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(三)消費函數的誤差修正模型1．模型的建立建立寧夏城鎮居民消費與收入的誤差修正模型。2．模型的顯著性分析誤差修正模型的最終模型的各個統計量都十分顯著。D．W．=1．91，模型不存在一階自相關。R2=0．9728;R2=0．9913，說明模型擬合優度良好。3．模型的綜合分析將誤差誤差修正模型(3)以分段形式［8］表示為(1)寧夏城鎮居民收入與消費之間的長期關系由方程(4)可知，從1978年到1991年，居民邊際消費傾向較高，說明居民收入的絕大部分都用于消費，居民具有較高的消費意愿。1992年以后，邊際消費傾向下降為0．328，消費只占居民即期收入的小部分，說明人們在消費上趨于謹慎。(2)寧夏城鎮居民收入與消費之間的短期關系由方程(3)可知，從短期來看，寧夏城鎮居民收入每有1%的改變，消費將改變0．8585%。同時，修正系數為－0．7548，說明上期每1單位均衡誤差會使本期消費變化0．7548個單位，修正力度較大。

二、寧夏城鎮居民邊際消費傾向的動態關系

為什么寧夏城鎮居民消費與收入存在兩段式的均衡關系?為說明這一問題，本文運用可變參數模型中的狀態空間模型來進行分析。一個可變參數的狀態空間模型由觀察方程和狀態方程［6］。假定現期消費C與持久收入Yp的長期關系為。檢驗結果表明，模型的擬合優度非常高，βt在統計上高度顯著，λ的估計值接近于1，說明制度變遷對寧夏城鎮居民消費行為的影響是持久而深遠的。根據模型方程算得:從1979年到1990年，槇βt的值沒有明顯大的變化，一直在0．96和0．98之間波動(具體數據略)。1991年后，槇βt的值開始下降，之后下降趨勢更為明顯。這證實了本文之前得出的結論:1991年前后寧夏城鎮居民消費行為存在顯著差異［6］。由表3可以看出，改革開放以來，寧夏城鎮居民的邊際消費傾向的變化較大，1988年的邊際消費傾向最大，達到0．8679，隨后在小幅波動中呈現明顯下降趨勢;2008年的邊際消費傾向最小。總體來看，寧夏城鎮居民的邊際消費傾向的變化可分為兩個階段:第一個階段(1978～1991年)，邊際消費傾向在0．82～0．89之間變動，有升也有降;第二個階段(1992～2008年)，邊際消費傾向的變化特點是震蕩式持續下降，之后逐步回升。根據以上對寧夏城鎮居民消費與收入關系的實證分析得出這樣的結論:1978～1991年，寧夏城鎮居民的邊際消費傾向有升有降，但無論邊際消費傾向是上升還是下降，都沒有改變消費與收入的初始均衡關系。1992年以后，邊際消費傾向呈現震蕩式下降趨勢，這表明寧夏城鎮居民的消費與收入逐步偏離了原來的均衡關系，形成了新的均衡狀態。這與前文實證分析的結論完全吻合:改革開放以來，寧夏城鎮居民消費與收入的是兩段式均衡關系。

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一、我國消費結構及消費結構升級現狀

消費結構反映人們的消費水平、消費質量、和消費需求的滿足狀況，其變化對社會經濟的發展起著舉足輕重的作用。

(一)、消費結構的升級也稱“消費革命”，是指一個社會的消費需求的變化與發展，即代表一個消費時代的主流商品的升級和變革的過程。所謂主流商品，也就是大多數消費者已經或即將把主要支付集中在其身上的商品。這里的革命更多地體現出的是外延型的躍遷，即從無到有的過程。當然也包括了消費重點和熱點的變化。

改革開放后我國消費結構升級的階段性特點

以滿足吃穿為重點的溫飽型階段（1978 ― 1984 年）。在這一階段，隨著居民收的增加，居民消費的重點主要是滿足基本的生活需求即解決溫飽問題，所以這一階段食品和衣著消費占到居民消費支出的70% ― 80%。自行車、手表和縫紉機是該時期的主要消費熱點或標志性商品。

一般耐用消費品普及階段（1985 ―1991 年）。這一階段是我國城鎮居民在解決溫飽之后，隨著收入水平的上升而進行的第二次消費結構升級過程免費論文下載。在這次升級過程中，城鎮居民的邊際消費傾向呈明顯的上升趨勢畢業論文題目，彩色電視機、電冰箱、洗衣機是該時期的主要消費熱點。城鎮居民消費從千元級邁向萬元級，形成了以家用電器普及為代表的耐用消費品熱潮。

以居住、家庭設備等為重點的優化生活品質階段（1992 ― 2000 年）。在這一階段，我國正式確立了市場經濟體制，商品市場化程度迅速提高，勞動力等要素的市場化也逐步展開，城鎮居民收入水平邁上新的臺階，家庭消費呈現出新的變化趨勢：居民的住房消費支出增加，居住條件得到明顯改善；空調、大容量冰箱、影碟機、組合音響、家庭影院、高清晰度彩電、中高檔樂器（如鋼琴）、健身器材、手機、個人電腦等多種新一代消費熱點產品大量進入尋常百姓家庭；城鎮居民用于通訊、旅游和健康的支出增加。

以住房、汽車、教育文化、旅游等為重點的享受型和發展型階段（從2001 年起）。新一輪消費結構升級是指本階段的完成過程。這一階段，家用汽車、住房至今等十萬元至幾十萬元的大型耐用消費品成為城鎮居民關注和消費的熱點，以教育為龍頭的教育、通信、文化娛樂、旅游等服務類消費大幅攀升。對我國城鎮居民而言，新一輪消費結構升級的本質是生活質量從小康向富裕的過渡和轉變。

(二)、目前我國所處的消費結構升級階段是“住行消費革命”，顧名思義，與住行直接關聯的產業面臨大力度的改革和發展。那么，這些產業即現階段培育出的市場熱點，已經具備了主流商品的市場。但這些商品在現有的市場運行和操作中，亟待解決的一些問題成為其發展的瓶頸。住房，截至2008年底，我國已竣工的通過房地產開發商經營的積壓房為9124萬M2,市值大約為2000億元。而我國的住房消費支出使用恩格爾系數計算不足5%，與國際標準的20%相差甚遠。房屋的價格畸高，需要住房的人絕非少數，卻沒有足夠的支付能力，只能表明這個市場還不夠發達，市場化程度低。在這種情況下畢業論文題目，住房信用貸款就可以緩解供需矛盾，從2000年起個人按揭貸款購房已經成為市場主流。有資料表明，個人購買商品住房占商品房銷售總量的90%，而且代表著未來的發展趨勢。同時，商業銀行也向消費者以自有產權的房屋為抵押申請用于裝修房屋、購置家家電支出發放的一次性貸款。這些新的貸款辦法的出臺，在一定程度上也將這些商品的需求能量逐漸釋放，不失為一個一舉兩得的好方法。同等道理也適用于我國的轎車行業，我國目前人均保有量為20輛/萬人，與世界平均水平的1輛/11人的差距是巨大的。當然，也從另一個角度反映出中國轎車市場潛力的巨大。

二、分析方法

擴展線性支出系統模型(Extend Linear Expenditure System，ELES)是經濟學家Luch于1973年在美國經濟計量經濟學家Stone的線性支出系統模型的基礎上推出的一種需求函數系統免費論文下載。目前被廣泛用于對消費結構的研究中，本文也將采取這一分析定量實證研究方法，用數據說明消費結構升級問題及亟待解決的消費信貸問題。 該系統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。

假設將人們的消費支出具體劃分為I類，則各類商品的消費支出可以用模型表示為：

Vi=Piqi+βi(Y-V0) (1)

其中，Vi是對第I類商品的消費支出， Pi和qi分別為第I類商品的價格和基本需求量，βi為邊際消費傾向，V0為基本需求總支出，Y為收入水平。該模型即為“擴展線性支出系統模型”（ELES模型）。

如果樣本數據為橫截面數據，可用最小二乘法對模型進行估計畢業論文題目，則可以設：

αi=Piqi-βiV0 (2)

則模型（1）可以表示為：Vi=αi+βiY (3)

對公式（2）兩端求和得：V0=Σαi/(1-Σβi) (4)

由公式（2）也可以得出：

Piqi=αi +βiV0 (i=1,2,3,...m)(5)

然后利用彈性公式計算相關系數

收入彈性= βiI/Vi 其中，I取平均收入

自價格彈性=-βi（1- V0+ Piqi）/ Vi

互價格彈性=-βiPjqj/ Vi (i≠j)

本文以2001~2008年的中國城鎮居民的收入與消費支出情況（數據來源于《中國統計年鑒》）并2001年為基年進行了處理，（表略），對城鎮居民消費結構及其變化進行定量分析。

三、消費支出構成分析及邊際消費傾向實證分析

（一）、消費支出構成

表1 城鎮居民家庭平均全年消費性支出的構成（%）

 

年份

食品

衣著

家庭設備用品及服務

醫療保健

交通通訊

娛樂教育文化服務

居住

雜項商品及服務

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

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一．引言

上海作為中國的國際化大都市，在變革中得到了長足的發展，取得了驕人的成績，居民收入與消費水平不斷提高。目前國際金融危機雖然有所好轉，但還處于逐步恢復階段誤差修正模型，擴大內需還是保持經濟增長是根本之策，然而較低的居民消費水平限制了市場的開發。改革開放以來,上海城鎮居民的平均消費傾向總體上呈波動下降的趨勢。其影響因素很多,但收入是影響消費的最主要的因素。消費水平沒有充分開發直接影響上海經濟的健康穩定發展。因此，研究收入和消費的關系有利于進一步了解國內消費市場，從而制定準確的收入分配政策和消費政策。本文根據凱恩斯的絕對收入假說，以上海為例，對居民收入與消費之間關系進行分析與建模，最后得出相應的政策建議。

二．樣本數據

本文選用1978～2008 年上海城鎮居民“人均可支配收入( Y) ”和“人均消費支出(C) ”,利用以1978 年為基期的上海城鎮居民消費價格指數(P) ,令Yt= ( Y/ P)×100 和Ct = (C/ P) ×100 ,即得剔除價格因素后的實際收入( Yt ) 和實際消費(Ct )。為了減少數據處理中的誤差，尤其是異方差，對原始數據分別取自然對數，得到實際收入（lnYt）和實際消費(lnCt)。其變動的趨勢見圖1誤差修正模型，由此可以看出,它們都是帶有趨勢的非平穩序列。應用的計量分析工具是專業計量軟件Eviews6.0。

圖1 lnYt和lnCt 走勢圖圖2 lnYt和lnCt 走勢圖

三．實證分析

（一）平穩---單位根檢驗

從原始序列變量圖，可直觀看出其不平穩的態勢。時間序列計量分析需要樣本是平穩的單位根過程，否則就存在“偽回歸”問題。對兩者進行一階差分后, lnYt 和lnCt 相應序列圖如圖2 所示。由圖看出,經過一階差分后,兩者圖形漸趨平穩。進一步對各變量進行單位根檢驗以確定其是否為I（1）過程。單位根檢驗采用ADF檢驗法，單位根檢驗最佳滯后階數按照AIC（Akaike Information Criterion）準則確定，AIC值越小，則滯后階數越佳。ADF單位根檢驗結果見表1。

表1 lnYtt、lnCt 及其一階差分的單位根檢驗結果

 

變量

檢驗形式（c,t,*)

ADF值

5%臨界值

結論

lnYt

(c,t,1)

-3.07131

-3.574244

不平穩

lnCt

(c,t,1)

-2.972389

-3.574244

不平穩

lnYt

(c,0,1)

-4.561073

-2.967767

平穩

lnCt

(c,0,1)

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文章編號：1004-4914（2011）08-025-03

價格與消費是兩個相互影響、相互作用的經濟因素，價格水平的變化會直接影響居民消費水平的變化。根據價格曲線也可看出，價格越高，消費需求越低，價格越低，消費需求越高。2007年以來我國物價漲速明顯加快，成為經濟運行中最受關注的問題之一。特別是與老百姓生活密切相關的肉禽蛋、鮮菜、汽油、柴油、石油、液化氣等商品價格均保持在高價位上運行，人們日常的生活受到了極大的影響。價格作為一個重要的宏觀經濟指標，與宏觀經濟運行有著密不可分的聯系。首先，價格作為一個現象，折射出的是整個宏觀經濟運行狀況的實質性問題。此外，價格在市場經濟運行中，同時扮演著“市場調節器”與“宏觀經濟運行指示器”的雙重角色。因此，物價波動一直是各界普遍關注的焦點之一，物價上漲對居民消費的影響更是值得關注的問題。

隨著我國經濟的不斷發展，物價這一關系到民生的問題，越來越受到重視。認真研究、科學合理地分析物價上漲對居民消費的影響，是我國經濟長期穩定發展的客觀需要。

一、我國物價水平的歷史與現狀

（一）我國歷史各物價水平變動階段

第一階段：1953―1965年（共13年）。這一階段，我國物價水平經歷了一次劇烈的升降，商品零售價格指數增長率出現了一次高聳的峰和深陷的谷。1959～1961的3年中，零售物價水平持續上漲，于1961年到達頂峰，漲幅為16.2％。1962年，零售物價下跌，1963年跌至－5.9％的波谷，峰谷落差達22.1個百分點。

第二階段：1966―1976年（共11年）。在這一段時期內，我國物價水平的變動幅度極小。商品零售價格指數增長率曲線幾乎是一條水平直線，其漲幅從未超過1％，跌幅也僅有一年略微超過1％，最高點（1975年，0.6％）與最低點（1969年，－1.1％）之間的落差只有1.7個百分點。這一時期零售物價的高度穩定，是特定的歷史條件造成的，當時的中央政府直接通過行政手段凍結價格。這樣，盡管經濟在劇烈地波動，而價格水平卻“紋絲不動”。

第三階段：1977―1999年（共23年）。改革開放之后，隨著經濟體制改革的不斷推進，物價水平長期僵持不變的局面被徹底打破，零售物價開始持續上升。1999年的商品零售價格指數上漲為1978年的359.8％。在這一時期，價格漲幅的波動性也變得非常明顯。從1977年到1999年，我國物價漲幅可觀測到4次明顯的循環波動。

第四階段：2000―2007年（共8年）。中國經濟在經歷了1991―2001年的完整波谷―波谷經濟周期后，從2002年起重新進入本次經濟周期的擴張階段。2003年與2004年實際GDP增長速度接近潛在GDP增長速度，而2005年實際GDP增長速度超過潛在GDP增長速度，其間通貨膨脹卻相對溫和。在2006年中國經濟繼承了2005年的強勁擴張趨勢，中國宏觀經濟運行保持高經濟增長與低通貨膨脹的良好配合格局，在增長型經濟周期的位勢上，2006年將構成本次經濟周期的波峰年度。2007年，中國宏觀經濟管理繼續實行穩健的財政政策與穩健的貨幣政策，采取中性的需求管理，政策取向，兼顧經濟穩定的內部平衡目標與外部平衡目標，進一步促進國內需求與國外需求以及投資需求與消費需求對經濟增長的全面拉動，在總體經濟景氣進入本次經濟周期收縮階段后延續其繁榮形態。2007年實際GDP增長速度略低于潛在GDP增長速度平穩回復至潛在GDP水平。

（二）我國現階段物價變動的狀況及原因

物價上漲影響居民的生活，從2007年以來我國物價漲速明顯加快，成為經濟運行中最受關注的問題之一。2007年1―11月份CPI同比上漲4.6%，漲幅比去年同期提高3.3個百分點；尤其是11月份CPI同比上漲6.9%，環比上漲0.7%，創1996年底以來的新高。另外，工業品出廠價格指數、農產品生產價格指數和央行公布的企業商品價格指數等均呈現加速上升的勢頭，已超出各方預期。

從統計數據來看，2007年的CPI上漲具有明顯的結構性特征，以11月份為例，當月以糧食為代表的食品價格同比上漲18.2%，推動CPI上漲了6.1個百分點，貢獻率達88.6%，其中糧食價格同比上漲6.6%，肉禽及其制品價格同比上漲38.8%油脂價格同比上漲35%，鮮菜價格同比上漲28.6%，鮮果價格上漲12.9%，鮮蛋價格同比上漲10%，水產品價格同比上漲6.8%。而工業品價格和服務價格基本保持穩定，扣除食品和能源項目后，前11個月的核心價格指數僅同比上漲1%左右。

物價上漲是源于多方面的因素,原因之一：國際市場價格的帶動。由于石油價格持續上漲，美國等國家大規模開發生物能源，對玉米、大豆等糧食需求量大幅增加。這導致國際市場糧價大幅度上漲，進而拉動了國內糧食價格上升，并影響到以糧食為原料的食用油、肉、禽、蛋、奶等主要副食品價格。

原因之二：成本推動。近10年來，我國主要農產品一直低位運行，稻谷、小麥、玉米、大豆、油菜籽、生豬等主要農產品現在的價格，多數低于10年前的水平，只有個別品種略高于10年前水平。但與此同時，種植養殖成本隨著生產資料價格和農村勞動力價格的上漲而大幅上升，所以，目前農產品價格上漲帶有明顯的恢復性質。

原因之三：供求結構失衡。由于去年上半年生豬價格跌到谷底，導致生豬存欄下降，去年下半年生豬價格開始進入周期性上漲階段。部分地區出現的疫情，也加劇了生豬供應的緊張。

民以食為天，糧食、肉、禽、蛋是居民的生活必需品。今年以來食品和副食品價格的上漲過猛，波及面過大，豬肉的漲價帶動了其他生活資料（如牛羊肉、蛋、奶）價格上漲。這是事關人民群眾（特別是在校學生、進城務工人員、城市低保人群等弱勢群體）切身利益的大事，也是事關全局、事關社會和諧穩定的大事。勢必影響到千家萬戶居民的生活質量。漲價使多數中低收入城鄉居民的生活或多或少受到了影響。但沖擊最大的是城鄉中低收入家庭，尤其對一些縣城的民工生活沖擊較大，感到壓力沉重。

二、物價上漲對居民消費的影響

物價波動主要由市場中的商品供求狀況所決定的，即供給小于需求是物價上漲，供給大于需求是物價下跌，供給等于需求時物價穩定。物價波動可以調整市場中商品供求關系，即供給小于需求時抬高物價可以使供求平衡，供給大于需求時降低物價可以促使供求平衡物價波動。

CPI即消費者物價指數(Consumer Price Index)，是反映居民生活有關的產品及勞務價格統計出來的物價變動指標，衡量一般家庭（不含共同事業戶）實際購買各項消費性商品及勞務價格變動情形。所得稅、購置土地、住宅及人壽保險等支出不屬查價范圍。

大多數國家都編制居民消費價格指數（CPI）,反映城鄉居民購買并用于消費的消費品及服務價格水平動情況，并用它來反映通貨膨脹的程度。

從2001年起，我國采用國際通用做法，逐月編制并公布以2000年價格水平為基期的居民消費價格定基指數，作為反映我國通貨膨脹（或緊縮）程度的主要指標。經國務院批準，國家統計局城調總隊負責全國居民消費價格指數的編制及相關工作，并組織、指導和管理各區市的消費價格調查統計工作。

我國編制價格指數的商品和服務項目，根據全國城鄉近11萬戶居民家庭消費支出構成資料和有關規定確定，目前共包括食品、煙酒及用品、衣著、家庭設備用品及服務、醫療保健及個人用品、交通和通訊、娛樂教育文化用品及服務、251個基本分類，約700個代表品種。居民消費價格指數就是在對全國550個樣本市縣近3萬個采價點進行價格調查的基礎上，根據國際規范的流程和公式算出來的。

CPI=(Pt1Q01+Pt2Q02+…+PtmQ0m)/(P01Q01+ P02Q02+…+P0mQ0m)*100

式中：P――商品價格；Q――商品數量；m――商品的種類；t――現期；0――基期。

公式中，分母表示在需要進行比較的基期里居民對有關商品的支出總額；分子表示居民在現期以現行價格購買相同種類、同樣數量的商品支出總額。

把上述公式用文字簡化表達就是：

CPI=現期購買商品支出總額/基期購買商品支出總額×100（商品是同類商品，與取樣樣本有關）

19世紀中葉，德國著名統計學家厄恩斯特?恩格爾(Ernst Engel)在研究英、法、德和比利時等國工人階級不同階層的家庭調查資料時，得到一系列數據，在這些數據的基礎上，他發現了一個規律：一個家庭或個人收入越低，其食品支出在總支出中所占比重越大，反之，其比重越小；隨著家庭收入的增加，食品支出占家庭總支出的比重會逐漸減少。對國家而言，一個國家越窮，每個國民平均支出中購買食品支出的比重越大，這一規律被稱為恩格爾定律(Engel's Law)。后來，人們把食品支出占全部生活消費支出的比重稱為恩格爾系數，用公式表示如下：

恩格爾系數＝(食品支出/全部生活消費支出)×100%

恩格爾定律的原理非常簡單：一個家庭或個人維持生命所必須的食品數量是基本不變的。在這個前提下，恩格爾系數值越小，即食品支出占家庭或個人支出的比重越小，自然就意味著家庭或個人的生活水平越高，反之則說明生活水平越低。因此，可用恩格爾系數來衡量一個國家或地區的居民生活水平和經濟發展成就。聯合國糧農組織于20世紀70年代中期更是將恩格爾系數作為評價國家貧富和地區生活水平高低的重要標準之一：恩格爾系數在60%以上為絕對貧困，50%～60%為溫飽，40%～50%為小康，30%～40%為富裕，30%以下為最富裕。

在我國，恩格爾系數同樣受到高度重視，無論是政府機關的工作報告，還是新聞媒體關于本地居民生活水平的報道，都可以見到恩格爾系數蹤影，使用頻率極高：中國宣布“總體達到小康”所依據的一個重要指標便是“恩格爾系數”；政府機關很多工作計劃的依據也是本地的恩格爾系數。

恩格爾定律是在假定價格不變的前提下而提出的，其受影響較大除收入以外最重要因素之一就是物價水平：當食品消費數量不變時，物價水平的提高意味著名義收入不變時實際收入的降低，即意味著在相同收入下食品支出的增加。因此，物價水平上升，恩格爾系數就會上升，反之則下降。而影響恩格爾系數的主要因素有收入狀況、物價水平、耐用消費品的消費狀況、福利政策和消費習慣等。其表現為：

1.近年來我國恩格爾系數的下降主要是由于服裝支出、醫療保健支出、交通通訊支出和住房支出的不斷增加造成的：當居民購置住房等耐用消費品時，在個人可支配收入一定的情況下，用于食品的支出就會減小，因此恩格爾系數會下降；當老百姓對醫療、住房、交通等方面的支出增加時，在個人可支配收入一定的情況下就會擠占對食品的消費，從而導致恩格爾系數的下降。

2.隨著家庭設備用品消費的增多，恩格爾系數是上升的：當居民的個人可支配收入剛開始增多時，生活消費會從溫飽型消費轉向營養型消費時，谷物在食物消費總量中所占比重會不斷減少，肉乳品及精細食品所占比重不斷增加，因此，在生活剛剛開始好轉的某段時間內，恩格爾系數會隨著收入的增加而上升；家庭設備用品相對于一般消費品來說，使用期限較長，單位產品價格較高。居民為了購買耐用消費品，一般要經過一段時間的儲蓄，在維持基本生活的食品支出不變時，其它各項消費性支出就會減少，因此積累期的恩格爾系數會上升。

3.當消費者物價指數上升時，恩格爾系數是上升的：食品消費數量不變時，消費物價水平的提高意味著名義收入不變時實際收入的降低，即意味著在相同收入下食品支出的增加，從而導致恩格爾系數的上升。

4.物價水平的高低直接影響居民消費的水平。自古以來民以食為天，因此，居民對食品價格非常敏感，稍有異動就會引起居民的廣泛關注。由于食品價格的大幅上漲，使得收入對生活的保障作用逐步減弱，對于低收入家庭來說，更難以承受。生活必需品價格上漲，必然帶來居民生活消費支出的增加，因為食品這類生活必需品消費彈性小，替代效應不明顯，不管價格是否上漲，必須得消費。價格上漲抑制了居民的消費欲望，通常物價上漲時，人們為了緩解這一壓力，不得不降低消費檔次，減少消費數量來滿足生活的基本需求，也就造成了消費量的下降，生活質量的降低。

綜合以上分析，消費品價格特別是食品價格的大幅上漲，給中低收入居民家庭生活帶來一定困難，其生活質量有所下降。具體表現在：一是采取買價廉質次的商品，來確保量的滿足。二是提取存款或借錢應對急需。三是改變消費行為和消費習慣，減少非必需品的消費。交通通訊、醫療保健支出成為壓縮對象。四是主要消費品價格的快速上漲，還給低收入居民家庭增添了沉重的精神負擔、心理壓力和價格預期。

三、建議

綜上所述，提出以下建議：要加強價格監控和調控，大力提高居民收入的同時，積極促進居民消費。政府應堅決制止搭車漲價和哄抬物價的現象，維護市場的穩定；對房地產業等價格過高的行業采取切實有效措施抑制商品房價的過高過快上漲；對低收入階層在擴大就業、提高低保水平、確定最低工資標準等方面出臺操作性強的政策；培育新的消費熱點，鼓勵和引導合理消費，提高居民消費能力，從而帶動消費對經濟增長貢獻度的大幅提高，促進經濟的持續快速發展。從中長期來看，我國經濟面臨的主要矛盾仍然是有效需求不足問題。當前的宏觀調控重點，既要控制投資過快增長，緩解資源瓶頸，加強對通脹的預警和疏導，又要千方百計地積極培育市場和有效擴大消費，緩解消費品市場供大于求的矛盾。

主要解決方案：

1.應適當調整擴張性的財政政策，我國投資增長速度過快，經濟局部過熱與多年來實施積極的財政政策且投資結構欠合理無不關系，因此，為降低投資增長速度，抑制通貨膨脹的惡化，緩解經濟結構的失衡，適度調整擴張性的財政政策是很有必要的。

2.遏制盲目投資和低水平重復建設，緩解對生產資料的過度需求。一是堅決遏制某些行業和地區盲目投資和低水平重復建設。二是加強和改進信貸管理，人民銀行要按照國家產業政策要求，加強“窗口”指導，商業銀行要增強風險意識，強化信貸審核。三是對不符合國家產業政策的行業制定限制性價格政策，控制這些行業的盲目擴張。同時，加強對煤、電、油、運的協調，緩解瓶頸制約。

3.努力促進糧食增產，增加糧食供給，使糧食價格回升到一個合理水平。由于以糧食為基礎的食品類價格占居民消費價格的權重大，食品是居民生活必需品，在低收入群體中所占支出比重較大，所以，保持糧食價格基本穩定、合理回升至關重要。一是要搞好糧食總量平衡工作，引導糧價穩步回升，逐步達到一個合理區間。二是要加強農資價格監管，穩定農資價格，穩定糧食生產的物質成本。三是要在糧食生產方面給予稅收、信貸、價格等政策優惠，減輕種糧農民負擔，保護和激發農民種糧積極性。

4.加大對房地產市場的調控力度。首先，房地產市場價格的快速上漲構成物價水平上漲的一個方面，而且對消費者的消費預期和消費能力具有直接而重要的影響；其次，房地產業的產業關聯度較大，對房地產的過度投資構成了能源、原材料供給緊張的一個重要原因；再次，從房地產市場的價格的具體波動情況來看，土地價格和商品房價格上漲較快，而土地租金價格上漲有限。這說明，房地產市場的供給和需求以及與此相關的價格波動具有泡沫成分，這可能隱含著巨大的金融風險。因此，加強對房地產市場的調控是控制物價上漲和金融風險的良策。

5.對貨幣供應量的超速增長進行適當控制。貨幣供應量的超速增長是導致近期物價上漲的原因之一，所以今后一段時間，要對貨幣信貸過快增長進行調控：一是要加大公開市場業務力度，對沖因外匯占款投放的基礎貨幣；二是對金融機構進行“窗口指導”，提高金融機構資產質量，適度控制貸款規模；三是要解決長期機制問題，進一步探索和完善人民幣匯率形成機制，促進國際收支平衡，解決外匯占款導致的基礎貨幣投放剛性問題，使貨幣政策調控更加有效。但要注意，這種調控只能是微調，力度不宜過大。這是因為，一方面緊縮性的貨幣政策固然可以在壓縮投資需求方面收到立竿見影的效果，但卻無助于結構性矛盾和供給瓶頸問題的解決：另一方面，需求增長必須通過增量貨幣才能實現，如果實際信貸規模出現大幅下降，在短期內對快速增長的經濟會產生很大的擾動。一旦投入產出的鏈條被人為割斷，可能會產生更多的問題，甚至重新回到通貨緊縮的泥潭里。

6.加強價格監測分析工作，建立價格異常波動應急機制。價格監測是價格決策和宏觀調控的基礎，要突出監測重點，完善有關制度，密切關注國際國內市場供求狀況和價格走勢，善于發現傾向性和苗頭性問題，建立應對價格異常波動的應急處理機制，及時提出控制價格上漲的意見和建議，做到未雨綢繆。

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篇5

一、文獻述評與理論分析

（一）文獻述評

從亞當·斯密開始，經濟學研究都強調經濟效率，而不太注意收入分配差距。只要經濟增長符合帕累托效率，就沒有壞處，哈耶克認為這就是經濟學研究的基本命題核心期刊。受其影響，西方學者們大多重視財政支出與經濟增長關系的研究，加之二戰后世界各國政府普遍把經濟增長列為財政支出的首要目標，使得這種研究趨勢更是盛極一時，而對于財政支出結構與社會公平關系的研究則明顯滯后。

對于國內研究而言，目前已有的關于財政支出結構對經濟增長與社會公平的影響研究還比較少。學者們大多側重于財政支出總量與經濟增長關系的研究，或者是財政支出結構與社會公平關系的研究，鮮有把經濟增長和社會公平作為一個整體來研究其與財政支出結構之間的關系。而且，在劃分財政支出結構的分類標準上大家還未達成共識，再加上對社會公平系數的界定和研究方法的不同，最終導致實證分析結論存在差異。寇鐵軍、金雙華（2002）以基尼系數為社會公平指標，將財政支出劃分為公共福利支出和非福利支出，利用簡單回歸分析得出我國財政支出對社會公平問題重視不夠的結論。孫文祥、張志超（2004）以城鎮對農村居民的人均收入差額與農村居民人均收入的比值作為社會不公平指數，構造了六個模型方程分別研究財政支出結構與經濟增長，財政支出結構與社會公平的問題，得出地方財政支出具有顯著促進經濟增長的作用，中央財政支出可以明顯改善社會公平程度，不同的財政支出項目對經濟增長和社會公平的貢獻具有顯著差異的結論。王莉、冉光和（2007）利用基尼數據等指標進行回歸分析，得出財政支出結構對城鄉居民之間收入差距呈負效應的結論。劉成奎、王朝才（2008）以城鄉居民收入差為社會公平指標，分析不同財政支出項目對城鎮、農村居民收入的影響。冉光和、潘輝（2009）對全國居民、城鄉居民以及東中西居民三個樣本進行公共支出與收入分配關系的VAR模型實證研究，得出公共支出對居民收入分配起到了負面影響結論。

綜上所述財務管理論文，國內外關于財政支出結構對經濟增長和社會公平的影響研究基本上是圍繞財政支出結構與經濟增長，或者是財政支出結構與社會公平進行單一靜態研究。然而，追求經濟效率和社會公平是政府安排財政支出所面臨的永恒主題。只考慮財政支出結構與經濟增長的關系而忽視社會公平的問題，或者離開經濟增長而單一的研究財政支出結構與社會公平的關系，得出的結論都可能有失偏頗。這是分析財政支出結構對經濟增長與社會公平影響不可或缺的研究思路。基于此，本文將在前人研究的基礎上，采用向量誤差修正模型、脈沖響應函數等動態分析方法系統考查財政支出結構變動對經濟增長和社會公平動態影響。

（二）理論分析

財政支出結構是指各類財政支出占總支出的比重。按照經濟性質不同，財政支出結構可以分為政府投資性支出、政府消費性支出和政府轉移性支出三種。三種支出在財政總支出中所占比重的變動，直接反映了財政支出職能的調整。一般而言，投資性支出和消費性支出直接影響社會資源的配置，促進經濟增長。具體地說，從需求方面講，投資性和消費性支出與私人支出無異，直接構成社會總需求的一部分，通過乘數效應拉動經濟增長；從供給方面講，投資性支出會影響生產函數而間接拉動經濟增長，如基礎設施建設等支出會形成社會物質資本，從而解決制約經濟增長的瓶頸因素；科學、教育以及衛生等領域支出會形成人力資本，從而提高勞動者生產率，改善社會生產技術，促進經濟持續增長核心期刊。相反，轉移性支出具有兩面性，它不僅能促進經濟增長，也能熨平收入分配不均。具體地說，從需求方面講，轉移性支出直接增加居民可支配收入，擴大了社會總需求。同時財務管理論文，當社會收入分配差距拉大時，轉移性支出能夠縮小甚至彌補收入分配不均的缺口，穩定社會公平秩序。從供給方面講，轉移性支出也是一種典型公共品，具有很強的外部性特征。

因此，在財政支出結構上，投資性支出和消費性支出比重越大，表明財政的資源配置職能較強；轉移性支出比重越大，表明財政的收入分配職能較強。

二、變量選取與研究方法

（一）變量選取

本文選取1978—2006年社會公平指標、經濟增長指標以及財政支出結構指標共同構建VEC計量模型進行分析。各變量均為年度變量，并用GDP平減指數扣除物價因素的影響。由于中國統計年鑒中沒有GDP平減指數，這里借鑒司春林（2002）的做法，用公式進行換算，GDPiindex表示第i年的GDP指數，GDP1978index表示1978年GDP指數（1978年=100），GDPi表示第i年的名義GDP值，GDP1978表示1978年名義GDP值。需要指出，我國預算外支出結構不具有明顯特征，波動性較大，所以我們暫不考慮財政預算外支出，所有數據均來源于《中國統計年鑒2008》以及國研網教育版宏觀經濟年度統計數據庫。

（1）社會公平指標上我們選取全國居民收入基尼系數衡量。首先，選擇上梯形面積法計算城鎮居民和農村居民的基尼系數，具體計算公式為，Mi表示某一收入水平組家庭累計百分比，Qi表示某一收入水平組收入數累計百分比。其次，按照R.Msunarum公式計算全國居民收入基尼系數，具體計算公式為，G1G2分別表示農村居民和城鎮居民收入分配的基尼系數財務管理論文，P1P2分別表示農村居民和城鎮居民占總人口的比重，u1u2分別表示農村居民和城鎮居民的人均收入，u表示全體居民的人均收入，G表示全國居民收入的基尼系數。

（2）經濟增長指標上我們選取國內生產總值增長率衡量。根據當年國內生產總值增長率=（當年國內生產總值指數-100）/100公式計算而得，其中以上年國內生產總值指數為100。

（3）財政支出結構指標上我們分別選取財政投資性支出、消費性支出以及轉移性支出各自占財政總支出的比重來衡量。依據官方統計數據，財政投資性支出包括基本建設支出、挖潛改造資金和科技三項費用、支農支出以及科教文衛支出等；財政消費性支出包括增撥企業流動資金、地質勘探費、工業交通等部門事業費、國防支出以及行政管理費等；財政轉移性支出包括社會保障支出和政策性補貼支出等。

表1 變量定義表

變量名

變量解釋

變量名

變量解釋

Gini

全國居民基尼系數

GDP

國內生產總值增長率

GIV

財政投資支出占財政支出比重

GCS

財政消費支出占財政支出比重

GTR

財政轉移支出占財政支出比重

（二）研究方法

為了避免模型出現偽回歸現象，本文首先利用ADF單位根檢驗法，檢驗變量的平穩性，對非平穩變量進行處理，使之成為平穩時間序列。如果變量是單整的，借鑒Engle和Granger（1987）提出的協整理論進行Johansen協整檢驗，以確定財政支出結構與經濟增長、社會公平之間的長期穩定關系。進步利用Granger因果關系檢驗揭示變量之間因果關系，在此基礎上，建立向量誤差修正（VEC）模型，用數據的動態非均衡過程來逼近經濟理論的長期均衡過程，更加全面認識變量之間穩定的長期均衡關系和動態的短期關系；構造向量自回歸（VAR）模型，確定不同財政支出對經濟增長和社會公平的動態影響程度核心期刊。根據研究需要，構造出分析財政支出結構影響經濟增長和社會公平的計量模型1和模型2。同時，為了避免模型回歸分析中可能存在異方差和多重共線性問題，對變量數據取自然對數。其中，i是滯后階數，n是樣本個數，是擾動向量。

模型1：

模型2：

三、實證檢驗結果與分析

（一）單位根檢驗與協整檢驗

利用Dickey和Fuller（1981）提出的考慮殘差項序列相關的ADF單位根檢驗法，滯后長度根據SIC法則自動選擇，檢驗變量的平穩性，對于非平穩性的變量進行差分處理使之成為平穩時間序列。表2的ADF檢驗結果顯示，樣本期間內僅有財政投資性支出和轉移性支出是非平穩時間序列財務管理論文，但是它們的一次差分都是平穩的時間序列，即這兩個序列都是一階單整I（1）。

表2 ADF檢驗結果

變量名

檢驗類型（c，t，k）

ADF檢驗值

伴隨概率p值

結論

lnGini

（c，t，0）

-2.0240*

0.0430

平穩

lnGDP

（c，t，3）

-3.9201*

0.0263

平穩

lnGIV

（c，t，0）

-3.2130

0.1023

非平穩

D（lnGIV）

（0，0，0）

-4.7690**

0.0000

平穩

lnGCS

（c，0，2）

-3.4119*

0.0198

平穩

lnGTR

（c，0，3）

-2.3022

0.1790

非平穩

D（lnGTR）

（0，0，2）

-3.2291**

0.0024

平穩

注：（1）檢驗類型（c，t，k）表示ADF方程中的截距、時間趨勢項和滯后階數；（2）*、**分別表示在5%、1%的顯著水平下拒絕原假設；（3）D表示對變量進行一次差分。

由于上述兩個變量都是一階平穩序列，其它變量都是水平平穩序列，因此，我們可以利用Johansen檢驗判斷它們之間是否存在協整關系。如果它們之間具有協整關系，則表示雖然在短期內它們具有各自的變動規律，但在長期內卻存在著共同的變化趨勢。根據AIC、SC信息準則以及似然比LR統計量確定最優滯后階數值為2。

表3 協整檢驗結果

原假設

特征根

Trace 統計量

Max-Eigen 統計量

None

0.8595

131.22**

51.02**

At most 1

0.7939

80.20**

41.06**

At most 2

0.6003

39.13

23.84*

注：**表示在1%顯著水平下拒絕原假設；趨勢假設：時間序列有均值和線性趨勢項，協積方程只有截距項。

（二）VEC模型估計

表3的協整檢驗結果顯示，跡檢驗和最大特征根檢驗存在沖突財務管理論文，前者認為有2個協整關系存在，后者認為有3個協整關系存在。對于這樣的情況，檢驗估計得到的協整向量，并將選擇建立在協整關系的解釋能力上。同時，運用向量誤差修正模型，我們得到協整方程和誤差修正方程（見表4）。

表4協整方程和誤差修正方程

協整方程

模型1

LnGini=-1.70LnGIV+9.37LnGCS-0.19LnGTR+12.98

(5.40**) (-1.73) (2.63*)

模型2

LnGDP=2.47LnGIV-26.81LnGCS+1.38LnGTR-25.01

(-6.25**) (2.91*) (-3.58*)

誤差修正方程

模型1

DLnGinit=-0.30ecmt-1+0.10ecmt-2+0.34DLnGinit-1+0.24DLnGinit-2-1.45DLnGDPt-1+0.46DLnGDPt-2

(-2.75*) (1.74) (1.05) (0.73) (-2.55*) (0.71)

+0.26DLnGIVt-1+0.35DLnGIVt-2+0.27DLnGCSt-1-0.44DLnGCSt-2-0.19DLnGTRt-1+0.11DLnGTRt-2+0.11

(2.74*) (0.76) (2.91*) (-1.36) (-1.07) (2.56*)

模型2

DLnGDPt=-0.02ecmt-1-0.003ecmt-2+0.07DLnGinit-1-0.16DLnGinit-2+0.39DLnGDPt-1-0.41DLnGDPt-2

(1.27) (-3.13*) (0.59) (-2.38*) (2.15*) (-2.71*)

+0.17DLnGIVt-1+0.05DLnGIVt-2-0.08DLnGCSt-1-0.08DLnGCSt-2-0.05DLnGTRt-1-0.03DLnGTRt-2+0.10

(2.30*) (0.32) (-2.78*) (-0.65) (-2.82*) (-1.04)

注：**、*表示在1%、5%顯著水平下拒絕原假設。

需要指出，括號內數字為T檢驗值，基尼系數取對數為負數，所以模型1協整方程表明長期中財政投資性支出和轉移性支出與社會公平成正相關，且投資性支出貢獻度相對較大；財政消費性支出與社會公平無顯著關系。誤差修正方程表明社會公平變動偏離長期均衡關系時，其負反饋修正機制產生效果，但修正速度很慢。經濟增長率、財政投資性支出、消費性支出的一期滯后差分值和轉移性支出的二期滯后差分值對短期社會公平調整都有顯著影響。模型2協整方程表明財政支出對經濟增長都有顯著影響，消費性支出貢獻度相對較大。誤差修正方程表明經濟增長偏離長期均衡關系時，其負反饋修正機制產生效果，但修正速度更慢核心期刊。社會公平、財政支出以及前期經濟增長都對本期經濟增長的變動有顯著影響。

（三）因果檢驗

Granger（1988）指出，如果變量之間存在協整關系，那么也一定存在某種形式的Granger因果關系，或單向的，或雙向的。協整分析得出的經驗方程只能表示變量之間存在相關關系或至少一個方向的因果關系，要想揭示變量之間的因果關系，還需通過Granger因果關系檢驗。

表5Granger因果檢驗結果

Null Hypothesis

Obs

F-Statistic

Prob

結論

LnGini does not Granger Cause LnGDP

26

3.72906

0.0291

拒絕原假設

LnGDP does not Granger Cause LnGini

1.85800

0.1710

接受原假設

LnGIV does not Granger Cause LnGDP

26

2.77932

0.0692

拒絕原假設

LnGDP does not Granger Cause LnGIV

3.96284

0.0238

拒絕原假設

LnGCS does not Granger Cause LnGDP

26

0.07063

0.9749

接受原假設

LnGDP does not Granger Cause LGCS

0.70548

0.5605

接受原假設

LnGTR does not Granger Cause LnGDP

26

3.05082

0.0537

拒絕原假設

LnGDP does not Granger Cause LnGTR

2.39282

0.1004

接受原假設

LnGIV does not Granger Cause LnGini

26

2.96578

0.0581

拒絕原假設

LnGini does not Granger Cause LnGIV

0.37126

0.7746

接受原假設

LnGCS does not Granger Cause LnGini

26

0.54046

0.6604

接受原假設

LnGini does not Granger Cause LnGCS

0.96788

0.4283

接受原假設

LnGTR does not Granger Cause LnGini

26

2.33310

0.0815

拒絕原假設

LnGini does not Granger Cause LnGTR

0.23638

0.8699

接受原假設

表5檢驗結果與ECM模型基本一致，在Granger因果關系上，我們取10%置信度水平可得到如下結論：（1）社會公平是經濟增長的Granger原因，經濟增長不是社會公平的Granger原因。這表明我國社會公平問題比較復雜，經濟增長導致收入分配不均可能不是社會公平的決定性原因，可能還有人力資本和制度等原因。（2）財政投資性支出與經濟增長互為Granger因果，這符合凱恩斯乘數-加速原理。（3）財政投資性支出與轉移性支出既是經濟增長的Granger原因財務管理論文，又是社會公平的Granger原因。這表明除了擴大社會有效需求，財政投資性支出為私人創造了平等的受教育和醫療保健等起點公平條件，轉移性支出為私人脫貧致富的最終實現創造了結果公平條件。

（四）脈沖響應和方差分解

Johansen協整檢驗、向量誤差修正機制以及Granger因果關系檢驗僅能說明變量之間的長期或短期關系，而我們更關心系統沖擊對各個內生變量變化的貢獻度和各個變量對沖擊響應的方向、時滯效應以及穩定過程。為此，我們可以通過脈沖響應比較各種財政支出對社會公平和經濟增長的影響強度和方式，通過方差分解來進步評價不同財政支出對社會公平和經濟增長的貢獻度。

表6VAR模型平穩性檢驗

Root

Modulus

Root

Modulus

0.996398

0.996398

0.603642 - 0.570974i

0.830900

-0.864283

0.864283

0.603642 + 0.570974i

0.830900

-0.087091 - 0.859657i

0.864058

0.149442 - 0.727316i

0.742510

-0.087091 + 0.859657i

0.864058

0.149442 + 0.727316i

0.742510

0.691905 - 0.508023i

0.858382

-0.670197

0.670197

0.691905 + 0.508023i

0.858382

-0.600645

0.600645

0.798529 - 0.261842i

0.840363

-0.155832

0.155832

0.798529 + 0.261842i

0.840363

如果被估計VAR模型所有根的模倒數小于1，則其是穩定的。若模型不穩定，此時模型并不具有可逆性，脈沖響應函數的標準誤差是無效的。在考察變量響應之前，先檢驗VAR過程的穩定性，如表6所有根的模均小于1，可以肯定VAR過程是平穩的、可逆的。

圖1 基尼系數對一個標準差新息的響應 圖2 經濟增長率對一個標準差新息的響應

（1）由圖1可以看出，財政投資性支出標準差擾動對基尼系數前十期產生正向影響，第六期達到最大值0.018494，從第十一期起轉為負向影響，之后逐漸收斂，表明財政投資性支出對我國社會公平的影響具有一定滯后影響；財政轉移性支出標準差擾動對基尼系數產生負向影響，之后逐漸減弱，雖然其后過程有細微波動，但在整個沖擊響應階段保持微弱的負向影響，表明財政轉移性支出對我國長期社會公平有一定促進作用；而財政消費性支出對基尼系數的影響不穩定，波動較大，后期逐漸收斂。

（2）由圖2可以看出，財政投資性支出標準差擾動對經濟增長率交替產生正負影響，最終維持在-0.001410影響水平上，這表明財政投資性支出對我國經濟增長先表現出引致效應，隨后產生擠出效應；財政消費性支出和轉移性支出的標準差擾動對經濟增長率產生正向影響財務管理論文，其后過程雖有波動，但在整個沖擊響應階段對經濟增長率保持正向影響，這表明財政消費性支出和轉移性支出對我國經濟增長具有穩定的引致效應，不存在擠出效應。

圖3 基尼系數方差分解圖4 經濟增長率方差分解

（3）由圖3可以看出，財政消費性支出和經濟增長對基尼系數的影響很小，基尼系數預測方差主要受其自身、財政投資性支出和轉移性支出的影響，整個期間自身影響逐漸減弱最終鎖定43%，不同的是財政投資性支出和轉移性支出的影響都是逐漸增加，最終分別穩定在33%和13%。

（4）由圖4可以看出，經濟增長受其自身影響最大，除此之外基尼系數對其影響逐漸減弱至12.5%，財政投資性支出和消費性支出對其影響迅速增加至9%和13%，而整個期間財政轉移性支出對其影響基本穩定在3%。

四、研究結論與政策建議

經濟增長和社會公平是構建和諧社會可持續發展的重要基石。在社會公平與經濟增長日益沖突的背景下，本文從財政投資性支出、消費性支出和轉移性支出三方面對我國經濟增長和社會公平的影響進行了動態分析，最終研究結果表明：

（1）長期中社會公平有利于經濟持續增長，經濟增長對社會公平的影響不顯著核心期刊。但是，短期中經濟增長和財政支出對社會公平具有顯著影響。

（2）財政支出分別與經濟增長和社會公平存在協整關系。經濟增長和社會公平在發展變化中都存在著明顯的路徑依賴效應，反向誤差修正速度很慢，都需要不同財政支出的變動進行調整。

（3）在財政支出結構上，財政消費性支出對經濟增長具有顯著影響，財政轉移性支出對社會公平具有顯著影響，而財政投資性支出具有兩面性，基礎設施等物質資本投資對經濟增長的拉動作用顯著，科教文衛等人力資本投資對社會機會公平和結果公平創造了條件。

因此，從本文的研究結果和我國社會發展的現狀來看，根據不同時期既定政策目標和社會環境，政府應該適時調整投資性支出、消費性支出和轉移性支出在財政支出中所占比重。具體而言財務管理論文，可以從以下幾方面做起：

第一，在財政支出以促進經濟增長為首要目標的情況下，可以考慮增加財政消費性支出的同時，增加財政投資性支出。短期內，農村基礎設施、鐵路和公路等基本建設方面的投資性支出可以帶動經濟快速增長；長期內，科學、教育、文化和衛生等民生領域投資性支出可以緩解社會不公平壓力，這對我國經濟和社會的可持續發展具有重要意義。

第二，在財政支出以緩解社會不公平程度為首要目標的情況下，可以考慮適度提高財政轉移性支出比重的同時，適當增加民生領域財政投資性支出。不過，應特別注意不能簡單指望調整這類開支比重就能夠自動地實現改善社會公平的目標。因為，在我國社會公平是一個復雜的問題，不單單是收入分配不均的問題，制度結構與變遷所帶來的不公平更是關鍵之所在。

第三，財政支出不能片面地把經濟增長和社會公平對立起來，而應有所重點有所兼顧。一定程度的社會不公平才能促進經濟持續增長，進而維持社會整體公平以及高質量的公平。

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篇6

當今，湖南省社會整體結構正從農業的、鄉村的傳統型社會，向工業的、城鎮的、開放的現代型社會轉變，農民工的數量在急劇增長。由于經濟收入低、超長的勞動時間、超強的體力勞動、惡劣的居住條件、環境上的壓抑和相應社會保障的缺乏，他們的身心健康狀況不容樂觀。分析體育人文環境（文化、科技、教育、信息）如何影響農民工體育消費的心理和行為，找出影響他們體育消費的心理和體育行為的關鍵因素，提出促進他們積極參加體育鍛煉活動的相應對策，最終達到增進我省農民工的身心健康、盡量減少和避免各種流行病、職業病的發生和發展，提高他們的工作能力和勞動效率，促進《全民健身計劃綱要》全面實施的目的，促進社會穩定與和諧發展。[1]

1．研究對象與方法

1.1研究對象

本文將湖南省14個地級行政區（包括13個地級市、1個自治州）的農民工作為研究對象，以建筑業和服務性行業工作的農民工為主要研究對象。

1.2研究方法

1.2.1問卷調查法

根據本文所需要的研究信息，分別對相關部門行政領導、農民工體育消費心理和行為設計問卷——（體育人文環境對我省農民工體育消費心理和行為影響的調查問卷）。湖南省包括14個地級行政區，每個地級行政區抽取四個縣（東南西北方位各一個縣），每個縣發放50份調查問卷給當地的農民工。累計發放農民工問卷2800份，回收2710份，回收率為96.8%，其中有效問卷2366份經濟論文，有效問卷回收率87.3%，符合統計學要求。對問卷的效度采用經驗評價方法進行了檢驗。聘請了10位專家對問卷的內容和效度進行了檢驗。其中有7位專家認為問卷的內容和效度完全合理，3位專家認為基本合理。并根據專家提出的意見，對問卷進行了修改完善。因此，本問卷具有較高的效度小論文。采用再查信度的檢驗方法，每個縣分別抽取10人再次進行問卷調查，時間間隔為兩個月，經比較，信度系數為0.93，表明此次問卷調查的結果具有較高的信度。

1.2.2專家訪談法

就本研究涉及的問題，本著實事求是的科研態度，走訪有關專家以及在各種職業農民工的相關部門的負責人，就我省農民工體育消費心理和行為的現狀、農民工體育消費的體育人文環境以及農民工在體育消費中所面臨的實際問題進行訪談，并請有關專家對問卷的信度和效度進行檢驗。

1.2.3文獻資料法

根據研究需要，查閱了大量關于體育人文環境對湖南省農民工體育消費心理和行為影響方面的信息資料和文章，并進行比較分析，為本文的研究提供了重要的理論及實證依據，為本文的設計和構思提供了參考。

1.2.4數理統計法

對回收的問卷用Spss11.5版本進行統計分析，根據研究的需要對調查所得數據進行常規數理統計處理。

1.2.5邏輯分析法

通過文獻資料的獲得，在問卷調查所得的數據經數理統計后對其進行邏輯分析。

2．結果與分析

2.1體育人文環境的內涵

社會體育人文環境，是指以關心人、尊重人、重視人、為人的身心和諧發展服務為宗旨，在社會體育的發展與管理中，加強對人民群眾體育生活和體育文化教育工作的關懷，體現“以人為本”，宣傳健康體育思想，傳達體育人文精神，不斷增強人民群眾體育健康意識，構建科學健身、文明健身、快樂健身。[2]城市體育文化內涵給人一種歷史感，傳統的體育項目得到了長足的發展，現代化的體育項目不斷更新，理念不斷升華，使傳統與現代和諧并存，有些特色體育項目能夠展示對體育文化名人的尊敬，對體育文化傳統的尊敬。[3]總結體育人文環境包括文化環境、科技環境、教育環境和信息環境。

2.2文化環境對我省農民工體育消費心理和行為的影響

任何人都處于一定的社會文化環境中，體育消費必然受到所在社會文化環境的影響和制約。體育消費價值觀是體育消費群體對體育整體化的評價或價值取向，是體育消費者心理結構的核心經濟論文，它反映著農民工所處的文化環境和文化傳統對其心理的制約和影響。我省農民工的消費很注重性價比，說明我省農民工的消費價值觀和民族的傳統價值文化是緊密相連的。調查還發現，我省18%的農民工愿意與家人共同參與體育活動，這說明我省農民工家庭體育的觀念在逐步形成，從而影響到他們的體育消費。

2.3科技環境對我省農民工體育消費心理和行為的影響

科學技術是社會生產力中最活躍的因素，它影響著人類社會的歷史進程和社會生活的方方面面，為體育活動的廣泛開展提供有利條件。[4]

2.3.1科學理性的價值追求

大眾開始崇尚體育的科學技術，在消費行為上表現出對高科技產品的興趣。[3]調查表明，僅有18.6%的農民工認為每個家庭擁有一件以上的體育健身器材“沒有必要也不愿承擔”，但82.5%的農民工認為是“必要”的，其中38.7%的農民工“能承受”，43.8%的農民工“不能承受”。這說明農民工已具有一定的體育消費意識，但是能力有限。

2.3.2自我實現的價值追求

我省農民工在體育消費和體育運動時傾向于選擇能顯示自己身份、地位和象征自己成就的體育服務和體育項目。地理活動空間對體育消費結構的影響活動場所愈近、時間愈短，費用愈低，體育消費機會就愈多。體育場地與設施是農民工參與全民健身的物質保障。在被調查的農民工中，大多數農民工認為工作單位和居住地的體育場地與設施不能滿足需要，其中，有36.5%的農民工認為有點缺乏，30.2%的農民工認為非常缺乏；僅有少數農民工認為工作單位和居住地的體育場地與設施十分充裕，占調查總人數的2.8%。

2.4教育環境對我省農民工體育消費心理和行為的影響

不同學歷文化層次與知識水平的群體，他們的體育消費觀念和參與體育行為的動機是有差別的。[4]在項目的選擇上，高學歷的人由于經濟收入和體育價值觀念的影響，更容易接受高檔次的體育娛樂項目，而文化水平比較低的群體，對于體育的消費沒有過高的要求，無論哪種體育項目只要符合個人興趣，符合個人經濟收入，達到鍛煉的目的即可。[5]

調查結果顯示，我省不同學歷的農民工在體育消費的結構上有所不同，高學歷的農民工用在體育康復治療和購買體育器材的比例遠高于低學歷的農民工。不同文化程度的農民工在運動項目的選擇上也有一定的差異，但散步、慢跑和快走仍是他們共同的喜好小論文。此外，文化程度和收入較高的農民工多選擇球類活動和器械性力量練習，文化程度和收入較低的農民工則多選擇器械性力量作為他們的活動內容。

2.5信息環境對我省農民工體育消費心理和行為的影響

信息環境，指的是一個社會中由個人或群體接觸可能的信息及其傳播活動的總體構成的環境。[5]在現代生活條件下，現代化的傳播媒介，大大縮短了人們的社會距離經濟論文，體育的特殊社會價值和它的迅速發展，使書刊、廣播、電視等逐步普及的各種傳播媒介中的體育信息量不斷增長，并以前所未有的速度廣為傳播，使人們不可能不去了解體育。信息環境對體育消費和行為產生更了一定的影響。[6]體育健身指導和宣傳對農民工健身技術、技能的形成和健身知識的掌握起著重要的作用，有利于農民工體育興趣、習慣和能力的養成。調查中，大多數農民工認為從未有人指導，是調查總數的56.1%，有26.2%的農民工認為很少有人指導，僅有1.5%的農民工覺得總是有人指導。

3．結論

3.1目前我省大多數農民工在人文環境的影響下已具有了較強的體育健身意識和一定的體育消費意識，但體育健身行為和體育消費能力仍然較差。

3.2 我省農民工的體育消費問題還沒未到足夠的社會關注，而農民工對體育消費也沒引起足夠的重視。

3.3我省大多數農民工都很喜歡也愿意參與體育健身活動，但由于大多數農民工居住地的體育場地設施相當缺乏，也缺乏相應的體育健身組織機構開展農民工群體的全民健身活動。

4．建議

4.1加大宣傳力度，營造良好的全民健身氛圍，以提高我省農民工對全民健身的認知水平，激發他們參與全民健身的動機。

4.2將我省農民工的體育健身納入到整個社會支持網絡中，建立、健全對農民工的社會救助、社會保障及服務的網絡。

4.3完善相關法律，制定專門的體育服務體系的法律。保障我省每一個農民工有均等的機會參與體育活動，享受體育帶來的樂趣，保證全民健身服務體系的健康、可持續發展。

[參考文獻]

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篇7

擴大國內需求特別是消費需求，是我們必須長期堅持的一項基本方針。只有不斷擴大消費需求，不斷提升和鞏固消費在拉動經濟增長中應有的作用，才能不斷推動我國經濟增長由主要依靠投資、出口拉動向依靠消費、投資、出口協調拉動轉變，才能促進經濟發展方式的根本轉變，實現經濟又好又快發展。

一、消費需求是拉動經濟增長的原動力

消費需求作為最終需求，是拉動經濟增長的原動力，這是馬克思和恩格斯早在一個多世紀以前就已經充分論證了的。

1．消費需求是生產發展的“第一個限制因素”

馬克思在《政治經濟學批判導言》中指出，消費從“兩方面生產著生產”：一是通過消費過程把生產出來的產品消滅，使生產過程得以最終實現，“因為產品只是在消費中才成為現實的產品”；二是消費為生產創造出動力，因為“沒有需要，就沒有生產。而消費則把需要再生產出來”。從馬克思的論述可以看出，生產不能脫離消費而存在，沒有足夠的消費需求，生產難以持續下去，消費需求是生產發展的“第一個限制”因素。

恩格斯在談到消費和投資的關系時也曾指出，積累是最進步的社會職能。在現代社會，積累和投資對于一個國家的經濟增長和經濟發展起著非常重要的作用。特別是處于“貧窮的惡性循環”中的國家，投資會成為沖出這種惡性循環的手段。問題在于，投資需求屬于生產消費，是為最終生活消費服務的。積累和消費之間必須保持適當的比例。沒有最終的生活消費，再多的生產投資都是無效的。在人類社會的低水平或供給不足發展階段轉變，生產對消費的決定作用處于絕對主導地位；而在人類社會的較高水平或需求不足發展階段，消費對生產的反作用越來越明顯論文怎么寫。

2．國內外經濟發展實踐充分證明消費需求才是拉動經濟增長的第一動力

投資需求、消費需求和出口需求三者在國民經濟中的地位和作用是不同的，消費需求才是拉動經濟增長的第一動力。這已為各國經濟發展實踐所證明。1979－2005年，全球的年均消費貢獻率為77.4%，與之相比，我國的年均消費貢獻率只有57.4%，消費的貢獻明顯小于其他國家。盡管我國消費貢獻率明顯偏低，但仍然超過投資貢獻率和出口貢獻率之和，是經濟增長的第一拉動力。這表明，一般情況下，世界各國都主要依靠消費需求來支撐經濟增長，而投資需求的作用則是第二位的。

3．擴大消費需求是落實科學發展觀的客觀需要

促進經濟增長由主要依靠投資、出口拉動向依靠消費、投資、出口協調拉動轉變，是加快轉變經濟發展方式的主要內容之一。把消費需求作為拉動經濟增長第一位的要素，就是要糾正我們過去主要注重投資和出口對經濟增長的拉動，忽視消費需求的拉動作用的片面做法。從這一意義上說，在我國經濟社會發展的新階段，經濟增長主要依靠什么來拉動，不僅是一個經濟發展方式的問題，也是一個經濟發展指導思想和觀念的問題。歸根到底，只有充分發揮消費需求拉動經濟增長的原動力作用，才能全面貫徹和落實科學發展觀，實現科學發展、和諧發展和可持續發展。

總之，消費需求是最終需求，投資需求是引致需求，投資需求是由消費需求決定的，是由消費需求派生出來的。離開消費需求的有效支撐，投資不可能無限制地循環下去。只有把投資建立在消費需求不斷擴大的基礎上，才能為經濟的持續健康增長奠定堅實的基礎。

二、投資拉動的路徑依賴嚴重制約我國經濟持續健康發展

長期以來，我國的投資率不僅明顯偏高，而且，在消費需求不足的情況下，國民經濟增長對投資拉動和出口拉動的依存度也越來越高。

1．投資率明顯偏高

1978－2005年，全球的年均投資率為22.1%，且呈現持續下降的趨勢，從1978年的24.2%下降為2005年的21%。而同期，我國的年均投資率為38.9%，且呈不斷上升之勢，從1978年的38.2%上升到2005年為42.7%，相當于世界平均投資率的兩倍。2009年，我國的投資率更是高達47.7%。

2.消費率嚴重偏低

1978－2005年，全球的年均消費率為77.6%，且呈上升之勢，從1978年的75.6%上升為2005年的78.8%。與此相反，改革開放以來，我國的消費率總的變化趨勢是下降的，從1978年62.1%下降到2009年的48%轉變，下降近14個百分點，與世界平均消費率相比相去甚遠。

3.經濟增長陷于投資拉動的怪圈

由于消費需求增長乏力，對經濟增長的拉動作用明顯偏弱，加之宏觀政策的誘導，20世紀90年代以來，投資和出口越來越成為拉動我國經濟增長的最主要手段。2001-2009年，我國投資對經濟增長的貢獻率高達53.2%。2008年，世界金融危機爆發后，在國家實施經濟刺激計劃后，經濟增長更加依賴于投資拉動。2009年，我國投資貢獻率達到了驚人的95.2%。投資成了事實上的拉動經濟增長的第一動力。

4．投資拉動型增長制約了發展方式轉變

投資的過快增長以及日益深化的投資依賴，一方面造成嚴重的生產能力低水平過剩，產業結構進一步扭曲，另一方面還導致投資效率持續下降，投資效果系數大打折扣，投資規模和強度不斷膨脹，從而使整個國民經濟增長陷于投資拉動的惡性循環，粗放型的增長模式難以轉變。

三、擴大消費需求，充分發揮消費需求拉動經濟增長的原動力作用

要發揮消費需求拉動經濟增長的原動力作用，必須在經濟發展的基礎上，為城鄉居民創造寬松的消費環境，千方百計擴大消費需求。

1．確立以消費為主導的發展觀念

正確處理經濟增長與消費、投資和出口的關系，根本轉變以生產為目的、消費為生產服務的觀念，真正確立以消費為目的、生產為消費服務理念，徹底克服重積累、輕消費，片面依靠投資拉動經濟增長的傾向。把擴大消費需求作為經濟增長的根本目標和動力，構建投資和消費之間的良性互動和協調發展體系，真正體現以民為本的科學發展觀和以改善民生為目標的發展的目的性論文怎么寫。

2．進一步改善和加強宏觀調控

按照中央經濟工作會議精神，實施穩健的財政政策和從緊的貨幣政策，把好銀行貸款關，嚴格控制商業銀行信貸規模；把好土地和項目審批關，嚴格控制新上項目和投資規模，抑制投資的過快增長。把擴大消費需求作為宏觀調控的一個著力點,在抑制投資過快增長的同時,抓緊制定和完善擴大消費的政策措施,樹立科學消費觀,促進可持續消費,積極促進消費結構的升級和消費規模的擴大,努力實現投資與消費對國民經濟的協調拉動。

3．實施以富民為目標的國民收入分配政策

調整國民收入分配格局，穩步提高居民收入在國民收入分配中的比重，這是改變我國消費率過低、促進國民經濟良性運行的客觀需要。從居民收入的增長率看，除個別年份外，城鄉居民家庭人均收入和居民消費水平增長率都普遍滯后于國內生產總值的增長率。從與國際水平的比較看，我國勞動者報酬占國民收入的比重明顯偏低。我們要按照十七大的要求，建立工資正常增長機制和支付保障機制，切實改變工資收入偏低的狀況，逐步提高居民收入在國民收入分配中的比重。

4．努力促進收入分配公平

我們應按照十六屆五中全會“更加注重社會公平”和十七大提出的“初次分配和再分配都要處理好效率與公平的關系，再分配更加注重公平”的要求，積極深化收入分配制度改革：一是要提高勞動報酬在初次分配中的比重，使勞動報酬成為大多數勞動者最可靠的生活保障來源；二是著力提高低收入者收入，逐步提高扶貧標準和最低工資標準；三是規范個人收入分配秩序，調節過高收入轉變，取締非法收入，擴大中等收入者比重；四是擴大轉移支付，努力緩解地區之間和部分社會成員收入分配差距不斷拉大的趨勢。

5．進一步提高社會保障水平

建立健全社會保障體系，利用社會保障機制調節消費需求。一是完善社會保障體系。加快建立和完善包括就業、醫療、住房、養老等在內的社會保障體系建設，解除百姓的后顧之憂；二是適當提高社會保障水平，特別是提高城鄉低收入者和貧困人口的社會保障水平；三是在繼續鞏固“兩個確保”、規范和完善城市“低保”的基礎上，穩步擴大社會保障覆蓋面，提高社會保險參保率；四是加快農村社會保障制度建設步伐，為農村低收入者和貧困人口提供最基本的生活和醫療保障，逐步改變城鄉二元社會保障制度非均衡發展的態勢。

6．創造有利于擴大消費的政策體制環境

良好的消費環境是擴大消費需求的重要前提。為此，必須深化消費領域的改革，優化消費環境。一是加快清理和修訂不利于消費擴大和結構升級的法律法規，完善消費信貸政策，進一步擴大信貸消費的規模和領域；二是以改善民生為重點，進一步優化財政支出結構，增加財政對城鄉公共產品和服務的投資，特別是要加強對農村生產和生活環境的改善；三是加大市場秩序的整頓和規范力度，努力為城鄉居民創造健康安全的消費環境；四是進一步加強和改善宏觀調控，穩定物價，培育新的消費熱點，推動消費結構升級。

總之，只有不斷擴大消費需求，加快推動我國經濟增長由片面依靠投資和出口拉動向消費、投資、出口協調拉動轉變，才能促進我國經濟發展方式的加快轉變，實現國民經濟的又好又快發展。擴大消費需求應該成為而且必須成為指導我國經濟發展的一項長期戰略方針。

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篇8

在中國的改革開放過程中，隨著地區之間發展差異的出現，地區間收入差距也明顯的拉大，其中東西部差距顯得更為突出。導致這種差異出現的解釋有很多，其中大多數認為主要是國家區域性政策方面等客觀原因造成的。王小魯，樊綱（2003,2005）認為國家公共產品投放及區別性的區域政策等引起和加大了這種地區之間的差距。林毅夫畢業論文開題報告，劉培林（2003）生產要素的配置不合理是地區收入差距的原因。王格瑋（2009）認為各地區在產業結構的選擇對收入水平上有重要影響。Young(2000)認為地區性政策是地區差距拉大的關鍵。 除了經濟政策上一些客觀原因外，經濟發展的地區間差異也還有市場經濟發展的自身規律方面的原因。市場經濟自身規律的作用下，地區之間的收入差距是趨同還是分化？鐘春平，徐長生（2006）運用熊彼特技術創新和“創造性破壞”理論解釋了地區間收入差距震蕩式擴大的動態特征，認為經濟增長速度越大，這種創造性破壞程度越高，地區間收入差距就會越大。

本文將從一個新的視角來證明中國地區之間的工資性收入差距存在趨同的趨勢。由于計劃生育的實施，中國經濟高速增長的近些年代，同時也是人口紅利最為顯著地時期，勞動量的增加對發達的沿海地區和相對欠發達的內陸特別是西部地區對工資性收入有著不可忽視的影響，本文運用GM(Grossman -Helpman 1991)模型，通過比較靜態分析中證明在中國東部和西部地區產業技術的研發和模仿傳遞過程中，發達地區和相對不發達地區勞動數量有利于減緩這種地區間工資性收入差距論文服務。現在有許多文章研究發達地區和非發達地區之間勞動供給對相對工資的動態影響，其中最早的是Krugman（1979），在他的研究結論中顯示一個地區勞動供給的增加降低了該地區的相對工資。Grossman 和Helpman (1991a,b)內生化了Krugman（1979）屬于外生的創新和模仿兩個變量得到一個地區勞動供給的增加可能引起相對工資的增加的結論。Lai(1995)在Grossman and Helpman(1991)的模型基礎之上對勞動做了技術性勞動和普通勞動二者之間進行了區分，結論顯示在一個地區技術性勞動工資的增加正相關于另一個地區的技術性勞動數量的供給，同時，一個地區普通勞動者的相對工資負相關于另一個地區的普通勞動者的供給數量。

中國的近些年的技術進步在國內有一個較為普遍的傳遞規律，沿海地區地區由于存在多種優勢，在先行引進或研發出新的產品后，通過地區間貿易，從東部地區產品貿易輸入到西部不發達地區，這種貿易對西部不發達地區的技術進步有著重要的作用。因為通過逆向工程（reverse engineering），西部地區能夠比較容易的根據東部已有的產品和結果畢業論文開題報告，逆向分析和推導出生產該產品具體的實現辦法，從而獲得或提高制造技術。在這種發達和不發達地區的貿易產品生命周期模型中，不發達地區的技術進步源于這種技術模仿。Connolly(2003)對這種不發達地區通過從發達地區進口產品來進行模仿提高技術進行了實證研究，結論得到了支持。

為簡化分析過程但不改變其結論，把國內分為發達和不發達兩個地區，假設不發達地區對產品的模仿能力僅僅取決于發達地區的產品種類數量，在這個假設基礎之上，分析勞動供給對不發達地區和發達地區間相對工資的影響。得到勞動供給的增加對發達地區和不發達地區相對工資有著不同的影響方向。這意味著勞動力價格在市場機制調解下地區間工資性收入差距應該縮小的傳統結果在這里同樣得到體現，但是其中的道理并不像傳統靜態模型那么簡單。這些將在后面得到具體的說明。

二 模型分析過程

本文假設不發達地區的模仿生產能力完全取決于發達地區產品種類數量的情況下，利用Grossman-Helpman原始模型對相應參數假設更改后進行比較靜態分析，來研究勞動供給對相對工資的影響，然后給出經濟上的解釋和總結。

假設經濟由發達和不發達兩個地區組成，兩個地區都能夠生產消費品。發達地區具有發明新產品的能力，不發達地區不能發明新產品但是能夠模仿發達地區發明的新產品。假設發達地區和不發達地區的每個消費者都最大化跨時期效用。

跨期預算約束為：

在這里是即期效用，變量，r,,,,n ,分別代表時間偏好、利率、消費、工資性收入、財產性收入、不同類別的產品數量以及對第j種產品的消費量；其中，下標分別代表東部發達地區和西部不發達兩個地區。另外，在這里因為偏好在不同地區是相同的，同時資本是可以完全流動的在不同地區之間。因此時間偏好參數和利率參數在不同地區也是一致的。上面最優化的問題可以分解為兩個階段，在第一階段，解出每個家庭的靜態最優化問題，即每個家庭最大化即期效用，此時有：

在這里為產品j的價格，解這時的最優化問題得到下式：

（1）

這里表示任何兩種產品之間的替代彈性畢業論文開題報告，加總每個地區對j產品的需求，j產品的總需求為：

（2）

在這里表示總需求。

在第二階段，最大化跨期效用有：

（3）

變量上方的點表示變量對時間的微分。為使表達式簡單，在這里可以講總消費標準化為因此有：

（4）

此即為通常情況下的最優化條件，利率等于時間偏好系數。

對生產者，每個企業掌握生產一種產品的技術，能夠用一單位的勞動生產出來一單位的產品論文服務。這樣投入生產的總勞動量在發達地區是，同時在不發達地區為，這里代表發達地區的發達地區生產的產品種類， 表示不發達地區模仿生產的產品種類。 表示各發達地區產量， 表示不發達地區仿制的產量。

由于歷史和制度性阻礙因素的存在，再假設發達地區企業的工資率高于不發達地區的工資率即,再選擇適當的單位使各自地區的所有的產品價格相等，并且在兩個地區的價格均采用成本加成定價法：

(5)

這里表示在地區i生產的產品價格。由于實行的成本加成定價法，一旦發達地區的產品被不發達地區的仿制出來，該種產品就在不發達地區被生產。從（5）式中在i地區各自的利潤為：

(6)

這里表示在地區i的售賣數量。

根據Romer(1990)和Grossman-Helpman模型，每單位時間產生出來的新產品數量為：

（7）

這里表示在地區i的總勞動量， 表示在創新活動中勞動需要的參數。同樣，在不發達地區每單位時間產品被模仿的數量為：

（8）

這里代表仿制活動中需要的勞動參數，是仿制活動中的知識存量。Grossman-Helpman假設=，由于國內統一市場的存在，在本文中假設=，這意味著不發達地區的知識存量取決于發達地區產品種類的數量而不是僅僅取決于本地區的產品數量。不發達地區產品的購買數量直接關聯著發達地區產品數量，因此從發達地區的進口對不發達地區的仿制生產有著重要的作用。這種對技術模仿的假設也被Jensen(1986)使用過，不過使用的目的是研究產品生命生命周期。

假設不發達地區的企業是隨機選擇發達地區的產品進行仿制畢業論文開題報告，因此模仿率可以簡單的定義如下：

有了上面的這些等式，再來考慮各個均衡條件，首先考慮到各個地區勞動市場出清的情況。從（7）式和（8）式中，勞動市場出清意味著：

（9）

（10）

相應的，這里表示創新產品的增加率。

下面再考慮到資本市場的出清，即各地區不能產生資本套利行為時有：

（11）

這里，代表創新生產計劃帶來的投資量，這個等式表示短期利率加上資本所得等于風險調整利率。同樣在不發達地區無套利條件下市場出清時有：

(12)

這里，表示在不發達地區從事仿制生產某種產品的投資量，值得注意的是不發達地區因為在模仿性生產活動中沒有風險，所以沒有風險因子出現。在均衡中，發達地區的創新活動是一個正值，還可以表示如下：

（13）

均衡中，在不發達地區同樣在有：

（14）

把上面的（4）、（6）、（9）以及（13）帶入（11）式中，在靜態中有，在發達地區綜合均衡條件如下：

（15）

從上面的推導過程中，可以知道這個等式意味著勞動市場均衡，產品市場均衡以及資本市場均衡。

同樣對不發達地區，把（4）、（6）、（10）以及（14）帶入（10）中得到不發達地區的靜態均衡等式：

（16）

將（9）式同（10）合并，并帶入（2）式和（5）式，

（17）

上式分別對、取微分得到：

（18）

（19）

其中：，

在每個方程的第一項兩個地區為從事制造業所需勞動力數量相對需求變化的間接效應，第二項為每個地區從事研發或模仿活動對另一個地區勞動力數量變化的間接效應，第三項為各自地區從事技術研發或模仿對本地勞動力數量需求變化的間接效應畢業論文開題報告，最后一項為勞動力數量增加帶來的直接效應。間接效應是指勞動力數量增加帶來了研發活動的增加，以及由此產生的和的變化反過來又影響勞動力的相對需求。直接效應是指勞動供給量的增加，帶來了商品供給量的增加，因此帶來了商品價格和相對工資的降低。從（18）和（19）式可以看出，勞動量的變化通過4個渠道來引起相對工資的變化。例如，在不發達地區勞動量的增加引起相對工資的變化，是通過一連串的影響來實現的，首先從事制造業不發達地區同發達地區相對勞動力數量需求（第一項）增加，鼓勵發達地區創新活動的增加（第二項）帶來發達地區相對工資增加，這又帶來不發達地區模仿活動（第三項）增加進而帶來不發達地區的相對工資的上升，同時由于增加了商品的供應（第四項）降低了商品的價格帶來了不發達地區相對工資的降低。

在（18）（19）式中，、的變化對相對工資帶來正的負的效應同時存在，對相對工資的總影響究竟是正還是負僅從這個式子中無法確定，因此，為確定具體的影響，把（15）（16）式代入到（17）式中：

上式分別對、取微分得到：

繼續求解：

其中：

由上面可導出：

（20）

由此，前面（18）、（19）式顯示了勞動供給對相對工資的影響渠道，上面的不等式（20）得到了一個明確的影響結果。即發達地區相對工資同勞動的供給成正相關，而在不發達地區相對工資同勞動供給負相關論文服務。

三 解釋和結論

可見，通過在GM模型中模仿生產決定條件的改變，使產生的結果和GM模型有比較明顯的區別，在GM模型中，勞動供給的增加對發達和不發達地區間的相對工資沒有明確的影響，在這里為得出的結果做一個解釋。

當時畢業論文開題報告，從（18）、（19）式的比較靜態分析中，勞動供給對相對工資的影響是通過四個渠道老實現的，首先來看（18）式，當發達地區的勞動供給數量增加時，研發部門得以擴張使g增加，存量增大，模仿活動增加從而有增加，使得降低相對工資的間接影響相對于被部分抵消。下面再觀察（19）式，當不發達地區的勞動力數量增加時，模仿活動受到鼓勵使增加。如果是在GM模型情況下的，模仿的生產效率增加。但是在時，模仿的生產效率不會增加，而且，隨著模仿率的增加，減少使模仿的生產效率受到抑制。這樣，增加對相對工資的間接影響相對于的情況被部分抵消。

可見，通過這個更符合現實的技術模仿活動決定條件后，得到了一個明確的結論，勞動力數量對相對工資的直接影響占主要部分，在發達地區勞動供給的增加相應增加了相對工資，在不發達地區勞動力供給的增加卻降低了不發達地區和和發達地區的相對工資比率。

從上面的模型中可知，在不考慮其他非市場因素時，這種基于產品生命周期的分析視角上看，勞動供給數量的增加應該對這種地區間工資性收入差異有趨同的趨勢。中國在三十年的經濟增長中畢業論文開題報告，勞動力人口處不斷上升的過程中，在上面的模型中做靜態分析時，假設地區之間的勞動力由于非市場因素，勞動力流動受到阻礙。實際上，由于在勞動力地區之間的流動障礙不斷地在減小，東西部的工資差異導致勞動力數量大量從不發達地區到發達地區的轉移，在轉移過程中，發達地區的勞動供給在增加，這種增加會增加比率而減少地區間工資差異，同時在不發達地區的勞動供給相對降低，從上面的結論可知，在不發達地區勞動供給的降低會使不發達地區的相對工資上升，也有減少地區間工資差異的趨勢。

正如文獻綜述中介紹的情況，中國出現地區間收入差距的擴大應該從非市場因素去尋找原因，市場經濟條件下勞動力從不發達地區向發達地區的大量轉移不但不是加劇東西部收入差距的原因而是起到了改善東西部收入差距擴大的作用。

參考文獻

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[2]林毅夫,劉培林，2003：《中國的經濟發展戰略與地區收入差距》，經濟研究第3期19-25

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[7].Connolly,MichelleP.,“The Dual Nature of Trade:Measuring its Impact on Imitation andGrowth,”Journal of Development Economics 72(2003):31–55.

篇9

一：引言

金融資源需求問題一直受到許多學者的關注。溫鐵軍（2001）通過對農戶借貸規模分布的研究，認為1985年前農戶的貸款主要來自于農業銀行與信用社，而在1990年后農戶從銀行與信用社的貸款規模有所下降，民間借貸活動日趨頻繁。史清華（2002）通過對山西745農戶的調查研究，發現正規金融在農戶的生產生活中的形象較差金融論文，農戶已經把其排除在自己的生產生活之外。朱守銀（2003）通過調查，認為收入水平較高的農戶向信用社借款的比例較高，而收入水平較低的農戶更傾向于親朋好友借貸。葉敬忠等（2004）從社會學角度對農村金融資源的供求進行分析，發現農村正規金融的供給對象主要是富裕的、擁有較高社會資本的農戶，貧困農戶主要的融資渠道是民間金融。

然而國內的研究主要著重于從金融供給方面來實現農村金融資源需求，主要包括增加金融機構的布點、擴大融資的途徑來解決農村金融的需求問題，而對于將農戶作為有效的需求主體則較少作系統深入的分析論文提綱格式。已有文獻表明，農戶是金融服務的消費者與金融市場提供者，農戶才是農村金融資源的有效消費者。因此，有必要對各地區農村金融資源的需求進行科學的評估與分析，在此基礎上厘清金融資源的有效需求的影響因素金融論文，為優化農村金融資源配置，推動社會主義新農村的又好又快發展提供有益的借鑒。基于以上思考，本文運用Tobit模型探索出農村金融資源需求的影響因素。

二、研究方法及說明

本研究考慮在給定一組農戶的特征向量的條件下,農戶如何選擇金融資源。而在一般狀況下, 農戶選擇金融資源的比例 ∈[0，1]，數據被截斷，普通最小二乘法（OLS）估計的參數是嚴重的有偏和不一致。所以，采用Tobit回歸分析，該方法可解釋截取數據，以此來判斷各因素對農村資源應用比例的影響程度。

Tobit模型是James.Tobin（1958）在研究耐用消費品需求時提出的一個經濟計量學模型。Tobit模型的一個重要特征是,解釋變量是可觀測的(即取實際觀測值),而被解釋變量只能以受限制的方式被觀測到,即我們觀察到的取值被限制在一定范圍之內,具體來講“無限制”觀測值均取實際的觀測值,“受限”觀測值均截取為0。

對于第j地區，標準的Tobit模型為：

其中， 為潛在變量金融論文，為觀察到的因變量，為自變量，為相關系數向量，為獨立的且～N(0, )

三：指標的選取及數據說明

一：指標的選取

運用Tobit模型分析農戶特征對金融資源需求的影響時，首先要確定其影響因素的具體指標。本研究的核心是每個指標的改變對農村金融資源的需求產生顯著的影響。基于以上考慮，并兼顧樣本數據的可比性、可得性、科學性與影響的重要程度，本研究構建了影響金融資源需求的量因素的指標體系（見表1）。

表1 變量的選取

 

變量類別

變量

代碼

變量定義

預期影響方向

決策者特征

戶主年齡（歲）

按戶主實際年齡計算

-

戶主受教育程度（年）

按戶主實際受教育年限計算

+

最高受教育年（年）

按家庭成員中最高受教育者年限計算

+

戶主性別

按男性戶主比例計算

+

家庭負擔

在學人數（人）

按家庭中實際上學人數計算

-

65歲以上老人（人）

按家庭中65歲（含）以上人數計算

-

金融資源存量及利用

勞動力（人）

按家庭中成人勞動力人數計算

+

戶場收入（元）

按2006年家庭戶場收入計算

+

戶場財產與資產情況

耕地面積（畝）

按家庭實際擁有的耕地面積計算

+

生產經營總值（千元）

按家庭生產經營總值計算

+

果樹林木總值（千元）

按家庭果樹林木生產總值計算

+

牲畜總值（千元）

按家庭從事畜牧業所產生的生產總值計算

+

常數項

常數項

c

 

篇10

1.信用卡的含義

信用卡的含義有廣義與狹義之分。廣義上包括貸記卡、準貸記卡、借記卡等。而狹義上，僅指貸記卡，即無需預先存款就可透支消費，是先消費后還款的信用卡。而本文所指與國外含義相同，即狹義上的信用卡。

2.國內外信用卡現狀對比——以美國為例

(2)盈利能力對比。據2003年銀聯資料，我國國內銀行信用卡創收的主要來源依次為：年費（55%）、利息透支（20%）、回傭，其他。美國排名先后為：利息透支（約88%）、回傭（10%）、其他、年費。

信用卡 市場 要想扭虧為贏，除了規模，還與消費者是否有透支行為有密切聯系，只有信用卡的收入大部分來源于利息透支，銀行才可能獲得高額利潤。從上面的資料表明，中國銀行現階段的收入結構也是極不合理。

二、從消費者角度考慮造成這些現狀的原因分析。

1.經濟收入因素

回顧中國信用卡和美國信用卡發展的 歷史 ， 總結 其在各個階段的人均國民收入，如表所示：

表 信用卡在中國和美國各個發展階段的國民人均收入情況對比

資料來源：聯合國《 統計 年鑒》及中國統計年鑒相關數據整理所得

2. 文化 因素

文化給人造成的影響是潛移默化的，難以改變的。在中國人的傳統觀念中：勤勉節儉是中華的傳統美德，而寅吃卯糧是敗家的惡習。這一觀念與信用卡的提前消費，透支消費是相抵觸的，這也是為什么信用卡在中國的發展受到消費者冷遇的原因之一，而且這種影響是深入消費者內心的，是不易改變的。當然關于美國老太太和中國老太太的買房故事，在中國流傳甚廣，也在逐步改變人們的消費觀念。因此目前我們可以營造新文化氛圍，逐漸改變傳統的消費觀念，而20世紀80年后的一代人將是這個信用卡市場的中堅力量，這一代人明顯受 傳統文化 觀念的影響要小，而且對新觀念的接受更加積極主動。

3.個人因素

對于信用卡的使用者情況及透支情況，我 國學 者通過對性別、婚姻狀況、學歷、收入、職業，年齡等個人因素的研究得出如下結論：信用卡的使用者與非使用者相比，其使用者更多的是中等或中等收入以上的人群，受過更好的 教育 ，更有可能處于中年階段，更多的已婚，且信用卡透支情況男性多于女性，但是信用卡的使用與職業間的關系不太明朗。這一結論與西方學者所做的研究基本相同。

篇11

基于此，中國政府明確提出，2011年要保持宏觀經濟政策的連續性、穩定性，提高針對性、靈活性、有效性，實施積極的財政政策和穩健的貨幣政策，處理好保持經濟平穩較快發展、調整經濟結構、管理通脹預期的關系，更加注重穩定物價總水平，防止經濟出現大的波動。

中國政府強調要保持財政政策的連續性、穩定性，主要是考慮到世界經濟增長仍面臨較大不確定性，我國經濟由回升向好向穩定增長轉變還需要政策支持。完成應對國際金融危機中實施的建設項目，啟動“十二五”規劃重大項目，加強經濟社會發展的薄弱環節，都需要財政增加投入。因此需要保持適度的財政赤字和國債規模，保持一定的財政政策刺激力度。與此同時，也要根據新形勢，增強財政政策措施的針對性、靈活性和有效性。雖然今年仍然繼續實施積極的財政政策，但在政策的力度上要更加合理的把握，今年財政赤字規模比去年進一步有所下降，也降低了赤字率。這樣安排既考慮了鞏固和發展應對國際金融危機沖擊成果、保持經濟平穩較快發展的需要，也體現了促進財政可持續發展的要求。在政策的著力點上，更加注重促進經濟結構調整優化，更加突出保障和改善民生，更加重視穩定物價總水平，同時積極防范財政風險。

篇12

一、引言

改革開放以來，中國的經濟轉型戰略取得了巨大成功，但內需不足的結構性失衡問題一直未得到根本解決，尤其是廣大農村居民消費率明顯偏低，已成為中國經濟長期健康運行的隱憂。伴隨著世界經濟進入后危機時代，以及中國改革向縱深推進，問題變得更為復雜。因此，深入研究農村居民生活消費的主要影響因素及其作用機制，是一個具有重要現實意義和豐富政策蘊含的命題。

擴大內需的最大潛力在農村。本文對傳統的居民消費模型進行修正，研究了影響我國農村居民消費的因素，把國家財政對農業的支出、農村居民消費價格指數等變量引入模型。結果顯示，農村居民的人均純收入、財政用于農業的支出水平對居民消費具有顯著影響。在此基礎上，本文探討了擴大農村居民消費需求的財稅對策。

二、文獻綜述

（一）外文文獻綜述

關于居民消費需求的研究文獻較多，如凱恩斯絕對收入假說、杜森貝利提出了相對收入假說、以莫迪利亞尼為代表的生命周期假說和以弗里德曼為代表的持久收入假說。霍爾第一個正式把理性預期假說和LCH／PIH結合起來，得出了不確定性下消費者效用最大化的隨機游走模型。但Campbell和Deaton也提出了消費的“過度平滑性”，用以說明隨機游走假說與實證結果之間的矛盾。隨后發展起來的預防性儲蓄假說和流動性約束假說，采用了更符合現實的不確定性假定來研究消費最優化行為。

在研究財政支出對消費的影響方面，Fatas和Mihov、Blanchard&Peroti采用結構向量自回歸方法對政府財政支出與居民消費關系做了考察，結果表明財政擴張會導致產出和居民消費的顯著增加。

在研究預防性儲蓄對消費的影響方面，哈波德認為社會保險可降低居民預防性儲蓄，首先，因為在居民面臨大額醫療支出或收入下降的情況下，在困難時期保障的存在降低了家庭所面臨的不確定性，由此可以降低居民的預防性儲蓄。菲爾德斯坦提出養老社會保障對居民儲蓄的替代效應和引致退休效應。他運用擴展的生命周期假說模型，考察了美國居民消費養老社會保障之間的關系。

（二）中文文獻綜述

我國對于消費需求的研究起步較晚，對于影響居民消費因素的研究主要集中在以下幾個方面：一是關于居民收入對其消費的影響。在諸多研究當中，眾多學者都認為收入水平一直是影響居民消費的主要因素，二者之間存在長期穩定地均衡。陳天祥、李貴榮（2001）分析了我國農村居民消費不足的原因，認為影響農村居民消費的因素可歸結為三類：較低的農村居民純收入水平；勤儉節約的消費觀念；宏觀經濟發展，其中收入水平對農村居民消費取決定性的影響。黃少安和孫濤（2005）從家庭倫理、道德習慣等非正規制度的角度分析研究了中國等國家和地區居民消費和儲蓄的特點，并沿用和擴展代際交疊模型，用最優化條件分析了我國居民在儲蓄和消費行為等方面的特征和存在的問題。

二是社會保障支出對居民消費影響的研究綜述。吳敬璉（1998）指出，在社會生活越來越不確定的情況下經濟學論文，要想擴大消費首先要讓消費者對未來的預期越來越好。劉鈞（2000）認為社會保障問題制約著消費啟動的作用力度，完善的社會保障運行機制可以提高居民的邊際消費傾向，可以替代居民用于養老和防止意外事故而進行的儲蓄。王云、辜萍（2001）通過分析社會保障制度對城鄉居民收入分配、消費觀念等消費行為的影響，認為社會保障制度與城鄉居民消費行為存在非常密切的關系，社會保障制度的健全與完善有利于擴大城鄉居民消費，推動經濟增長。

三是財政支農對居民消費影響的研究綜述

國內學術界對財政支出對農村居民消費的影響也進行了一些研究。許允彬、趙衛亞（2007）使用半參數模型考察了農村產出對農村居民消費的影響。財政農業支出、農村產出與農村居民消費等農村經濟變量之間是密切相關、相互影響的，財政農業支出的政策效應也會隨時間動態地變化。張陽、楊宏嶄（2010）利用協整和誤差修正模型對山東省財政支農支和農村消費之間的關系進行實證研究，發現山東省的財政支農支出與農村消費之間存在Granger因果關系、長期穩定的協整關系、同向變動關系和相互促進作用。

四是預防性儲蓄方面。不少學者認為未來的不確定性越大，預期未來的消費增長就越大，預防性儲蓄就越多。劉麗敏（2004）認為思考中國農村居民儲蓄行為及影響因素必須要結合中國經濟體制變遷。還有不少學者研究了城鄉居民消費的流動性約束問題，認為流動性約束太強和消費者短視行為是造成我國目前消費疲軟的根本原因。

還有眾多學者分析研究了就業、人口年齡結構等因素對居民消費的影響。如施祖輝（1997）通過對就業率與居民消費增長之間關系的實證分析，研究了就業對消費的影響。[1]

三、山東農村居民人均消費情況分析

自改革開放以來，伴隨著收入水平的提高，如下圖所示，山東農村居民人均消費也呈現出大幅增長的趨勢，從1978年的農村人均消費僅為93.69元，增長到2008年的4077.05元，并且在1995年及其以后年份出現一個人均消費快速上升的趨勢，并且在2006年之后又進入了另一個快速上升的階段。

圖1 1978-2008年山東農民人均消費線條圖

以上只是對歷年數據中山東農村居民人均消費的規模大致分析情況，關于山東農村居民人均消費背后增長的原因還有待于進一步分析。以下將引入一些列影響農村居民人均消費的變量對其進行定量實證分析論文格式。

三、數據與模型設定

本文所使用的數據為1978—2008年的年度數據，原始數據來源于山東省統計年鑒（2008）及山東統計信息網，根據相關理論及數據的可得性，本文選取山東省農村人均消費支出（ct）為被解釋變量，農民人均純收入（yt）、財政支農支出（gt）、農村消費價格指數（pt）作為影響農村居民消費的解釋變量。

其中，財政用于農業的支出主要包括：支農支出、農業基本建設支出、農業科技三項費用、農村救濟費、新型農村合作醫療等等。農村消費價格指數采用的是以1977年為基期，1977年的農村消費價格指數為100。

同時為了消除時間序列中存在的異方差現象，對變量進行對數變換，變換后不影響原序列的相關性。分別用Lnct、Lnyt、Lngt和lnpt表示取自然對數后的農村人均消費水平、農民人均純收入、財政支農支出、農村消費品價格指數。

四、多線段回歸模型

通過觀察分析山東省農村人均消費水平及其線條圖可知，數據在1995年、2006年有兩個顯著的突變點，可以建立關于人均消費水平與時間變量的多線段回歸模型進行研究，以下將對其進行分析。

建立模型：

其中，T為時間變動量，當時間為1978年時，T=1；當時間為2008年時，T=31。D1、D2為虛擬變量，在1995年以前（不包括1995年），D1取0，D2取0；在1995-2005年，D1取1，D2取0；2006年之后，D1、D2都取1。

運用Eviews 6.0對上述模型進行回歸分析，得到以下回歸方程：

Ct=-110.366+62.913T+103.903(T-18)D1+474.085(T-29)D2

t=(-1.332) （9.041） (6.322) (4.703)

=0.977 F=381.556DW=1.490

從回歸結果可以得出如下分析：t檢驗值(除常數項外)、F檢驗值、呈現出高度的顯著性，并且不存在明顯的自相關問題。可見，可以從1995年、2006年進行分段。

按1995、2006年進行分段，可得到以下分段回歸線性函數：

五、實證回歸分析

（一）ADF檢驗

在運用經濟變量建立模型時，通常要求時間序列是平穩的。否則，通過普通最小二乘法得到的回歸分析結果可能是毫無意義的偽回歸，而經濟時間序列常常是非平穩的。

運用Eviews6.0對時間序列lnct和lnyt、lngt、lnpt進行ADF檢驗，以判斷時間序列的平穩性。若ADF值大于臨界值，則意味著變量時間序列含有一個單位根，即變量時間序列是不平穩的；否則，若ADF值小于臨界值，則認為變量的時間序列是平穩的。

ADF檢驗結果見表1

表1 ADF檢驗值表（lnct、lnyt、lngt、lnpt）

 

變量

檢驗類型

ADF檢驗值

5%臨界值

結論

lnct

(C,T,2)

-3.013053

-3.574244

非平穩

Dlnct

(C,0,2)

-3.776756

-2.971853

平穩

lnyt

(C,T,2)

-2.881591

-3.574244

非平穩

Dlnyt

(C,0,2)

-3.519626

-2.971853

平穩

lngt

(C,T,2)

-2.089553

-3.568379

非平穩

Dlngt

(C,0,2)

-3.481609

-2.967767

平穩

lnpt

(C,T,2)

-2.586008

-3.568379

非平穩

Dlnpt

(C,0,2)

篇13

為了激活農民購買能力，擴大農村消費，促進內需和外需協調發展，財政部、商務部提出了財政補貼促進家電下鄉的政策思路。自2007年12月起，在山東、河南、四川、青島三省一市進行了家電下鄉試點，對彩電、冰箱（含冰柜）、手機三大類產品給予產品銷售價格13%的財政資金直補。2008 年12月起試點地區擴大為14 個省（市、自治區）及計劃單列市，目前下鄉補貼產品已擴大為10 類，摩托車、汽車也名列其中。本文通過分析家電下鄉中財政補貼政策實施的綜合效應，發現其中存在的問題，針對問題提出建議，從而更好的發揮財政政策的杠桿作用。

一、家電下鄉財政補貼政策實施的正面效應分析

1，有利于拉動農村消費，擴大內需，優化我國經濟結構。

擴大農村需求是擴大國內需求的重點，把農村潛在的巨大消費需求轉化為現實購買力，則能為我國日益形成的強大生產力提供有力支撐，為國民經濟提供持久拉動力。從而實現經濟增長方式的轉變，優化我國經濟結構，使消費、投資和出口三駕馬車協同拉動我國經濟增長。家電下鄉政策由國家財政安排專項基金對購買下鄉家電給予銷售價格13%的補貼，這在一定程度上可以減少農民的消費支出成本，降低家電的相對價格，從而提高了農民對家電的需求。

2，有利于改善民生，縮小城鄉差距，促進社會公平。

家電下鄉的推行可以使農村的家電擁有量大大提高，不僅有利于豐富農民的文化生活，還能暢通農民獲取信息的渠道，幫助農民了解國家政策、獲取更多市場信息、學習生產技術，促進農民增收。家電下鄉的推行改善農村消費結構，提高農民的生活質量，這是貫徹國家工業反哺農業、城市支持農村的方針，逐步縮小城鄉發展差距，實現農村經濟社會全面發展的具體體現。

3，適當的財政補貼可以促進行業的發展，消化家電業產能過剩，幫助家電業渡過"難關"。

受人民幣升值、原材料漲價、勞動力成本增加、能源提價和金融危機影響，我國家電產品在出口地需求萎靡，與美國、歐盟的貿易摩擦也不斷升級。在出口銳減的危局下，轉向農村市場銷售，成為中國家電業避風險、保增長的選擇。推廣家電下鄉，能夠促進家電生產、流通和農民需求的有機對接，有利于消化家電產品過剩產能，為企業調整產品結構、促進行業健康發展拓展了空間。

4，有利于完善農村生產和流通服務體系，實現城鄉協調可持續發展。

國家通過財政補貼降低了家電的相對價格擴大了家電的需求，從而為企業進軍農村市場開辟了道路，在為企業開辟市場的同時也為推動農村家電服務體系的建設起到了巨大的作用。此次家電下鄉國家對各生產和流通企業在生產、配送、銷售、維修等方面都提出了明確要求，以引導生產企業設計和生產適合農村消費特點、適應農村消費環境。通過發揮財政資金的杠桿作用，引導更多的企業關注農村市場，不斷建立和完善面向農村的生產、流通和售后服務網絡，改變長期形成的以單一供給結構面向差別很大的城鄉二元結構的狀況，實現協調可持續發展。

二、家電下鄉財政補貼政策實施的負面效應分析

1，財政補貼手續程序繁瑣費時

目前“家電下鄉”大都是“事后補貼”，購買人先付全款，在購買后30日內，持購買產品的發票及復印件、身份證原件及復印件、補貼類家電產品專用標志、購買人儲蓄存折（或糧食直補專用存折）等相關材料，到鄉鎮家電下鄉補貼資金審核辦公室申報補貼。這種補貼方式需要層層審核，手續繁雜。手續的繁瑣影響了農民對“家電下鄉”的熱情，許多農民往往因為手續繁雜放棄了購買計劃。論文參考網。

2，增加政府財政負擔

適度的財政補貼是必要的,但超過財政承受能力會影響到國民經濟的健康、穩定的發展。財政補貼過多，削弱了國家財力,降低了國家宏觀調控能力，擠占經濟建設支出和其他支出，巨大數額的財政補貼，將影響其他支出事項的安排,削弱了國家宏觀調節經濟的功能,妨礙了稅收、信貸、價格等經濟杠桿的功能、同時影響經濟建設規模和經濟發展速度。

3，“家電下鄉”活動很容易滋生“尋租”行為

目前實行的政府招標、逐層撥款、財政補貼的“家電下鄉”模式,正在淪為又一個權力尋租的溫床。政府為“家電下鄉”設置專門產品，并對家電廠商采取“準入“制度的時候，其實是一種非常明顯的“設租”行為。既然已經“設租”，倘若沒有高強度的配套監管約束措施，那么“尋租”就成了機構和官僚本能的沖動。相對于政府和家電廠商，核心的利益相關者，農民（消費者）的博弈能力較弱，對政府掌握“準入”的機構和官員的監督約能力就更加微薄了。

4，財政補貼的無差別對待

在我國不僅城鄉差距巨大，農村與農村之間的發展情況也存在著很大的差距，中西部農村的消費明顯滯后于東部農村。從財政支出的公平性角度來看，政府應按能力原則進行財政補貼，即購買能力相同的農民享受相同的財政補貼，對不同情況的農民要根據其購買能力高低進行反向調節，以達到財政補貼的公平。

三、對“家電下鄉”的幾點建議

1，簡化補貼領取的程序

要因地制宜、分類指導，對那些地理位置偏遠、經濟發展水平落后的鄉村，要加大政策扶持力度；支持物流配送中心建設，著力解決配送成本高、經濟效益低的難題，條件具備的地區可支持建立區域性農村商品采購聯盟。將與財政部門一起研究簡化家電下鄉補貼手續，方便農民領取補貼，同時研究完善監督辦法，防止騙補。

2，加大監督力度、增強“家電下鄉”政策的透明度。論文參考網。

進一步轉變政府職能，增強政府官員的服務意識，減少公權使用范圍；把政府官員的自由裁量權降低到最低，最要堅決斬斷挪用、截留財政補貼款的“黑手”。制定權力制度責任制、權力制衡機制,建立完善的社會監督、舉報體系，建立跟蹤商品的抽樣調查機制，實施有效的事后控制，形成良好的輿論氛圍。同時，加大治理力度，制定嚴厲的法律、法規，降低尋租者的收入預期，以監督和嚴懲兩把“利刃”，使尋租者望“租”生畏。

3，強化各項支農補貼措施，擴大補貼范圍，實行財政補貼政策差別化

家電下鄉應針對各地區收入水平不同給予不同程度的補貼，而對于同一地區的農民也要視其個人購買能力而給予差別對待。論文參考網。強化各項支農補貼措施，擴大補貼范圍，增加補貼額度。

要想真正撬動農村消費市場，最根本的是要提高農民的收入，農民的可支配收入不高，給了補貼一樣買不起。因此可通過多種渠道增加農民收入，強化各項支農補貼措施，擴大補貼范圍，增加補貼額度，竭力保證各項政策落實到位，提高財政支農的績效，以更好地促進農民增收，提高農民收入，增強農民的購買力。

參考文獻：

[1] 方筱萍,盧旋. “家電下鄉”政策的實證分析[J]. 經營管理者, 2009, (12).

[2] 郭振宗. 對“家電下鄉”成效的思考[J]. 管理觀察, 2009, (14).