關系時，會出現三種結算情況摘要：一是報銷數大于借款數。報銷數大于借款數時，用報銷數償還原借款或預付款項后的余額，應支付給相應數額的貨幣（現金或銀行存款）才能解除債權債務關系，現金或銀行付款票據和原借據必須當時付清，并在原始憑證上加蓋“現金付訖”或“銀行付訖”戳記。不得“打白條”。二是報銷數小于借款數。報銷數小于借款數時，報銷數不夠償還原借款或預付款項，必須收回相應數額的貨幣，才能解除債權債務關系。收回貨幣時必須開給和收款數額相符的收據（該收據應和報銷憑證一并編制記賬憑證），根據收據辦理完貨幣收付后，應在收據上加蓋“現金收訖”或“銀行收訖”戳記，并將收據的“繳款人收執”聯和原借據退給債務人或單位。假如暫時不能收回貨幣，那就不能解除債權債務關系，應當在原借據上注明扣還日期和數額，并由債務人在原借據上簽章，仍在財務抵押。并在經費結算表的“結算欄”注明結算數額情況。三是報銷數等于借款數。報銷數等于借款數，正好用報銷數償還原借款或預付款項，不發生貨幣收付業務就解除了債權債務關系。應在經費結算表上的“結算欄”填明原借款數額和報銷數額，以明確結算關系和責任。并將原借據退還給債務人或單位。

2.3.3細心清點貨幣。辦理經費報銷結算業務引起的貨幣出、入庫業務，因為數額一般不大且比較繁忙，致使對貨幣的清點、鑒別、整理等方面會出現一些疏漏，是應當非凡注重的。不管業務頭緒多么繁雜，都應以冷靜的心態認真地、仔細地對貨幣或銀行收付票據堅持清點、鑒別、復點的制度和手續，避免長、短款事故的發生。

2.4實物支出報銷業務

實物支出報銷業務就是庫存物資投入使用時報銷其占用的經費的經濟核算業務。實物支出報銷業務的性質是大隊的經費和流動實物資產等額減少。實物支出報銷業務的特征是達到固定資產標準的，將進入固定資產核算范圍；達不到固定資產標準的，將進入物資賬或在用物品登記簿按在用物品管理。實物支出報銷業務的性質和特征決定了基層普遍不重視這個核算環節。因此，辦理實物支出報銷業務時應注重的事項有摘要：

2.4.1認清實物支出實質。一是實物支出報銷是經費支出報銷的一個重要環節，它的實質和經費支出報銷的實質是一樣的，都是單位的資產減少。二是庫存物資雖然在購置時也付了款，報了賬，但它只是資產類型的變化，由貨幣資產變成了實物資產，其所占用的經費并沒有報銷。三是對實物計價核算是新時期財務工作主要的拓展領域，是加強部隊財務管理的重要舉措，也是堵塞基層財務管理“暗流”的具體辦法。四是庫存資產的實物和經費都可以用“統一尺度”——貨幣來衡量。

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1、引言。隨著國家對高等教育和科研資金投入的逐漸增大，高校的科研工作也快速發展，高校科研經費也迅速增長。但是，在科研經費支出使用過程中也存在著越來越多的問題，已經成為很多學者深入研究的課題。因此，本文對于高?？蒲薪涃M支出管理過程中存在的問題和解決的措施進行研究不僅具有一定的理論指導作用，也具有一定的實際應用價值。

2、高?？蒲薪涃M支出管理常見的問題

（1）科研項目經費成本預算不完善

現階段絕大多數高校科研經費預算存在問題，只是單純的反應外在支出，很少囊括基礎設施損耗費用、科研中消耗的電費和水費以及辦公所設計的附加費用等，這樣科研經費就會出現漏洞，導致科研項目經費成本預算不完善。

（2）科研項目預算與實際支出存在差距

前文已經提到科研項目經費成本預算不完善，這樣就會存在支出漏洞。支出與預算大相徑庭的現象時有發生。一個項目完成的好壞，不僅取決于項目質量，也取決于資金的投入與收入是否成正比。如果出現前文提到的現象，此項目就等于是失敗的。所以，在工程實際中，必須進行管理，經專業人員合理預算，經費所有人及時登記、匯報經費的出處，根據標準進行比對，完成經費預算、開支等一系列工作。

（3）科研項目資產購置入庫管理不嚴格

按照規定，科研設備必須進行登記，入庫審核、記錄。然而，多數學校對此項規定都沒有落實好，不僅忽略等級環節，而且存在入庫管理不嚴的現象。除了校方對入庫有忽視的現象，持有項目經費的老師對入庫觀念不贊成也是極其重要的原因。與此同時，校方對論文、專利等管理步伐緩慢，無統一的規定。

（4）科研項目結題沒有及時結賬

目前，作為從高校走出的學生，我們都知道科研經費的爭取、報銷流程，可以說必須細心的完成每一個過程才能最終完成經費核算。這樣就會出現經費結賬時間延長，部分科研經費會出現七年到八年，甚至更長時間才能結清。不僅老師著急，校財務部門也會遇到很多麻煩。因為時間拉長，必須核實經費的出處已經所用場合。

3、產生高校科研經費支出管理問題的原因探究

（1）科研項目經費管理機制不完善。首先，科研項目支出負責部門不同，溝通遲疑現象經常出現。從以往的經費管理實例來看，現階段學校的財務管理經費支出，辦公室負責項目統計管理。兩個部門管理層次不同，經費的落實情況就會出現偏差，導致機制不完善。其次，經費預算人員專業知識匱乏，給經費管理工作帶來不便。預算人員第一要負責經費預算，第二要實現經費報銷。在報銷環節，預算人員不能按照相關規定執行報銷行為，對隨意、濫支現象控制力度不夠。再次，沒有統一的經費支出標準，導致科研人員經費支出混亂。最后，校方對項目經費認識度不周密。校方對對項目的申報、爭取上極度重視，而對經費的管理則是毫無關心。

（2）科研經費支出管理制度存在問題。對于各個行業而言，制度是根本，高校的科研管理行業也不例外。沒有科學、合理的制度，無法搞好科研工作?，F階段，高校在制度完善方面相當匱乏，沒有統一的制度規范，跟談不上針對不同科研項目相應的制度了。作為高校，一個大的管理機構，必須完善科研經費支出管理條例，針對不同性質項目，細化規范、標準，具體問題具體分析，將申請、支出、核算規劃成一條線，方便管理。

4、加強高?？蒲薪涃M支出管理采取的措施

加強高?？蒲薪涃M的支出管理要做到各個部門重視經費的管理工作，并且要建立完善的科研經費的管理機制，實現管理工作有章可循，能夠有效的改善管理過程中出現的問題，通?？梢詮囊韵聨讉€方面采取相應的措施：

（1）完善管理模式，建立預算管理軟件。預算軟件從項目立項開始一一記錄項目申請、項目經費開支、項目經費用途以及項目的組成人員、項目負責人、主管部門和項目進度等。這樣便可以通過計算機軟件記錄項目執行的全過程，方便項目的總體核算，有力地消除管理與開支不合拍的問題。

（2）在科研經費支出管理辦法完善的同時，將項目完成審評制度提上日程。每個學校都應該依照自己的辦學特點和科研項目類型制定相應的管理辦法。管理人員應將項目的類型準確定位，購置設備所用資金應有初步估算，對項目的審評制定統一標準。

（3）加強經費全程管理。無論是設備購置還是醒目尾聲結算都要嚴格把關，采取逐級調查方式，將經費定位，確保經費合理利用。

（4）建立健全經費支出形式。可以將項目所需要的設備呈報給采購辦，統一購買，既方便教師又可節省開支。改變以往的資金撥入負責人賬號方式，用實物派發取代。滿足工作需求，提高經費利用率。

5、結語。綜上所述，高?？蒲薪涃M支出管理是一個整體的系統工作，和多個方面有著密切的聯系。因此，在今后的科研經費支出管理工作中，應該做到涉及部門相互配合工作，建立科學合理的規章制度，調查研究創新的管理方法和方式，并且要在實際工作過程中總結經驗教訓，建立完善的管理體系，保證高?？蒲薪涃M的合理之處，從而在根本上促進高?？蒲泄ぷ鞯倪M步。

參考文獻

[1] 李蓉.高校理科教師在科技創新中的優勢和作用探討[J]. 科研管理. 2008，（S1）

[2] 趙丹梅.高?？蒲薪涃M管理中存在的問題及解決辦法[J]. 民營科技. 2009，（03）

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消費率，又稱最終消費率，是指最終消費支出占支出法國內生產總值的比重。在國內生產總值不變的情況下，消費率與最終消費支出總額同向變動：最終消費支出總額增加則消費率上升，最終消費支出總額減少則消費率下降。根據消費主體不同，最終消費支出可分為居民消費支出和政府消費支出，其中居民消費支出占比較高，因此，居民消費支出水平及其變動是消費率波動的主導因素。[①]

一、中國消費率現狀及其演進歷程

自1978年改革開放以來，中國消費率整體上呈現下降趨勢。如表1和圖1所示投資率，從1978年的62.1%下降至2008年的48.6%，盡管其間經歷了幾次小幅波動和回升，但總體趨勢是顯著下降的論文格式模板。特別是自2003年消費率一次性下降近3個百分點（從2002年的59.6%到2003年的56.8%）之后的6年時間里，消費率連續下降了11個百分點，自2006年便持續低于50%（2006年49.9%，2007年49.0%，2008年48.6%）。與此相對應，資本形成規模逐年加大，投資率（又稱資本形成率，即資本形成總額占支出法國內生產總值的比重）則呈波動上升趨勢，從1978年的38.2%上升至2008年的43.5%。[②]

由于中國的凈出口總額占國內生產總值的比重一直不高，最高的年份2007年也僅為8.9%，因此，消費率和投資率的高低及其消長關系便成為現實宏觀經濟運行狀況的直接反映。與世界各發展中國家平均水平（工業化初期消費率87%、中期消費率81%，末期消費率78%[③]）相比，中國較低并持續下降的消費率反映了國內需求的萎縮，說明最終消費需求對經濟增長的拉動作用顯著削弱；而較高并繼續上升的投資率則標志著投資需求對經濟增長拉動作用增強。由于投資需求屬于中間需求，其實質是投資增加所引起的總供給能力的提高和產出的增長，二者共同作用的結果是經濟總量上的供給大于需求，即宏觀經濟總體上的供求失衡，而且這種失衡具有長期性和嚴重化的趨勢投資率，在全球經濟整體下滑、出口需求相應減弱的情況下，這種供過于求將使國內經濟面臨更大的緊縮風險。

表1 消費率、投資率和增長率[④]

 

年

份

投資率

（%）

消費率

（%）

國內生產

總值增長率

（%）

最終消費

支出增長率

（%）

消費增長率與GDP增長率差額（%）

住宅銷售價格(元/平方米)

標準化

住宅

價格

1978

38.2

62.1

-

-

-

-

-

1979

36.1

64.4

13.5

17.6

4.1

-

-

1980

34.8

65.5

12.2

14.2

2.0

-

-

1981

32.5

67.1

9.1

11.8

2.7

-

-

1982

31.9

66.5

11.6

10.5

-1.1

-

-

1983

32.8

66.4

11.2

11.1

-0.1

-

-

1984

34.2

65.8

18.4

17.4

-1.0

-

-

1985

38.1

66.0

23.3

23.5

0.2

-

-

1986

37.5

64.9

15.8

14.0

-1.8

-

-

1987

36.3

63.6

16.8

14.4

-2.4

-

-

1988

37.0

63.9

25.3

26.1

0.7

-

-

1989

36.6

64.5

12.5

13.5

1.0

-

-

1990

34.9

62.5

11.8

8.3

-3.5

-

-

1991

34.8

62.4

16.7

16.6

-0.1

756.23

0.08

1992

36.6

62.4

22.1

22.1

0.0

996.40

0.11

1993

42.6

59.3

34.0

27.3

-6.7

1208.23

0.13

1994

40.5

58.2

36.0

33.5

-2.4

1194.05

0.13

1995

40.3

58.1

25.9

25.7

-0.2

1508.86

0.16

1996

38.8

59.2

17.3

19.5

2.2

1604.56

0.17

1997

36.7

59.0

10.1

9.6

-0.5

1789.80

0.19

1998

36.2

59.6

6.0

7.2

1.2

1853.56

0.20

1999

36.2

61.1

5.3

7.8

2.5

1857.02

0.20

2000

35.3

62.3

8.4

10.6

2.2

1948.43

0.21

2001

36.5

61.4

10.4

8.7

-1.6

2016.75

0.22

2002

37.9

59.6

10.4

7.2

-3.2

2091.72

0.22

2003

41.0

56.8

13.3

8.0

-5.3

2197.35

0.24

2004

43.2

54.3

17.5

12.4

-5.1

2548.61

0.27

2005

42.7

51.8

17.7

12.4

-5.3

2936.96

0.31

2006

42.6

49.9

17.5

13.1

-4.4

3119.25

0.33

2007

42.2

49.0

18.7

16.5

-2.2

3645.18

0.39

2008

43.5

48.6

16.6

15.8

篇（5）

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2013）03-220-02

一、引言

山西地處西部內陸，盡管經濟發展存在著很大制約，但是在50年的社會主義現代化建設中，特別是黨的以來，隨著改革開放地不斷深入，使山西經濟獲得了長足發展，經濟實力逐漸增強，人民生活水平不斷提高，隨著居民可支配收入的增加，居民的消費支出也隨著增加。但是在發展經濟的過程中，制約經濟增長的因素逐漸顯現。消費、投資和凈出口，是拉動經濟增長的三大馬車。它們之間的比例是否合理，直接影響著宏觀經濟效益和經濟的可持續發展。目前制約山西省經濟發展的關鍵因素是投資與消費比例失衡。尤其是2008年金融危機以來，雖然山西省屬于內陸省份，但是在一定程度上也受到了國際經濟蕭條的影響，從而使得投資和消費失衡的矛盾越來越明顯。因此，通過消費來拉動經濟增長的做法就愈顯重要。因此，研究居民消費支出的影響因素以及變化趨勢對于國民經濟的長足發展是十分重要的。由于影響居民消費支出的因素有很多，比如消費習慣、消費環境、政策等等。通過參考相關文獻并結合山西省的實際情況，本文把人均可支配收入、消費意愿（消費性支出占居民可支配收入的百分比）、城鎮居民消費價格指數CPI和年利率定為影響城鎮居民消費支出的影響因素，其中，可支配收入是影響居民消費支出最直接、最具決定性的因素。

二、原始數據

本文選取的影響山西城鎮居民消費支出的因素有：人均可支配收入、消費意愿、CPI和年利率。相關數據均來源于山西省統計年鑒，如表1所示。

三、模型建立與修正

（一）平穩性分析

所謂時間序列的平穩性，是指時間序列的統計規律不會隨著時間的推移而發生變化。數據的平穩性對于模型的估計具有重要的意義，如果有兩列時間序列數據表現出一致的變化趨勢即非平穩的，即使它們沒有任何有意義的關系，但是進行回歸時也可表現出較高的可決系數。由于在實際中遇到的時間序列數據很可能是非平穩的，而平穩性在計量經濟建模中又具有重要作用，因此有必要對觀測值的時間序列數據進行平穩性檢驗。

首先對人均消費性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、消費意愿（X2）、CPI（X3）和年利率（X4）分別進行ADF單位根檢驗，通過分別觀察各個序列隨時間的走勢來確定是否需要選擇截距和趨勢，各序列的單位根檢驗結果如表2所示。

由表2可知，在原序列中，消費支出、可支配收入和CPI都是非平穩序列，消費意愿和年利率的原序列是平穩的，接下來對各個序列分別取一階差分和二階差分，并分別進行單位根檢驗，檢驗結果如表3所示。

由表3的檢驗數據可知，消費支出和人均可支配收入一階差分仍然不平穩，經過二階差分后，序列成為平穩的序列；消費意愿、CPI和年利率經過一階差分后雖然序列已經平穩，但是所有變量需同階平穩，故對其進行二階差分后再檢驗其平穩性，檢驗結論為二階差分平穩。即人均消費性支出、人均可支配收入、消費意愿、CPI和年利率均為二階單整序列。

（二）協整檢驗

在進行時間系列分析時，傳統上要求所用的時間系列必須是平穩的，即沒有隨機趨勢或確定趨勢，否則會產生“偽回歸”問題。但是，由于本文所選擇的時間序列是非平穩的，對其進行二階差分后變成了平穩序列，但這樣會讓我們失去總量的長期信息，而這些信息對分析問題來說又是必要的，所以用協整來解決此問題。本文所采用的協整性檢驗的方法是基于回歸殘差的協整檢驗，這種檢驗也稱單一方程的協整檢驗。

先對方程序列進行回歸，生成殘差后，對殘差序列進行單位根檢驗。由于輸出結果概率P=0.0847，故在=0.05水平下，殘差存在單位根，即不平穩。再次觀察回歸方程輸出結果報表，由于變量X2（消費意愿）標準誤差較大，而且運用Eviews輸出各個變量的相關系數表，分析表中數據，可知，消費意愿X2與消費支出Y的相關系數為-0.946，即二者呈負相關，但是結合現實生活實際情況，當消費意愿越大時，消費支出應該也隨之增大，故試圖將變量消費意愿X2刪除。

對剩余的變量Y、X1、X3、X4進行回歸生成殘差后，對殘差序列進行單位根檢驗。輸出結果如下圖所示：

由以上輸出結果可知，P=0.0048，ADF檢驗值為-3.157，大于臨界值，故此時殘差序列是平穩的。因此，人均消費性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）存在協整關系。

（三）模型建立與完善

1.模型建立。設人均消費性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）的多元線性回歸為：

Y=C+β0X1+β1X3+β2X4+μi

運用最小二乘法對各系數進行估計，本文運用Eviews的回歸功能，對各序列進行線性回歸，回歸后的輸出報告如下：

回歸后的輸出結果為：

由上述報告結果可知，X3、X4沒有通過t檢驗，很有可能存在多重共線、序列相關和異方差等問題，模型還有待于完善。

2.模型修正。

（1）多重共線性檢驗。所謂多重共線性是指線性回歸模型中的解釋變量之間由于存在精確相關關系或高度相關關系而使模型估計失真或難以估計準確，從而使得運用最小二乘法得出的估計量為無效值。

運用Eviews輸出各變量的相關系數矩陣，如表4所示。

由上表可知，各個解釋變量間的相關系數均小于0.8，故不存在多重共線性。

（2）序列相關檢驗。序列相關性是指隨機干擾之間不再是完全相互獨立的，而是存在某種相關性，又稱自相關，即總體回歸模型的隨機誤差項之間存在相關關系。在回歸模型的古典假定中是假設隨機誤差項是無自相關的，即在不同觀測點之間是不相關的。如果該假定不能滿足，就稱與存在自相關，即不同觀測點上的誤差項彼此相關。

若多元線性回歸模型存在自相關，就違背了線性回歸方程的古典假設，如果此時用最小二乘法進行參數估計，將會產生嚴重后果，故需檢驗模型的自相關。在回歸方程窗口查看殘差的Q統計圖，如下圖所示：

由上圖可知，殘差序列均位于虛線之內，故模型不存在序列相關。

（3）異方差。由于模型不存在多重共線和序列相關，試檢驗是否存在異方差。異方差性是為了保證回歸參數估計量具有良好的統計性質，經典線性回歸模型的一個重要假定是：總體回歸函數中的隨機誤差項滿足同方差性，即它們都有相同的方差。如果這一假定不滿足，則稱線性回歸模型存在異方差性。運用Eviews的BPG異方差檢驗功能來完成，由輸出結果可知，X3和X4的t值在0.05的水平下未通過檢驗，因此，方程存在異方差。

異方差的修正：用增加權重的方法來消除異方差。試選取權重w1為殘差的絕對值，再次進行回歸，此時仍沒有通過相關檢驗，換取權重w2為殘差的平方，再次進行回歸，此時通過了相關檢驗，解釋變量的t值均達到了理想水平，P值在0.05的水平下也通過了檢驗，異方差現象消除，模型得到了修正。

四、模型最終完善結果

由Eviews模型輸出結果，可得出均消費性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）的多元線性回歸模型：

Y=0.609X1+1212.5X3-2657.9X4+924.3

由模型輸出結果可知，該模型的可決系數R2=0.999，F值為6570，模型擬合度較高，年利率（X4）前面的系數為負值，這與經濟意義是一致的，當年利率上升時，居民儲蓄的意愿會比沒上升時強烈，從而消費支出所占的比重會有所下降。可用來進行城鎮居民消費性支出的預測。

參考文獻：

1.鄧鵬翔.基于多社會經濟因素的地鐵出行需求研究[D].中南大學碩士學位論文，2011

2.劉春玉.網絡視角的集群企業二元式創新研究——以煙臺汽車產業集群為例[D].山東大學碩士學位論文，2008

3.張曉峒.計量經濟學基礎[M].天津：南開大學出版社，2007

4.劉亮.中國資本外逃問題研究——對1982-2005年數據的實證檢驗[D].山東大學碩士學位論文，2008

篇（6）

 

一、引言

消費、投資和凈出口在GDP分析中常被譽為拉動經濟增長的3個主要因素，這其中，消費對與經濟增長則具有持久的推動力。近些年來，我國居民收入與消費水平不斷提高，居民消費結構轉換和消費需求擴張已經成為我國經濟高速增長的主要動力。進入21世紀，居民消費結構變化對于國民經濟發展的影響不斷增大，消費結構問題一直是消費經濟研究的重要內容，是一定時期人民群眾消費狀況的重要標志。

國內對于消費結構的研究一直熱度不減。如尹世杰（1983）在其主編的《社會主義消費經濟學》中系統研究了消費結構問題,是我國進行消費結構理論研究的開端。丁聲俊、葉方恬（1990）在《中國消費結構和食物結構》一書著重研究了食物消費結構問題，并分析比較了國內外消費結構的一般趨勢。林白鵬（1993）在其所著《中國消費結構與產業結構關聯研究》一書中將消費結構和產業結構兩個領域聯系起來研究。孫鳳等（2000）通過面板數據分析了中國城鎮居民收入差距對消費結構的影響。尹世杰（2001）在《中國消費結構合理化研究》一書中重點研究了實物、住房、勞務、文化教育、信息和旅游等不同消費支出項目支出結構合理化的途徑，并指出“要實現消費結構合理化，必須實現產業結構合理化；要實現產業結構合理化，又必須根據消費結構的變化，不斷調整產業結構”。趙衛亞（2003）建立了中國城鎮居民的變系數面板數據模型，在此基礎上分析了不同收入層次的城鎮居民家庭消費結構的差異。周建軍等（2003）運用擴展線性支出系統模型和趨勢分析方法對我國1992-2001年城鎮居民消費結構進行了研究。綜合分析現有的研究成果可以清楚地看到，改革開放以來中國消費經濟有了重大突破。首先是表現在經濟增長方式實現了轉型，國民經濟轉型方向總體上是從“外需依賴型”轉向“內需擴大型”，從“投資拉動”轉向“消費拉動”，從“生產經濟”轉向“消費經濟”。其次表現在消費結構的轉型上。城鎮居民消費逐漸由重實物消費轉為物質消費和服務消費并重；農村居民消費也由溫飽型逐漸向小康型轉變，由生存性消費逐步轉為發展性消費。就實際情況而言，我國城鎮居民收入高、消費量大、商品化程度高，其消費對農村居民有一定的示范作用，在消費結構的研究中占有重要地位。因此，城鎮居民的消費行為往往成為我國居民消費行為研究的重點。

二、ELES模型簡介

ELES模型是由經濟學家Liuch（1973）在英國計量經濟學家R.stone于1954年提出的線性支出系統（LES）基礎上修改而成的。擴展線性支出系統（ELES）模型較以前的線性支出系統（LES）模型相比較，其在研究消費結構的變動特征和靜態分析方面則顯示出了相對較多的優越性，彌補了LES模型的一些缺陷。該系統假定某一時期內人們對各種商品或服務的需求量取決于人們的收入和各種商品的價格，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，并且認為基本需求與收入水平無關，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。ELES把消費者對各類商品或服務的消費支出看作收入和價格的函數。其經濟含義為：在某個時期，價格和收入一定的條件下，消費者首先滿足一個基本需求，基本需求與收入水平無關?？鄢拘枨笾С龊蟮氖杖雱t按一定比例在各類商品或服務之間分配。

ELES模型基本表達式為:

(i =1,2,…,n) （1）

其中, 表示消費者對第i類商品或服務的消費支出；為第i類商品或服務的價格；為消費者對第i類商品或服務的基本需求量；為模型參數,表示邊際消費傾向；y為消費者人均可支配收入；為消費者對第i類商品或服務的基本需求支出。

將上式進行變形整理:

令=+y　（2）

其中=-　（3）

對(2)式應用普通最小二乘法（LS）,得到和的估計值

對(3)式兩邊求和,即=(1-)經濟論文，整理后=/(1-) （4）

將（4）代入（3）式中，得到=+/(1-)。

三、實證分析

為構建城鎮居民消費結構的ELES模型，基于數據的可得性、可用性和權威性等原則，筆者收集了2009年按照不同收入分組的我國城鎮居民家庭可支配收入數據和消費支出數據(見表1)雜志鋪。

表格中將“可支配收入”記為“Y”，將“消費支出總計”記為“V”。根據目前通行的統計口徑，把城鎮居民家庭消費支出分為8項：食品、衣著、居住、家庭設備用品及服務、醫療保健、交通和通信、教育文化娛樂服務、雜項商品和服務。分別按順序用V1、V2、V3、V4、V5、V6、V7、V8代表以上列舉的8個項目。下面利用這些可得數據進行計量分析。

表1我國城鎮居民2009年消費支出情況（單位：元）

 

項目

最低收入戶

低收入戶

中等偏下戶

中等收入戶

中等偏上戶

高收入戶

最高收入戶

Y

5253.23

8162.07

11243.55

15399.92

21017.95

28386.47

46826.05

V1

2293.82

3009.48

3640.22

4410.49

5367.01

6360.33

8135.04

V2

458.48

684.18

962.45

1263.8

1601.19

1986.16

2782.3

V3

578.93

735.23

880.76

1131.03

1493.31

1775.08

2863.28

V4

226.04

366.43

521.47

701.08

977.07

1325.54

2114.2

V5

362.6

504.09

632.03

834.48

1072.01

1322.4

1745.91

V6

394.8

582.28

861.44

1285.03

2047.83

3181.88

5858.67

V7

457.22

665.96

953.75

1290.09

1807.73

2461.1

4116.41

V8

128.67

195.43

286.68

393.73

598.21

851.39

1388.59

V

4900.56

6743.09

8738.79

11309.73

篇（7）

一、引言

收入與消費的關系狀況，對于制定宏觀經濟政策有著十分重要的意義。因此關于居民收入與消費

的關系一直都是經濟學家們長期關注和研究的問題。國外學者對于收入與消費問題的種種理論，雖然觀點上迥然不同,但均強調了收入對消費的決定作用,即認為消費是收入的函數,如凱恩斯(Keynes)的絕對收入消費函數；杜森貝里(Duesenberry)相對收入假說下的短期消費函數；庫茲涅茲（Kuznets）的長期收入函數；弗里德曼(Friedman)的持久收入消費函數。直到20世紀80年代戴維森(Davidson)等人運用協整技術，通過誤差修正機制將收入與消費的長期均衡和短期波動反映到模型中，從而將消費函數帶入了一個新的領域。近年來，國內學者以這些消費函數理論為基礎，以協整技術和誤差修正模型為計量方法，結合我國實際進行了實證研究，如秦朵建立了中國居民總消費的誤差修正模型，得出1952-1987年居民消費與總收入之間存在較固定的比例關系。同時國內一些學者也對我國農村居民的收入與消費關系進行了初步探討，于俊年分析了農村消費需求狀況，并分別按不變價和現價對農村居民消費與收入進行了實證分析，分析結果表明，農村居民消費與收入之間存在很強的相關性；許韶杰建立了消費函數模型，并實證分析了我國農村居民收入與消費的均衡關系，認為我國農村居民消費水平受現期收入水平影響大，且兩者的修正機制對消費行為具有很強的矯正作用。關于消費和收入之間關系研究的成果比較多，但是多數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，對某一特定區域的農村居民收入與消費的相互關系的研究偏少。因此，本文以遼寧省為例，運用協整理論和格蘭杰因果檢驗，對農村居民收入與消費的關系進行探討，以期發現內在規律，為政府制定政策提供參考。

二、基于協整與誤差修正模型的分析

(一)變量、數據的選取和處理

本文的實證研究涉及反映農村居民收入和農村居民消費兩項統計指標，為排除人口總量和結構變化的影響，選取平均指標作為變量進行計量分析，以遼寧省農村居民家庭人均年純收人(AY′)為解釋變量，農村家庭平均每人年消費性支出(AC′)為被解釋變量。其中，農村居民家庭人均年純收人是指農村常住居民家庭總收人中，扣除從事生產和非生產經營費用支出、可直接用于農村居民進行生產性、非生產性建設投資、生活消費和積蓄的那一部分收人；農村家庭平均每人年消費性支出指農村居民用于物質生活和精神生活方面的支出，包括食品、衣著、居住、家庭設備用品及服務、醫療保健、交通和通訊、文教娛樂用品及服務、其他商品和服務類消費支出。

本文選取的原始數據來自《遼寧統計年鑒》，考慮到改革開放初期農民收人超常增長的特殊性，不選擇1978-1983年數據分析，僅對1984-2009年的時間序列數據進行分析。為消除價格因素對時間序列數據的影響，取《中國統計年鑒》中“農村居民消費價格指數(1984年=l00)”對AY′和AC′進行平減，得到實際的農村居民人均年純收入(AY)和農村居民人均生活消費支出(AC)。為消除時間序列中存在的異方差，對兩數列進行自然對數變換，記為LnAY和LnAC。

(二)變量的平穩性檢驗

在進行協整檢驗之前，必須確定每個序列是否為單整序列，即要進行單位根檢驗。如果序列不存在單位根，則序列為平穩序列；反之，序列為非平穩序列，對非平穩序列隨機變量進行計量分析時會出現偽回歸的現象。單位根檢驗的方法主要有Dickey-Fuller(DF)檢驗、增廣DF(即ADF)檢驗和Phillips-Perron(PP)檢驗。DF檢驗所設定的模型需要假設隨機誤差項不存在自相關，而ADF檢驗則能夠處理隨機誤差項存在自相關的情況。因此，本文利用Eviews7.0計量軟件采用ADF方法來檢驗各個指標變量的平穩性，并確定其單整階數，檢驗結果見表1。從檢驗結果看，在10%的顯著水平下，遼寧農村居民收入與消費的對數序列是非平穩序列，而其差分序列在1%的水平下平穩，且均為I(1)序列。

表1 1984-2009年遼寧省農村居民收入與消費數據的ADF檢驗結果

變量

檢驗類型

ADF值

1%臨界值

5%臨界值

10%臨界值

結論

LnAY

（C,T,1）

-2.330474

-4.3942

-3.6118

-3.2418

非平穩

LnAC

（C,T,1）

-1.589616

-4.3942

-3.6118

-3.2418

非平穩

LnAY

（c,0,0）

-4.104672*

-3.7343

-2.9907

-2.6348

平穩

LnAC

（c,0,0）

-4.571676*

-3.7343

篇（8）

第三產業（服務業）的健康發展，依賴于服務消費的均衡增長。西方發達國家第三產業占GDP的比重，早在十多年前就已達75％左右，而我國第三產業占GDP的比重，截至2004年僅為31.9%。我國第三產業之所以與發達國家存在如此大的差距，其中一個重要原因是我國服務消費極不均衡。據此，對我國服務消費的差異性作如下探究。

一、服務消費時序差異

從1995年至2004年，總計十年的服務消費支出、服務消費支出占生活消費總支出的比重、服務消費的年增長率見表1[2]。

表1 城鎮居民家庭人均年服務消費（1995年～2004年）十年時序差異

資料來源：根據《中國統計年鑒》有關數據計算而來

從表1可以看出，經過十年的發展變化，城鎮居民家庭人均年服務消費支出，由1995年的877.92元，增加到2004年的3294.73元，增加了 3.75倍。

圖1 服務消費時序差異

服務消費支出占生活消費總支出的比重，由1995年的24.53％，上升到2004年的45.87％，上升了將近一倍。服務消費的年增長率，由1995年的29.98％，下降到2004年的16.24％，增長速度下降了13.74％。由此可見，從1995年～2004年，十年間城鎮居民家庭服務消費支出和比重在不斷上升，但增長速度雖在某些年分表現出比上年增長得更快，但總的趨勢是逐漸下降。從圖一可以清晰地看到（縱坐標左邊為比重：％，右邊為支出金額：元），1995年～2004年，十年來，我國城鎮居民家庭服務消費的發展脈絡。

可以說，2004年的城鎮居民家庭服務消費與十年前相比，變化是很大的。隨著國民經濟的發展，城鎮居民收入的不斷提高，服務消費支出和比重還將逐漸上升，但增長速度會逐漸減慢。

二、服務消費區域差異

限于篇幅我們從東、中、西部區域，各選出頗具代表性的五個省區來進行差異性分析。其中，東部區域選的是生活消費總支出較高的五個省區，中部區域選的是生活消費總支出居中間位置的五個省區，西部區域選的是生活消費總支出較低的五個省區，以突出其代表性。

表2 東、中、西部區域（2004年）城鎮居民家庭人均年服務消費區域差異

資料來源：根據《中國統計年鑒》有關數據計算而來

從表2中可以看出，2004年人均服務消費支出最高的是東部地區的上海，達到6173.69元，最低的是中部地區的江西，僅2133.50元，江西僅為上海的34.56％。服務消費比重最高的是中部地區的湖南，達到52.94％，最低的是中部地區的江西僅39.97％。

圖2 服務消費區域差異

有些意外的是服務消費支出和比重最低的省區不在西部而在中部，服務消費比重最高的不在東部而在中部。從服務消費支出和比重的平均水平來看，東、中、西部區域呈現高低依次下降的趨勢。在服務消費支出上西部地區與東部地區存在較大差距，東部地區平均為5024.5元，西部地區平均為2610.90元，即西部地區的人均年服務消費支出僅為東部地區的51.96％。中部地區服務消費支出平均為2744.17元，略高于西部，但也僅為東部地區的54.62％。

可見，在服務消費支出上，中、西部區域較大程度的落后于東部區域，全國發展極不均衡。但在服務消費比重上，東、中、西部地區的平均水平依次為47.58％，45.38％，44.16％，區域差異不大（見圖2，縱坐標左邊為比重：％，右邊為支出金額：元）。而中部的不同省區之間在服務消費支出和比重上，也存在較大差異。

三、服務消費城鄉差異

城鄉居民家庭平均每人每年服務消費支出及服務消費支出占生活消費總支出的比重見表3。

表3 城鄉居民家庭（2000年～2004年）人均年服務消費差異

資料來源：根據《中國統計年鑒》有關數據計算而來

由以上分析可知，農村居民家庭的服務消費，無論在總量上、比重上，還是在增長速度上，均較大程度的落后于城鎮居民家庭的服務消費。而農村人口又占我國人口的絕大多數，因此，如何發展農村居民的服務消費是值得認真研究的問題，只要農村居民的服務消費能夠較大幅度的增長，必將刺激第三產業大幅增長，從而有效帶動國內生產總值GDP的增長。

四、服務消費國際差異

由于我國服務消費的總量，與發達國家的差距顯而易見，再則不同國家在統計上存在差異，生活消費總支出中的有些商品性消費難以剝離，所以在此我們僅選擇醫療保健、交通通訊、文化教育娛樂三項主要服務性消費的比重進行國際間的比較。

從表4中可以看出，我國2000年、2001年醫療保健服務支出的比重分別為6.36％、6.47％，除美國16.4％，韓國8.0％，比我國高以外，其他國家均比我國低。而在交通通訊和文教娛樂服務消費支出的比重上，幾乎所有國家均比我國高。交通通訊服務支出的比重，德國、法國、英國、韓國、加拿大均在16.6％～17.4％之間，是我國的兩倍左右。可見我國在交通通訊和文教娛樂服務消費的比重上與發達國家存在較大差距。而醫療保健服務消費比重又明顯比多數國家高，其中2000年為6.36％，比美國、日本、德國、西班牙、新西蘭五國的平均水平6.08％高出0.28％，2001年為6.47％比法國、英國、韓國、加拿大、意大利五國的平均水平4.08％高出2.39％［4］。在服務消費總量與發達國家存在較大差距的情況下，而某一項服務消費比重較多的高于發達國家平均水平，顯然，我國服務消費的結構存在一定的不合理性。

表4服務消費比重的國際差異性單位：％

篇（9）

一、 引言

由于基本醫療保險制度是對抗個體健康風險的重要制度安排，因此理論上基本醫療保險的實施可以對擴大居民消費起到積極作用。中國自1998年實施了城鎮職工基本醫療保險（城職保），2003年和2007年又分別實施了新型農村合作醫療保險（新農合）和城鎮居民基本醫療保險（城居保），從制度上實現了基本醫療保險的全覆蓋?；踞t療保險作為中國社會保障制度的重要組成部分，不僅是提高全民健康水平的重要舉措，而且政策制定者也希望基本醫療保險的推廣和普及能成為打開國內居民消費的“金鑰匙”。那么，中國基本醫療保險的實際效果究竟如何？是否對居民消費起到了積極作用？對此問題的研究，不僅能為進一步完善醫療保險制度提供指導，進而能為制定擴大內需的政策措施提供重要參考。

二、 文獻綜述

國外許多文獻集中討論了基本醫療保險的實施對家庭消費水平的影響。其中比較有代表性的有：Chou（2003）使用1995年臺灣國民健康保險（NHI）的自然實驗數據，通過DID方法研究了社會醫療保險對家庭儲蓄和消費行為的影響。結果表明，政府提供的社會醫療保險能顯著降低儲蓄、提高消費；與勞工保險相比，國民健康保險使家庭儲蓄平均降低8.6%～13.7%，而家庭消費支出則平均上升2.9%～3.6%。Wagstaff（2005）通過對比1992年和1997年的越南家庭面板數據，發現越南健康保險項目（VHI）能使居民家庭非醫療消費增加，且非食品消費受到的影響比食品消費更大。

而目前關于中國醫療保險與居民消費（特別是非醫療消費）關系的實證研究則并不多見。相關研究較少的一個重要原因是中國基本醫療保險的實施時間不長，同時包含家庭消費和醫療保險信息的微觀數據較難獲得。在僅有的幾篇文獻中，馬雙等（2010）研究了新型農村合作醫療保險對農村居民家庭食物消費的影響，發現參保家庭比未參保家庭有更多的營養物質攝入量，參與新農合使農民食品消費支出增加約81元。臧文斌等（2012）使用中國城鎮居民入戶調查數據探討了城鎮居民基本醫療消費保險對居民消費的影響，發現城職保提高了參保家庭的非醫療消費支出，低收入群體和中等收入群體提高的幅度分別為20.2%和12.6%。馬雙和甘犁（2010）研究了城鎮職工醫療保險對居民食物消費的影響，發現城職保能增加11%的居民消費。

現有的研究受數據可獲得性的限制，或者僅僅關注居民食物消費，而未將居民家庭全部消費支出作為分析對象；或者只關注某一種社會醫療保險，而未將城居保和城職保兩種基本醫療保險綜合考慮，未從整體上考察城鎮醫療保險對居民消費的影響。因此，目前國內對醫療保險與居民消費關系的研究還很不充分。鑒于此，本文采用奧爾多2009年的調查數據，在收集到較為豐富的居民消費支出和醫療保險信息的基礎上，擬對醫療保險與城鎮家庭消費的問題進行進一步的研究。

三、 數據與模型

1. 關于數據。本文所采用的數據來自北京奧爾多投資咨詢中心 委托國家統計局開展的較大規模的入戶調查，抽樣和數據處理方法與國家統計局其他調查大致相同。該調查自2005年開始，每年1至2次，通過更新數據建立了《中國投資者行為調查問卷》數據庫。調查問卷設置了受訪者的個人特征、家庭財務情況和投資選擇等方面的35個～50個具體問題，包含詳細的家庭資產、負債、收入、消費以及其他家庭特征信息。李濤（2006）、陳彥斌等（2009）以及梁運文等（2010）利用該數據庫進行了有關居民投資行為、居民財產分布等方面問題的研究，結果表明數據質量較為可靠。

雖然該數據庫最初建立的目的是為了研究中國居民的投資行為，偏向于宏觀研究，但由于調查數據中不僅包含豐富的家庭收入和消費等信息，而且有家庭是否參與醫療保險、是否有成員患有大病以及醫療支出等信息（自2009年開始有醫療保險相關信息），因此本文嘗試利用該數據庫進行醫療保險和居民消費關系的微觀研究。

本文采用的是奧爾多2009年調查的A卷調查數據，在12個省的41個市（區、縣）進行，調查地范圍覆蓋東部、中部和西部各省市。與目前實證研究使用較多的CHNS數據相比，奧爾多調查數據包含了更為豐富的家庭消費支出信息，因此在家庭總消費支出、非醫療消費支出等關鍵變量上有準確的數據，而不必如現有文獻一樣使用耐用消費品存量數據替代消費支出的流量數據。同時，奧爾多2009年調查收集到的樣本量也比較大，經過數據整理，本文最終獲取的有效樣本為4 694個家庭。

2. 計量模型。研究醫療保險對家庭消費的影響，必須解決兩種由自我選擇所導致的內生性問題。一是，醫療保險和家庭消費都與家庭的風險厭惡程度相關。家庭的風險厭惡程度越高，越傾向于選擇參加醫療保險；同時，家庭的風險厭惡程度越高，預防性儲蓄越高而當期消費越少。二是，醫療保險和家庭消費都受到家庭成員身體健康狀況的影響。身體健康情況較差的家庭更可能參與醫療保險；同時，身體健康情況較差的家庭會有更多的醫療消費支出和相對較少的非醫療消費支出。

為了解決這兩種自我選擇問題，本文在計量模型中引入家庭風險厭惡程度和家庭成員健康狀況作為控制變量。這樣就可以在給定相同的家庭風險厭惡程度和家庭成員健康狀況的條件下，研究家庭參與醫療保險對其消費支出的影響，從而很好地解決了上述自我選擇問題。同時，本文在計量模型中引入家庭收入、家庭規模、平均年齡、平均受教育程度、女性比例等家庭特征變量作為控制變量。通過將各類控制變量逐步加入，本文得到三組計量模型來分別研究基本醫療保險對家庭總消費支出、醫療消費支出以及非醫療消費支出的影響。

其中EXP、MEDEXP和NONMEDEXP分別為家庭總消費支出、家庭醫療消費支出和家庭非醫療消費支出。HI為家庭是否有基本醫療保險，是本文的核心解釋變量。SAH為家庭成員平均健康狀況，問卷中調查了每個家庭成員對自己身體健康狀況的評價，數值從1到5分別對應“非常好”、“較好”、“一般”、“較差”和“非常差”，本文取每個家庭該項指標的平均值作為SAH。RAV為家庭平均風險厭惡程度，調查數據中包含每個家庭成員的風險厭惡程度信息，數值從1到5分別對應“很喜歡冒險”、“喜歡冒險”、“一般”、“不喜歡冒險”、“很不喜歡冒險”，與SAH一樣，本文取每個家庭該項指標的平均值作為RAV。Xi為控制變量，包含一系列家庭特征變量，主要有：（1）INC，即家庭總收入，在回歸中取對數。（2）SCA，即家庭規模（家庭人數）。（3）AGE，家庭成員平均年齡。（4）EDU，家庭成員平均受教育程度。（5）FEM，家庭成員中女性占比。（6）PTY，家庭成員中是否有黨員，是二值變量（1代表是，0代表否）。（7）MIN，家庭成員中是否有少數民族，是二值變量（1代表是，0代表否）。

四、 實證結果

1. 醫療保險對家庭總消費支出的影響。本文對回歸結果進行了異方差檢驗，發現模型存在異方差問題。為了解決這個問題，本文使用了異方差―穩健估計，以使回歸結果更具有可靠性。

表1報告了家庭總消費支出的估計結果。第一列只估計了參與醫療保險對家庭總消費支出的影響，第二列和第三列分別加入了家庭成員健康狀況、風險厭惡程度和其他家庭特征變量。三個回歸模型都表明，參與基本醫療保險可以顯著增加家庭總消費支出。具體來說，與沒有基本醫療保險的家庭相比，參與基本醫療保險的家庭的總消費支出會高出6%，并且在5%的水平上顯著。這個結果與Gruber和Yelowitz（1999）對美國20世紀80年代中后期醫療保險制度的研究結果非常接近，他們發現放寬Medicaid 條件會使美國家庭消費上升5.2%。

2. 醫療保險對家庭醫療消費支出的影響。表2報告了家庭醫療消費支出的估計結果。雖然在前兩個模型中，是否參與醫保的系數顯著為正，但加入其他家庭特征的控制變量之后，該項系數變得不再顯著（即使在10%的水平上也沒有統計顯著性）。這表明，是否參與基本醫療保險對家庭醫療消費支出并無顯著影響。雖然現有的研究曾認為醫療保險的普及會使家庭醫療消費支出增加，但是本文的回歸結果卻并不支持這一觀點。事實上，蘇春紅等（2013）利用2009年CHNS微觀調查數據進行的實證研究發現，城鎮居民基本醫療保險、城鎮職工基本醫療保險并未對居民患病就診行為產生顯著的影響。因此，參與基本醫療保險并不能使城鎮家庭的醫療消費支出呈現顯著增加。

3. 醫療保險對家庭非醫療消費支出的影響。表3報告了家庭非醫療消費支出的估計結果。醫療保險對家庭非醫療消費支出的影響是本文的關注重點。從表3中可以看出，參與基本醫療保險對提高家庭非醫療消費支出有顯著的促進作用：從模型（3.1）到模型（3.4），是否參與醫保的系數始終顯著為正；在控制家庭成員健康狀況、家庭風險厭惡程度和其他家庭特征系列變量之后，參與基本醫療保險會使家庭非醫療消費支出增加6%，并且在5%的水平上顯著。這說明，社會醫療保險的普及能夠降低預防性儲蓄，在一定程度上對居民消費起到保障作用。

五、 結論與政策建議

本文首次采用奧爾多2009年的調查數據，在收集到較為豐富的居民消費支出和醫療保險信息的基礎上，分析了醫療保險對城鎮家庭消費支出、醫療支出和非醫療消費支出的影響。計量回歸結果表明：基本醫療保險對中國城鎮家庭醫療消費的影響并不顯著，但對非醫療消費和總消費的促進作用卻十分顯著。社會醫療保險的推廣降低了居民的預防性儲蓄動機，有利于增加居民的即期消費。同時，基本醫療保險對中等收入家庭非醫療消費支出的影響較為明顯，但對低收入和高收入家庭的影響并不顯著。

目前，中國政府醫療支出不足，基本醫療保險保障水平較低。就各地制度規定上看，不僅醫療費用報銷有規定的支付范圍，而且在支付范圍內的報銷額度還要受到報銷起付線和最高支付額的限制。有學者研究了經濟發展程度相對較高的廣東省的醫療保障水平，結果發現職工醫保的住院實際補償比均值分別僅為62%和56.3%，居民醫保的住院實際補償比均值更是只有9.4%和30.8%（李亞青，2012）。因此，盡管參與了醫療保險，居民看病所需醫療的大部分還是要由自己承擔。同時，不同參保群體所受到的保障水平也呈現巨大的差異。在現行的三大基本醫療保險中，全國職工醫保的保障水平遠高于居民醫保和新農合，2010年其人均籌資額約為后兩者的9倍和11倍。

因此，在已經實現較高覆蓋率的情況下，政府應當著力提高基本醫療保險的保障水平，降低居民的醫療負擔，才能更好地發揮基本醫療保險保障國民健康，特別是提振國內消費需求的作用。而為實現此目標，政府一方面應當優化財政支出結構，適當增加醫療衛生投入；另一方面要加強社會統籌，整合和對接各醫療保險制度，促進醫療服務的均等化。

參考文獻：

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3. 李亞青.社會醫療保險的真實保障水平研究――兼論“保障水平幻覺”.人口與經濟，2012，（5）：65-71.

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5. 馬雙，甘犁.城鎮職工醫療保險與居民食物消費.工作論文，2010.

6. 馬雙，臧文斌，甘犁.新型農村合作醫療保險對農村居民食物消費的影響分析.經濟學（季刊），2010，（10）：249-270.

7. 蘇春紅，李齊云，王大海.基本醫療保險對醫療消費的影響――基于CHNS微觀調查數據.經濟與管理研究，2013，（10）：23-31.

篇（10）

中圖分類號：F127 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）04-0154-03

一、指標的選取及模型的建立

本文選取1980—2010年中國農村居民人均純收入（ya），農村人均消費支出（ca）、農村居民消費價格指數（cpia）。城鎮居民的人均可支配收入（yb），人均消費支出（cb），城鎮居民消費價格指數（cpib）。我們以1980年的價格指數為基期，剔除價格的影響后，農村居民人均純收入和人均消費支出以ya（ya/cpia）和ca（ca/cpia）表示。城鎮居民人均可支配收入和人均消費支出以yb（yb/cpib）和cb（cb/cpib）來表示。實際人均收入（y）為解釋變量，實際人均消費支出（c）為被解釋變量，通過構建模型，得出相關系數，并進行比較。本文的所有數據來自《甘肅統計年鑒》2011卷。

根據凱恩斯的消費理論，收入與支出之間存在著正相關關系，但并沒有確定二者之間準確的函數關系?？紤]到經濟變量之間的非準確關系，我們構建如下模型：

Ct=a+byt+ut

模型中，a為自發性消費，b為邊際消費傾向，ut為隨即項。由于經濟時間序列可能存在異方差，為了消除可能存在的異方差以及減少數據的波動性。我們對c與y分別取自然對數。取對數后得到以下模型：

Lnct=c0+c1lnyt+εt

二、農村居民與城鎮居民消費支出與收入的實證分析

1.平穩性檢驗與模型估計。由于很多時間序列的變量是非平穩的，不能直接進行回歸分析?？梢酝ㄟ^差分變化成平穩性的時間序列。因此，我們通過ADF檢驗序列的平穩性。檢驗結果（如表1所示）：

檢驗結果顯示，lnca、lnya、lncb、lnyb的t統計概率值分別為0.952、0.9532、0.9816、0.9859，他們都大于大于0.05的顯著性水平，所以序列lnca、lnya、lncb、lnyb都是非平穩的時間序列。lnca（一階差分）、lnya（一階差分）、lncb（一階差分）、lnyb（一階差分）的t統計概率值分別為0.0002、0.0174、0.0036、0.0037，他們都小于0.05。所以，lnca（一階差分）、lnya（一階差分）、lncb（一階差分）、lnyb（一階差分）都是平穩性的時間序列。我們分別做Lnca、lnya和lncb、lnyb的曲線圖（圖略）?？梢钥闯觯r村居民人均純收入和消費支出呈現出相似的變化趨勢，城鎮居民人均可支配收入與消費支出也呈現出相似的變動趨勢。他們之間可能存在著較為明顯的線性關系。

我們首先用Eviews6.0對兩組數據進行處理，通過最小二乘法對方程進行估計可以得到如下結果：

從方程（1）、（2）可以看出，方程估計的參數都很顯著，方程（1）、（2）調整后的可決系數分別為0.9376、0.9905，非常接近1，表明模擬效果較好。

2.協整檢驗與誤差協整模型。由于lnca、lnya、lncb、lnyb都是I（1）序列，我們估計的模型可能是偽回歸。為了檢驗他們之間是否存在著長期均衡的關系，我們采用EG二步法對他們進行協整檢驗。我們分別對回歸方程（1）、（2）的殘差進行單位根檢驗，得到如下結果：

從檢驗的結果可以看出，回歸方程（1）殘差t統計量=

-2.4191，其對應的概率為0.0174，回歸方程（2）殘差t統計量=

-2.6818，其對應的概率為0.0091，它們都遠遠小于5%。因此，我們拒絕殘差存在單位根的假定，認為殘差序列是平穩的。根據協整關系的定義，我們可以認為lnca與lnya之間存在著協整關系，lncb與lnyb之間也存在著協整關系。

回歸方程（1）、（2）刻畫了序列lnca和lnya、lncb與lnyb之間的長期均衡關系，為了考察考察實際消費支出與實際收入之間的動態關系，我們需要借助誤差修正模型lnct=c+

c1lnyt+c1ecmt+εt來進行分析。其中，ecmt是誤差修正項，且ecmt=lnct-1-c0-c1lnyt-1。

我們用Eviews6.0對數據進行處理，分別得到農村居民的消費支出與收入的誤差修正模型（3）和城鎮居民消費支出與收入的誤差修正模型（4）。模型如下所示：

從上面的兩個模型可以看出，農村模型中的常數項小于城鎮模型中的常數項。表明中國城鎮居民的自發性消費大于農村居民的自發性消費，甘肅省農村居民的消費收入彈性為0.997，城鎮居民的的消費收入彈性為0.85。表示中國農村居民收入每增加1%，消費支出將增加增加0.997%。城鎮居民收入每增加1%，消費支出將增加0.85%。由此可見，在收入變化一個單位時，農村居民的消費支出的變化會大于城鎮居民的消費支出。

誤差修正模型的比較：

對模型（3）分析可以看出，中國農村居民消費支出的短期變動可以分為兩個部分：一部分是由于短期收入變動（lnyat）的影響，另一部分是由于前一期消費支出偏離長期均衡關系（ecmat）的影響。lnyat的系數為農村居民消費支出對收入變化的短期彈性，即收入增加1%，那么在短期內，消費支出將增加0.2587%。模型（4）中，lnybt的系數為城鎮居民消費支出對收入變化的短期彈性，即收入每增加1%，那么在短期內，消費支出將增加0.8173%。ecm的系數反映的是居民消費支出偏離長期均衡關系的調整力度，其絕對值越大，將非均衡恢復到均衡的速度就越快。

四、結論分析

綜合以上的分析我們可以得出以下結論：

1.自1980—2010年以來，中國城鄉居民的收入和消費支出都有了大幅度的提高，但同時，收入跟支出的差距也在不斷地擴大。城鎮居民的平均消費傾向從1980年的0.99下降到了2010年的0.75，而農村居民的平均傾向從1980年的0.82上升到了2010年的0.86。

2.從城鎮居民跟農村居民的收入—消費模型來看，甘肅省城鎮居民跟農村居民的收入與支出之間存在著長期穩定的均衡關系，通過誤差修正模型我們可以看出，農村居民的短期收入對短期消費的影響沒有城鎮居民短期收入對短期消費的影響大，但農村的邊際消費傾向卻大于城市的邊際消費傾向。這可能是因為甘肅省農村居民的收入主要是農產品的收入，而農產品的價格每年波動比較大，所以農村居民的收入有很大的不確定性，而支持卻是剛性的，所以，短期內，農村居民收入的增加并不跟短期內的消費相一致。城鎮居民的收入有很大的確定性，比如工資的提高，福利的增長。當城鎮居民可支配收入增加時，他們會合理地安排自己的消費支出。從模型（3）、（4）我們也可以看出，城鎮居民的消費支出偏離長期均衡關系的調整力度也大于農村居民消費支出偏離長期均衡關系的調整力度。

五、提高農村居民收入與消費支出的建議

在經濟發展過程中，由于自然條件、政策扶植、歷史因素等不同原因的影響，發展肯定會出現差異。甘肅省城鄉居民收入與支出之間的差異一種正常的經濟現象，不可能會被完全消除，我們只有對其加以調控，逐漸將其縮小到一個合理的范圍內。本文就如何發展農村經濟，縮小甘肅省城鄉居民收入與消費支出的差異提出幾點建議。

1.加大對農村的資金投入：由于農業自身的脆弱性決定了農村居民收入的不確定性，因此，政府應該加大對農業的資金投入、調整農業產業結構、加大對三農的扶持力度，切實減輕農民負擔，促進生產要素在城鄉之間的流動。把對三農的投入放在財政支出的首要位置，這樣，才能增加農民純收入。

2.促進農村居民向非農產業轉移，減少農村人口。由于技術的進步，生產力的提高，導致農業有大量的閑置勞動力。這就需要實現農村人口向非農產業的轉移，剩余的勞動力可以外出打工或者興辦養殖場、從事農產品深加工等來提高收入。

3.健全社會保障制度：甘肅省農村社會保障體系不完善，農村居民一直被排斥在國家的社會保障制度之外，他們必須自己籌劃養老的費用，使農村居民有后顧之憂。從一定程度上抑制了甘肅省居民消費。而且近年來，教育、醫療、農業服務的價格上漲較快，農民對于未來支出的預期大大增加，加上未來收入的不穩定性，使得他們的即期消費支出進一步減少。建立社會保障制度，能有效地解決農村居民上學難、看病難、養老難等問題，解除農村居民消費的后顧之憂，穩定居民消費傾向，促進儲蓄轉化為理性的投資與消費，增強農村經濟發展的動力。

參考文獻：

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篇（11）

一、引言

政府支出的效應問題一直是經濟學界關注的熱點話題之一且存在很大爭議。活躍于50年代末60年代初，以Solow為代表的新古典增長理論認為，政府支出只具有短期效應而無長期的經濟增長效應。80年代末90年代初，以Lucas和Romer為代表的新生增長理論認為，由于知識、基礎設施等具有外部性，政府須干預經濟，政府對私人投資的補充對經濟具有正向作用但尚未建立一致定論的內生增長模型。Barro(1990)將政府支出引入到內生增長模型，從政府生產性支出和消費支出的角度進行研究，得出政府支出具有生產性。Alfred Greiner(1996)認為在一定的條件下，線形生產技術、外溢效應、生產性公共資本、人力資本投資和開發對經濟增長都有正效應。

經驗研究方面關于政府支出對經濟增長的影響則是混合的。Grier和Tullock (1987)對115個國家30年的數據進行分析，得出政府消費支出占實際GDP之比與實際GDP正相關；Aschaur (1989)考察美國1949-1985年的生產率和公（私）資本之比，發現兩者為正關系；Landau(1983)對115國的數據分析本科畢業論文格式，發現人均GDP與政府消費支出占GDP之比率負相關；Barro(1991)對98個國家1960-1985年的政府消費支出與人均GDP進行研究，得出政府消費對增長有顯著負作用的結論；Easterly Rebelo(1993)對28個國家1970-1988年間的公共投資與經濟增長進行實證分析，兩者正關系。在這些文獻中，由于方法的差異、樣本數據等不同必造成混合的結論。顯然,這就需要采用更穩健的研究方法,以期得到可靠的結果。近年來，國內一些學者在實證方面作了大量的研究，主要沿著兩條思路展開：一是按照Barro的研究路線把政府支出分為生產性支出和非生產性支出，然后在C-D模型的基礎上進行分析；二是從總量上考察政府支出與經濟增長的關系。

綜觀已有的經驗研究成果,這方面的工作主要有橫截面數據回歸和時間序列分析等兩方面:一方面,在計量方法并不成熟的條件下,人們普遍采用橫截面數據進行回歸分析；另一方面,隨著研究方法的日趨完善,時間序列方法已成為目前這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,如沒考慮時間序列的非平穩性,研究的結果有可能建立在偽回歸的基礎上；最常用的做法是采用誤差修正及向量自回歸模型,由于未考慮時間序列變量是否存在結構突變可能降低檢驗勢，其結論也缺乏普遍性和準確性。

由于體制的變化，使得樣本的DGP可能存在結構突變的問題。從計量經濟學的角度看，如果忽視這種現象進行一般的單位根與協整分析，結果將出現很大的偏差。為此，本文利用Eviews6.0和Gauss8.0對建國以來的政府支出和GDP進行突變檢驗，考慮數據的依賴特征以及制度改革沖擊對經濟增長的影響，嘗試性地解釋造成這種現象的原因。本文的結構安排如下：第二部分是相關的模型和經濟原理框架；第三部分是實證檢驗；最后是結論及存在的問題雜志鋪。

二、突變模型框架

在現有計量檢驗的文獻中，一般都假定不存在結構突變。如果忽視這種結構變化，則傳統的單位根檢驗拒絕原假設的勢就會下降。Perron (1989)在ADF檢驗基礎建立相對完備的理論體系，成為突變問題研究的里程碑[③]。盡管國內存在一些單結構突變檢驗的文獻，但基本上都是采用外生突變檢驗，存在很強的主觀性。ZA檢驗和LP檢驗可以避免這一問題，而檢驗假設卻存在一定的問題[④]。為此，本文在內生單突變檢驗上采用perron的模型，而對于內生雙突變則借鑒Junsoo lee and MarkC.Strazicih的最小LM單位根檢驗模型和方法。

（一）內生單突變模型

Perron（1989）針對突變點已知給出三種經驗模型：截距突變的“崩潰”模型A、斜率突變的“增長變化”模型B、截距和斜率突變的“混合”模型C[⑤]。原假設是帶結構突變的單位根過程，而備選是帶結構突變的趨勢平穩過程,為簡單起見說，只給出最具有一般性的模型C[⑥]。原假設單和備選假設所分別對應的方程為：

: （1）

: （2）

其中（3）。代表突變點本科畢業論文格式，=1，當t=Tb+1時；=1，當時；其他情況下為0。在模型的選擇上，通過比較各種模型在檢驗勢和結構框架的一致性，采用從一般到特殊的檢驗，如先檢驗模型C，然后使用更多的約束條件來評估檢驗結果的穩健性。在對退化趨勢進行檢驗時，需要對“附加異常值”（additive outlier AO）模型和“新息異常值”(innovationaloutlinerIO)模型做出選擇[⑦],前者意味趨勢函數的變動是瞬時完成而現實的沖擊變動是持續很長時間，而后者暗示變動是逐步完成的[⑧]。

（二）雙結構突變檢驗

對于雙結構突變點檢驗用Junsoo lee andMark C.Strazicih（2003）提出的minimumLagrange Multiplier unit root test(LM檢驗)，而LP雙結構突變檢驗由于備選假設存在不明確的假定或序列是帶突變的差分平穩過程，LP檢驗在解釋中易得到錯誤的結論。

考慮序列，DGP如下所示[⑨]：， （4）

這里是一個外生向量矩陣，。雙突變的LM單位根檢驗的統計量可以按照如下的LM（得分）原則回歸得到：（5）

這里，（6）是回歸系數；由得出。單位根的原假設是=0，L:M統計量由下式得到： （7）為原假設時的檢驗統計量。

雙突變的LM單位根檢驗通過格點搜索來確定突變的時點，利用最小的檢驗統計量對應的值來確定突變點。用計算機軟件編程可直接求得突變時點和個數，本文在Lee(2004)Gauss雙突變LM單位根檢驗程序代碼基礎上修改運行程序獲得突變時點和個數。通過比較Lee和Strazicich計算的內生雙突變統計量，判斷是否存在突變點。

（三）政府支出效應的經濟原理

根據Ramsey-Cass-Koopmans模型，假定經濟起初運行在平衡增長道路上，政府支出保持在一個穩定的水平GL上。假如突然出現無法預期的政府支出的持久性上升，居民的反應是把消費直接下調到新的鞍狀路徑上。當消費下調到新的鞍狀路徑上時，經濟運行也就直接到達新的平衡增長道路上。如果政府支出的增加是暫時性的，如面對經濟危機時突然加大政府投資等。期限一到本科畢業論文格式，政府支出GH就會恢復到原來的水平。在這種情況下，盡管消費也會下滑，但不會完全下滑到更低的水平上。事實上，如果消費完全下滑到政府支出GL相應的低水平上，當政府支出恢復到GL時，消費將以不連續的方式跳躍上升到原來相應于GL的水平，這意味著邊際效用發生了跳躍式的下降，從而在經濟增長過程中產生大的波動和突變。

換句話說，人們早就預料到經濟偏離平衡增長道路只是暫時的，不久就會恢復，因而不會把消費下調到那種不會持久的新平衡增長水平上去受邊際效用不連續變化的痛苦。為了效用的最優，居民把消費調整到能夠向原平衡增長道路收斂的軌道上去，這樣既順應政府支出暫時性變化帶來的平衡增長道路的變動，又保證當政府支出恢復到原水平時消費能夠趨向于原來的消費水平。

三、實證分析

由于經濟運行機制的復雜性，影響經濟增長路徑的因素和外部沖擊很多，若要準確度量政府支出對于經濟增長的沖擊力度是很困難的。本文并非精確度量這種沖力度，是試圖利用計量的工具來分析政府支出變動和GDP增長之間是否存在一定的傳導機制和長期趨勢。

（一）數據與變量

GDP(國內生成總值)：數據來源是《中國統計年55年鑒匯編》，2004-2007年數據由歷年《中國統計年鑒》補齊，以1952年為基期用GDP折算指數對名義GDP數據進行處理，得到實際的GDP。

GEXP (政府支出)：用財政支出來衡量，數據來源和處理方法同上，對實際的GDP和政府支出取自然對數分別記為lnrgdp、lnrgexp雜志鋪。由于選取的樣本時間跨度不太長且歷史上重大的經濟沖擊不多考慮一兩個突變點可能比較符合事實，為此本文只分析內生的單突變和LM雙突變檢驗。

若時間序列存在突變，則傳統的ADF檢驗統計量易向接受單位根的方向偏移。為此本科畢業論文格式，先對所選取的時間序列進行單位根檢驗，若不存在單位根不必進行突變檢驗，檢驗結果見表1。從表1可知：兩個變量均為單位根過程，需要對這兩個變量進行結構突變檢驗。

表1ADF檢驗結果

變量

檢驗類型（c,t,k）

ADF統計量

臨界值

單整(d)

結論

Lnrgdp

C,T,1

-2.394

-3.4935**

1

單位根

Lnrgexp

C,T,1

-2.394