消费支出论文大全11篇

绪论：写作既是个人情感的抒发，也是对学术真理的探索，欢迎阅读由发表云整理的11篇消费支出论文范文，希望它们能为您的写作提供参考和启发。

篇（1）

2整合教学内容，重视教材的选择

为满足非会计类专业对“基础会计”课程教学目标的需要，必须调整“基础会计”及相关知识的教学内容。鼓励编写结合各专业特点的校本教材，需遵循的基本原则是减少会计理论教学，增加会计业务知识的教学。具体包括以下三个部分：第一：会计基础知识

1）会计核算原则

此部分介绍会计核算的基本原理，是学习会计的基础，是会计的语言一定要掌握，才能理解和学会使用会计的思维去理解会计。

2）会计基本等式

会计有两个基本等式，由其根据权责发生制引出资产负债表，损益表的编制原理，区别在收付实现制下的现金流量表的理解。

3）会计核算方法

会计核算方法就是科目、帐户和帐簿。在此不需要介绍很详细如何进行会计核算，只是介绍其基本使用方法就可以了。第二：银行支付结算方法重点介绍同城的支票、银行本票的结算方式。一般介绍异地的银行汇票、托收承付、汇兑的结算方法，以及票据的认知和使用。任何企业在实际工作中都会与银行打交道，通过实训让学生了解各种票据在企业与银行间的流动和使用方法。第三：税收筹划着重介绍三大流转税：增值税、营业税、消费税的筹划与交纳。特别要介绍营改增的内容。一般介绍所得税和其他的常用税种。第四：会计报表分析

1）会计报表结构

介绍资产负债表、利润表和现金流量表三大主要报表的结构和侧重点。强调权责发生制与收付实现制下如何理解这三大报表。

2）会计报表常用分析方法

那就是比较分析方法和主要比率法。从而了解企业的偿债能力、变现能力等指标。

3改进教学方法，满足学生多样化需求

如果教师对会计知识与非会计专业的内在联系认识不清，不同的专业采用同一个教案，放一放同一个PPT,对教学对象所学专业内容，如国际贸易、电子商务、物流管理、市场营销、商务英语、等不同专业缺乏必要的了解，就难以把握会计对于各种专业的作用，只能就会计论会计，直接损害了学生学习的积极性、主动性与创新性。除了必要的课堂讲授外，建立以学生为主体、教学方法灵活多样、教学手段与时俱进、培养途径开放的全新的教学模式，理论联系实际，强化实践性教学。本文以银行支付结算方法为例，谈谈这个章节的教学过程。

1）教学目标

了解银行七种支付方法的使用和异同

2）同城使用的支付方法

支票、银行本票异地使用的支付方法：银行汇票、托收承付、汇兑同城异地均可使用的方法：商业汇票、委托收款通过演示教学方式，借助多媒体教学手段，制作生动活泼，直观的教学课件，讲述银行支付结算方法，注意事项。

3）分组实训

将一个班级的学生分成七个小组，每个小组分发一种银行结算票据，对学习中的问题随时展开讨论，有利于培养学生的团队协作精神，营造良好的学习氛围。

4）交流总结

每组成员将每个结算票据的结算方法进行演示和介绍，教师需要点评学生的实训情况，指出各组讨论分析结论中的优缺点，最后总结归纳正确的结论。以组为单位进行评分，由小组成员分享，计入平时考核成绩。

篇（2）

消防大队的经费支出管理，主要是按照批准的预算（经费收支计划），经过经费支出交换物资的过程，保障各项任务的完成。遵循经费支出原则，严格经费支出流程审核是确保经费支出正确、合理的有力保障，可以最大程度的发挥经费的使用效能。试就经费支出的原则和业务流程透析基层消防部队经费的使用管理。

1.经费支出的原则

1.1执行预算（经费收支计划）。经费支出应坚持先预算再支出的原则，且预算经费来源也已确定，能够得到充足保障。反之，预算中没有列入的项目，就没有经费保障，自然不能办理借款、预支、报销等经费支出业务。

1.2保证火场。火场的经费保障一般可通过猜测列入预算，但一些重、特大火场和抢险救援的开支，往往是不可猜测的，也就不可能列入预算。这是消防部队的职能、性质决定的。对重、特大火场和抢险救援事故现场这种具有战斗性质的非凡经费开支应采取先支出经费保障灭火战斗和抢险救援任务的完成，后办理调整预算、追加经费支出指标的手续，决不能以没有经费支出预算而贻误战机。

1.3压缩消耗。消防大队的经费开支大部分是行政消耗性支出，经费支出应以生成、提高战斗力为前提，合理计划，尽量压缩日常消耗品支出，提高经费使用效益。

1.4恪守权限。按照公安部消防局《有关经费审批权限的规定》，大队一级的经费开支审批权限为摘要：200元以下开支由财务人员根据预算（计划）和有关标准制度审核，大队分管领导审批；200元至500元以下开支由财务人员根据预算（计划）和有关标准制度审核，大队分管领导提请大队党委（总支）审批；500元以上开支，按上述程序审核，由大队党委（总支）提请支队业务部门同意后，报支队后勤处审批。经费开支的审批权限规定的很明确，报销审批程序也很严谨，但仍有不少干部乱序、越权审批。这里首先要解决的是熟悉新问题。任何时候都要清醒地熟悉到摘要：权力和责任永远是相等的，人的人生价值不是用审批权限来衡量的，工作的权力和责任不是个人待遇，按审批程序办理开支业务是分清经济责任的重要环节。

2.经费支出的审核

消防大队的经费支出业务，有货币直接支出、货币换回物资、经费报销结算和个别的实物支出四种类型。办理消防大队的经费支出业务，财务人员既是经费物资支付的经办人，又担负着经济业务审核复查的职责。作为经办人，不可能经办四种类型的全部业务，但作为审核复查人，大队的所有经济业务都在其职责范围以内。下面以审核复查为主线，探询消防大队经费支出业务的重点管理环节。

2.1货币直接支出业务。消防大队的经费支出业务，多数属货币直接支出业务，因此，货币直接支出业务是大队经费支出业务的主要业务类型。货币直接支出业务又可分为凭票报销付款，转账预付货款，现金临时借款和凭票配发实物四种性质不同的业务。在办理和审核这四种性质不同的货币支出业务时，应根据其性质确定不同的侧重点。

2.1.1凭票报销付款。凭票报销付款是以办理经济业务的原始凭证，经过审核、验收、批准等程序后，直接报销经费并领取现金或银行付款票据的业务方式。凭票报销付款业务方式的性质是本单位的经济权益和货币资产等额减少，表现为本单位自愿承担该经济业务的经费支付。凭票报销付款业务方式的特征是付出的货币收回的概率极小，也就是说其经办人、审核人和批准人防止经济损失的责任极大。因此，办理凭票报销付款业务必须注重以下事项摘要：一是受理业务票据时必须对票据进行严格、规范的审查。对经审查发现不合法、不真实、不准确、不完整和不符合报销程序的票据，不得受理。二是核对预算。看该付出业务是否列入预算，是否超出预算数额。三是对审查合格的票据在支付货币时，支付的现金不但要认真清点，而且必须复点，并和收款人当面结清；支付银行存款开具付款凭证不但要数字准确，而且要收款单位名称、收款银行、开户账号、填证时间、预留印鉴等情况都要清楚齐全；货币支付后在原始凭证上加盖“现金付讫”或“银行付讫”戳记。四是对“钱变物”的经济业务，不但要审查经费支付的票据，还要严格审查物品管理的手续资料。够固定资产标准的，是否办理了固定资产管理资料；属库存物资的，是否办理了入库手续；属在用物资的，是否办理了验收责任手续；应入账核算的物品，要根据原始凭证和有关资料记账。五是对用凭票报销的经费清偿债券债务关系的综合业务，要和原债权债务凭证一并审查，仔细结算清楚，假如有收回款项还应按收回款项的数额开给收据，结算结果要在经费结算表上的“结算栏”中填写清楚。

2.1.2转账预付货款。转账预付货款是在经济业务没有完成时提前支付一部分款项，在经济业务终结时结清所有款项的业务方式。转账预付货款业务的性质是支付经费，但并没有报销，使单位形成了债权。表现为本单位货币资产减少，而债权资产增加，单位的资产总额没有变化。转账预付货款业务的特征是债权资产的变现率较低，也就是说要承担预付的款项能否收回的责任。因此，办理转账预付货款业务时应注重以下事项摘要：一是严格审查付款依据。预付款项有合法的、符合经费支出审批程序文字依据，财务部门才能据以办理转款业务。付款依据可能是经济合同，可能是领导批件，也可能是某项协议。但都必须指明经济业务的具体内容，如和之发生经济关系的单位名称和性质，购货数量和单价，交货方式和地点，验收标准和办法，结算方式和期限，开户银行和账号，违约责任和处罚等情况。付款依据还必须有收款单位的收据，作为收到款项的证实凭证，不能仅凭文字依据办理付款业务。二是核对预算。就是看预付款项所办理的经济业务是否在年度预算项目之内，不在预算项目之列不能办理预付款。三是办理过付款业务的所有凭证资料，要及时整理并编制记账凭证登记入账。不能形成“票据抵库”使账账不符或账款不符。在核算往来款项的“暂付款”科目下，必须按收款单位名称设置明细科目具体核算债权清算情况。四是在经济业务结束清算货款时，先要抵扣预付款，以免形成死账、呆账、无头账。

2.1.3现金临时借款。现金临时借款业务方式和转账预付货款业务方式的性质、特征基本是一致的，它们的区别在于转账预付货款是由银行划转给债务单位，而现金临时借款是直接支付现金给个人。办理现金临时借款业务应注重的事项摘要：一是凭“借据”付款。借据一式三联，一联存根；一联付款记账；应交给借款人的一联，暂押在财务部门作为借款的证实，还清借款后再退给借款人。二是核对预算。没有列入支出预算的项目不能借款。三是临时借款要根据“借据”记账联，按照借款人姓名在往来款项科目即“暂付款”科目设置明细科目，具体核算债权清算情况。四是借款人办完经济业务报账时，必须先抵扣临时借款。五是严禁“白条抵库”和借款不入账的行为发生。

2.1.4凭票配发实物。凭票配发实物业务是大队凭物资调（支）拨单无偿地将库存物资配发给消防中队和大队机关使用。这类业务虽然没有直接和货币资产发生关系，但是，库存物资也是资产，资产无偿地发出必然要引起大队权益的减少。大队的库存物资有自购物资和供给物资两种来源，自购物资的减少必然要引起大队有关经费权益的减少；上级供给物资的减少，必然引起“供给基金”的减少。因此，凭票配发实物业务的性质实际上也是大队资产和权益的等额减少。凭票配发实物业务的特征是“明物暗钱”，受“重钱轻物”思想的影响，轻易忽视管理和核算。在办理凭票配发实物业务时应注重的事项摘要：一是配发实物必须开具正规的物资调（支）拨单。物资调（支）拨单最少一式四联，一联存根；一联大队财务记账；一联中队司务长记账；一联仓库保管员记实物账。不得无票发物，也不得打白条领物。二是分清“自购物资”和“供给物资”。大队的库存物资是流动实物资产，作为资产必然有其来源。自购物资的来源是用“银行存款”这一流动货币资产换回的流动实物资产，虽然其经费已从银行支付了，但并没有报销，实物资产无偿地发出形成减少，按照借贷相等的原则必须找出权益减少的对象。因为大队的自购物资是用大队的经费购买的，只能在大队把握的有关经费中报销无偿发出的实物资产；供给物资的来源是上级无偿调拨，大队并没有支付经费而增加了实物资产，当时实物资产入库时就按照借贷必相等的原则，给其确定了一个来源科目即“供给基金”，因此，对供给物资配发使用时形成减少，必然同时等额减少“供给基金”科目。三是对发出的实物资产既要登记经费账，又要登记物资账，还要做到账账相符。四是每次配发业务办完后，要及时清点盘库，检查核对发出物资业务的准确程度，切实做到账实相符。

2.2货币换回物资业务。消防大队的货币换回物资业务，就是通过支付银行存款或库存现金购回库存物资，把货币资产变成了实物资产，其权益并没有发生实质性的变化，也就是说其经费并没有报销。

货币换回物资业务在基层单位的业务量较少，但却是管理上易出现新问题的部位。其原因主要是领导等管理人员思想熟悉和观念存在偏差，认为经费支出后已报账，物品长短和自己已经无责任。这种思想就是熟悉不到货币资产变成实物资产后，其经费并没有报销，仍然还是挂在账上的。因此，办理货币换回物资业务必须注重以下事项摘要：

2.2.1严格控制物资管理定额。物资管理定额主要包括两部分内容摘要：一是库存物资限量。就是大队库存的各种物资不应超过的数量定额。超过限量存放物资，最易发生物资的积压、损坏，最终造成经费的浪费，因此，基层大队应尽量少购置库存物资，库存物资能够保障部队正常的物资保障即可。二是库存物资限额。就是大队库存的各种物资总计不得超过经费定额。超过物资定额购置存放物资，不但易造成物资的积压浪费，而且还会造成影响各项经费保障的严重后果。

2.2.2严格执行单位综合预算。大队的预算不是仅仅对经费而言的，大队的库存物资也是大队预算的主要内容之一。有的预算支出项目发出库存物资就可把预算支出保障项目完成，有的预算支出项目既要支出经费，还要发出物资才能完成保障任务。因此，用预算既控制经费管理，同时控制物资管理，是一种综合管理行为，其效益肯定高于单项管理效益。

2.2.3认真落实财产物资清查。财产物资清查盘点制度是财务管理重要内容之一，也是检查、核对、检验大队经费物资支出业务质量的主要办法。目前，我们基层单位在财产物资清查盘店制度方面普遍落实的不太好，从而引发了不少的经济新问题甚至案件，教训是非常深刻的。必须熟悉到，经费和物资管理是相辅相成、唇齿相依、互为因果的关系，任何重此轻彼的熟悉或行为都是不符合“三个代表”要求的。坚持定期认真地、彻底地、全面地清查财产物资，对清查出的新问题，必须查明原因，追究有关责任人的行政、经济、法律责任。

2.2.4积极学习市场经济知识。在市场经济条件下，尤其是我国加入世贸组织后，同时存在机遇和挑战。新形势就要求我们必须尽快学习市场经济知识，把握市场经济规律、市场价值规律、区域经济规律等经济知识；必须尽快学习市场采购经验，把握物价行情、供需矛盾、讨价还价、谈判技巧乃至集中采购、政府采购、军队采购等方法和经验；必须尽快学习财政金融知识，把握经济发展趋向猜测、财政状况升降猜测、银根松紧物价猜测等知识和眼光。按市场经济要求来处理大队的支出业务，就会趋利避害，减少经费支出，提高保障质量和效益。

2.3经费报销结算业务。经费报销结算业务是指办理经济业务开始时预支或借出经费，在经济业务办理终结时凭据办理经费报销和结算原预支或借出款项手续，解除债权债务关系的综合业务活动。

经费报销结算业务从三个方面引起单位的资产和权益的变化摘要：一是经费支出增加，二是债权权益减少；三是还可能引起货币资产的增加或减少。经费报销结算业务的特征是经费报销业务、债权债务结算业务和货币收付业务综合在一起进行，使业务内容复杂化，对基层财务人员的业务素质要求较高。办理经费报销结算业务应注重以下事项。

2.3.1严格审查凭证。审查经费报销结算业务的原始凭证包括摘要：一是报销经费的原始凭证。原始凭证是否真实、合法、准确、完整，需报销经费的业务是否纳入预算（计划）、是否超出预算，经办、复审、验收、批准等手续是否齐全，是否达到固定资产标准纳入固定资产核算和管理；二是原借款、预付款项的原始借据。原借据是否保管完整，有无分期还款记录，是否和借款人或单位的债务余额相符，和债务人或单位有无分歧；三是结算后需应收回一部分货币的原始票据。假如是结算后应支付货币，其原始凭证就是经费报销凭证，但必须在经费结算表的“结算栏”填清原借款数额、报销数额和付款数额，以明确结算关系和责任。假如是结算后应收回货币，则必须按入库货币数额开给收据。

2.3.2认真办理结算。办理债权债务结算业务必须头脑冷静，仔细认真，核对清楚，才能达到债权债务双方满足的效果，心平气和地解除债权债务关系。办理债权债务结算业务解除债权债务关系时，会出现三种结算情况摘要：一是报销数大于借款数。报销数大于借款数时，用报销数偿还原借款或预付款项后的余额，应支付给相应数额的货币（现金或银行存款）才能解除债权债务关系，现金或银行付款票据和原借据必须当时付清，并在原始凭证上加盖“现金付讫”或“银行付讫”戳记。不得“打白条”。二是报销数小于借款数。报销数小于借款数时，报销数不够偿还原借款或预付款项，必须收回相应数额的货币，才能解除债权债务关系。收回货币时必须开给和收款数额相符的收据（该收据应和报销凭证一并编制记账凭证），根据收据办理完货币收付后，应在收据上加盖“现金收讫”或“银行收讫”戳记，并将收据的“缴款人收执”联和原借据退给债务人或单位。假如暂时不能收回货币，那就不能解除债权债务关系，应当在原借据上注明扣还日期和数额，并由债务人在原借据上签章，仍在财务抵押。并在经费结算表的“结算栏”注明结算数额情况。三是报销数等于借款数。报销数等于借款数，正好用报销数偿还原借款或预付款项，不发生货币收付业务就解除了债权债务关系。应在经费结算表上的“结算栏”填明原借款数额和报销数额，以明确结算关系和责任。并将原借据退还给债务人或单位。

2.3.3细心清点货币。办理经费报销结算业务引起的货币出、入库业务，因为数额一般不大且比较繁忙，致使对货币的清点、鉴别、整理等方面会出现一些疏漏，是应当非凡注重的。不管业务头绪多么繁杂，都应以冷静的心态认真地、仔细地对货币或银行收付票据坚持清点、鉴别、复点的制度和手续，避免长、短款事故的发生。

2.4实物支出报销业务

实物支出报销业务就是库存物资投入使用时报销其占用的经费的经济核算业务。实物支出报销业务的性质是大队的经费和流动实物资产等额减少。实物支出报销业务的特征是达到固定资产标准的，将进入固定资产核算范围；达不到固定资产标准的，将进入物资账或在用物品登记簿按在用物品管理。实物支出报销业务的性质和特征决定了基层普遍不重视这个核算环节。因此，办理实物支出报销业务时应注重的事项有摘要：

2.4.1认清实物支出实质。一是实物支出报销是经费支出报销的一个重要环节，它的实质和经费支出报销的实质是一样的，都是单位的资产减少。二是库存物资虽然在购置时也付了款，报了账，但它只是资产类型的变化，由货币资产变成了实物资产，其所占用的经费并没有报销。三是对实物计价核算是新时期财务工作主要的拓展领域，是加强部队财务管理的重要举措，也是堵塞基层财务管理“暗流”的具体办法。四是库存资产的实物和经费都可以用“统一尺度”——货币来衡量。

篇（3）

1、引言。随着国家对高等教育和科研资金投入的逐渐增大，高校的科研工作也快速发展，高校科研经费也迅速增长。但是，在科研经费支出使用过程中也存在着越来越多的问题，已经成为很多学者深入研究的课题。因此，本文对于高校科研经费支出管理过程中存在的问题和解决的措施进行研究不仅具有一定的理论指导作用，也具有一定的实际应用价值。

2、高校科研经费支出管理常见的问题

（1）科研项目经费成本预算不完善

现阶段绝大多数高校科研经费预算存在问题，只是单纯的反应外在支出，很少囊括基础设施损耗费用、科研中消耗的电费和水费以及办公所设计的附加费用等，这样科研经费就会出现漏洞，导致科研项目经费成本预算不完善。

（2）科研项目预算与实际支出存在差距

前文已经提到科研项目经费成本预算不完善，这样就会存在支出漏洞。支出与预算大相径庭的现象时有发生。一个项目完成的好坏，不仅取决于项目质量，也取决于资金的投入与收入是否成正比。如果出现前文提到的现象，此项目就等于是失败的。所以，在工程实际中，必须进行管理，经专业人员合理预算，经费所有人及时登记、汇报经费的出处，根据标准进行比对，完成经费预算、开支等一系列工作。

（3）科研项目资产购置入库管理不严格

按照规定，科研设备必须进行登记，入库审核、记录。然而，多数学校对此项规定都没有落实好，不仅忽略等级环节，而且存在入库管理不严的现象。除了校方对入库有忽视的现象，持有项目经费的老师对入库观念不赞成也是极其重要的原因。与此同时，校方对论文、专利等管理步伐缓慢，无统一的规定。

（4）科研项目结题没有及时结账

目前，作为从高校走出的学生，我们都知道科研经费的争取、报销流程，可以说必须细心的完成每一个过程才能最终完成经费核算。这样就会出现经费结账时间延长，部分科研经费会出现七年到八年，甚至更长时间才能结清。不仅老师着急，校财务部门也会遇到很多麻烦。因为时间拉长，必须核实经费的出处已经所用场合。

3、产生高校科研经费支出管理问题的原因探究

（1）科研项目经费管理机制不完善。首先，科研项目支出负责部门不同，沟通迟疑现象经常出现。从以往的经费管理实例来看，现阶段学校的财务管理经费支出，办公室负责项目统计管理。两个部门管理层次不同，经费的落实情况就会出现偏差，导致机制不完善。其次，经费预算人员专业知识匮乏，给经费管理工作带来不便。预算人员第一要负责经费预算，第二要实现经费报销。在报销环节，预算人员不能按照相关规定执行报销行为，对随意、滥支现象控制力度不够。再次，没有统一的经费支出标准，导致科研人员经费支出混乱。最后，校方对项目经费认识度不周密。校方对对项目的申报、争取上极度重视，而对经费的管理则是毫无关心。

（2）科研经费支出管理制度存在问题。对于各个行业而言，制度是根本，高校的科研管理行业也不例外。没有科学、合理的制度，无法搞好科研工作。现阶段，高校在制度完善方面相当匮乏，没有统一的制度规范，跟谈不上针对不同科研项目相应的制度了。作为高校，一个大的管理机构，必须完善科研经费支出管理条例，针对不同性质项目，细化规范、标准，具体问题具体分析，将申请、支出、核算规划成一条线，方便管理。

4、加强高校科研经费支出管理采取的措施

加强高校科研经费的支出管理要做到各个部门重视经费的管理工作，并且要建立完善的科研经费的管理机制，实现管理工作有章可循，能够有效的改善管理过程中出现的问题，通常可以从以下几个方面采取相应的措施：

（1）完善管理模式，建立预算管理软件。预算软件从项目立项开始一一记录项目申请、项目经费开支、项目经费用途以及项目的组成人员、项目负责人、主管部门和项目进度等。这样便可以通过计算机软件记录项目执行的全过程，方便项目的总体核算，有力地消除管理与开支不合拍的问题。

（2）在科研经费支出管理办法完善的同时，将项目完成审评制度提上日程。每个学校都应该依照自己的办学特点和科研项目类型制定相应的管理办法。管理人员应将项目的类型准确定位，购置设备所用资金应有初步估算，对项目的审评制定统一标准。

（3）加强经费全程管理。无论是设备购置还是醒目尾声结算都要严格把关，采取逐级调查方式，将经费定位，确保经费合理利用。

（4）建立健全经费支出形式。可以将项目所需要的设备呈报给采购办，统一购买，既方便教师又可节省开支。改变以往的资金拨入负责人账号方式，用实物派发取代。满足工作需求，提高经费利用率。

5、结语。综上所述，高校科研经费支出管理是一个整体的系统工作，和多个方面有着密切的联系。因此，在今后的科研经费支出管理工作中，应该做到涉及部门相互配合工作，建立科学合理的规章制度，调查研究创新的管理方法和方式，并且要在实际工作过程中总结经验教训，建立完善的管理体系，保证高校科研经费的合理之处，从而在根本上促进高校科研工作的进步。

参考文献

[1] 李蓉.高校理科教师在科技创新中的优势和作用探讨[J]. 科研管理. 2008，（S1）

[2] 赵丹梅.高校科研经费管理中存在的问题及解决办法[J]. 民营科技. 2009，（03）

篇（4）

 

消费率，又称最终消费率，是指最终消费支出占支出法国内生产总值的比重。在国内生产总值不变的情况下，消费率与最终消费支出总额同向变动：最终消费支出总额增加则消费率上升，最终消费支出总额减少则消费率下降。根据消费主体不同，最终消费支出可分为居民消费支出和政府消费支出，其中居民消费支出占比较高，因此，居民消费支出水平及其变动是消费率波动的主导因素。[①]

一、中国消费率现状及其演进历程

自1978年改革开放以来，中国消费率整体上呈现下降趋势。如表1和图1所示投资率，从1978年的62.1%下降至2008年的48.6%，尽管其间经历了几次小幅波动和回升，但总体趋势是显著下降的论文格式模板。特别是自2003年消费率一次性下降近3个百分点（从2002年的59.6%到2003年的56.8%）之后的6年时间里，消费率连续下降了11个百分点，自2006年便持续低于50%（2006年49.9%，2007年49.0%，2008年48.6%）。与此相对应，资本形成规模逐年加大，投资率（又称资本形成率，即资本形成总额占支出法国内生产总值的比重）则呈波动上升趋势，从1978年的38.2%上升至2008年的43.5%。[②]

由于中国的净出口总额占国内生产总值的比重一直不高，最高的年份2007年也仅为8.9%，因此，消费率和投资率的高低及其消长关系便成为现实宏观经济运行状况的直接反映。与世界各发展中国家平均水平（工业化初期消费率87%、中期消费率81%，末期消费率78%[③]）相比，中国较低并持续下降的消费率反映了国内需求的萎缩，说明最终消费需求对经济增长的拉动作用显著削弱；而较高并继续上升的投资率则标志着投资需求对经济增长拉动作用增强。由于投资需求属于中间需求，其实质是投资增加所引起的总供给能力的提高和产出的增长，二者共同作用的结果是经济总量上的供给大于需求，即宏观经济总体上的供求失衡，而且这种失衡具有长期性和严重化的趋势投资率，在全球经济整体下滑、出口需求相应减弱的情况下，这种供过于求将使国内经济面临更大的紧缩风险。

表1 消费率、投资率和增长率[④]

 

年

份

投资率

（%）

消费率

（%）

国内生产

总值增长率

（%）

最终消费

支出增长率

（%）

消费增长率与GDP增长率差额（%）

住宅销售价格(元/平方米)

标准化

住宅

价格

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）

中图分类号：F127 文献标识码：A

文章编号：1004-4914（2013）03-220-02

一、引言

山西地处西部内陆，尽管经济发展存在着很大制约，但是在50年的社会主义现代化建设中，特别是党的以来，随着改革开放地不断深入，使山西经济获得了长足发展，经济实力逐渐增强，人民生活水平不断提高，随着居民可支配收入的增加，居民的消费支出也随着增加。但是在发展经济的过程中，制约经济增长的因素逐渐显现。消费、投资和净出口，是拉动经济增长的三大马车。它们之间的比例是否合理，直接影响着宏观经济效益和经济的可持续发展。目前制约山西省经济发展的关键因素是投资与消费比例失衡。尤其是2008年金融危机以来，虽然山西省属于内陆省份，但是在一定程度上也受到了国际经济萧条的影响，从而使得投资和消费失衡的矛盾越来越明显。因此，通过消费来拉动经济增长的做法就愈显重要。因此，研究居民消费支出的影响因素以及变化趋势对于国民经济的长足发展是十分重要的。由于影响居民消费支出的因素有很多，比如消费习惯、消费环境、政策等等。通过参考相关文献并结合山西省的实际情况，本文把人均可支配收入、消费意愿（消费性支出占居民可支配收入的百分比）、城镇居民消费价格指数CPI和年利率定为影响城镇居民消费支出的影响因素，其中，可支配收入是影响居民消费支出最直接、最具决定性的因素。

二、原始数据

本文选取的影响山西城镇居民消费支出的因素有：人均可支配收入、消费意愿、CPI和年利率。相关数据均来源于山西省统计年鉴，如表1所示。

三、模型建立与修正

（一）平稳性分析

所谓时间序列的平稳性，是指时间序列的统计规律不会随着时间的推移而发生变化。数据的平稳性对于模型的估计具有重要的意义，如果有两列时间序列数据表现出一致的变化趋势即非平稳的，即使它们没有任何有意义的关系，但是进行回归时也可表现出较高的可决系数。由于在实际中遇到的时间序列数据很可能是非平稳的，而平稳性在计量经济建模中又具有重要作用，因此有必要对观测值的时间序列数据进行平稳性检验。

首先对人均消费性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、消费意愿（X2）、CPI（X3）和年利率（X4）分别进行ADF单位根检验，通过分别观察各个序列随时间的走势来确定是否需要选择截距和趋势，各序列的单位根检验结果如表2所示。

由表2可知，在原序列中，消费支出、可支配收入和CPI都是非平稳序列，消费意愿和年利率的原序列是平稳的，接下来对各个序列分别取一阶差分和二阶差分，并分别进行单位根检验，检验结果如表3所示。

由表3的检验数据可知，消费支出和人均可支配收入一阶差分仍然不平稳，经过二阶差分后，序列成为平稳的序列；消费意愿、CPI和年利率经过一阶差分后虽然序列已经平稳，但是所有变量需同阶平稳，故对其进行二阶差分后再检验其平稳性，检验结论为二阶差分平稳。即人均消费性支出、人均可支配收入、消费意愿、CPI和年利率均为二阶单整序列。

（二）协整检验

在进行时间系列分析时，传统上要求所用的时间系列必须是平稳的，即没有随机趋势或确定趋势，否则会产生“伪回归”问题。但是，由于本文所选择的时间序列是非平稳的，对其进行二阶差分后变成了平稳序列，但这样会让我们失去总量的长期信息，而这些信息对分析问题来说又是必要的，所以用协整来解决此问题。本文所采用的协整性检验的方法是基于回归残差的协整检验，这种检验也称单一方程的协整检验。

先对方程序列进行回归，生成残差后，对残差序列进行单位根检验。由于输出结果概率P=0.0847，故在=0.05水平下，残差存在单位根，即不平稳。再次观察回归方程输出结果报表，由于变量X2（消费意愿）标准误差较大，而且运用Eviews输出各个变量的相关系数表，分析表中数据，可知，消费意愿X2与消费支出Y的相关系数为-0.946，即二者呈负相关，但是结合现实生活实际情况，当消费意愿越大时，消费支出应该也随之增大，故试图将变量消费意愿X2删除。

对剩余的变量Y、X1、X3、X4进行回归生成残差后，对残差序列进行单位根检验。输出结果如下图所示：

由以上输出结果可知，P=0.0048，ADF检验值为-3.157，大于临界值，故此时残差序列是平稳的。因此，人均消费性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）存在协整关系。

（三）模型建立与完善

1.模型建立。设人均消费性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）的多元线性回归为：

Y=C+β0X1+β1X3+β2X4+μi

运用最小二乘法对各系数进行估计，本文运用Eviews的回归功能，对各序列进行线性回归，回归后的输出报告如下：

回归后的输出结果为：

由上述报告结果可知，X3、X4没有通过t检验，很有可能存在多重共线、序列相关和异方差等问题，模型还有待于完善。

2.模型修正。

（1）多重共线性检验。所谓多重共线性是指线性回归模型中的解释变量之间由于存在精确相关关系或高度相关关系而使模型估计失真或难以估计准确，从而使得运用最小二乘法得出的估计量为无效值。

运用Eviews输出各变量的相关系数矩阵，如表4所示。

由上表可知，各个解释变量间的相关系数均小于0.8，故不存在多重共线性。

（2）序列相关检验。序列相关性是指随机干扰之间不再是完全相互独立的，而是存在某种相关性，又称自相关，即总体回归模型的随机误差项之间存在相关关系。在回归模型的古典假定中是假设随机误差项是无自相关的，即在不同观测点之间是不相关的。如果该假定不能满足，就称与存在自相关，即不同观测点上的误差项彼此相关。

若多元线性回归模型存在自相关，就违背了线性回归方程的古典假设，如果此时用最小二乘法进行参数估计，将会产生严重后果，故需检验模型的自相关。在回归方程窗口查看残差的Q统计图，如下图所示：

由上图可知，残差序列均位于虚线之内，故模型不存在序列相关。

（3）异方差。由于模型不存在多重共线和序列相关，试检验是否存在异方差。异方差性是为了保证回归参数估计量具有良好的统计性质，经典线性回归模型的一个重要假定是：总体回归函数中的随机误差项满足同方差性，即它们都有相同的方差。如果这一假定不满足，则称线性回归模型存在异方差性。运用Eviews的BPG异方差检验功能来完成，由输出结果可知，X3和X4的t值在0.05的水平下未通过检验，因此，方程存在异方差。

异方差的修正：用增加权重的方法来消除异方差。试选取权重w1为残差的绝对值，再次进行回归，此时仍没有通过相关检验，换取权重w2为残差的平方，再次进行回归，此时通过了相关检验，解释变量的t值均达到了理想水平，P值在0.05的水平下也通过了检验，异方差现象消除，模型得到了修正。

四、模型最终完善结果

由Eviews模型输出结果，可得出均消费性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X3）和年利率（X4）的多元线性回归模型：

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

由模型输出结果可知，该模型的可决系数R2=0.999，F值为6570，模型拟合度较高，年利率（X4）前面的系数为负值，这与经济意义是一致的，当年利率上升时，居民储蓄的意愿会比没上升时强烈，从而消费支出所占的比重会有所下降。可用来进行城镇居民消费性支出的预测。

参考文献：

1.邓鹏翔.基于多社会经济因素的地铁出行需求研究[D].中南大学硕士学位论文，2011

2.刘春玉.网络视角的集群企业二元式创新研究——以烟台汽车产业集群为例[D].山东大学硕士学位论文，2008

3.张晓峒.计量经济学基础[M].天津：南开大学出版社，2007

4.刘亮.中国资本外逃问题研究——对1982-2005年数据的实证检验[D].山东大学硕士学位论文，2008

篇（6）

 

一、引言

消费、投资和净出口在GDP分析中常被誉为拉动经济增长的3个主要因素，这其中，消费对与经济增长则具有持久的推动力。近些年来，我国居民收入与消费水平不断提高，居民消费结构转换和消费需求扩张已经成为我国经济高速增长的主要动力。进入21世纪，居民消费结构变化对于国民经济发展的影响不断增大，消费结构问题一直是消费经济研究的重要内容，是一定时期人民群众消费状况的重要标志。

国内对于消费结构的研究一直热度不减。如尹世杰（1983）在其主编的《社会主义消费经济学》中系统研究了消费结构问题,是我国进行消费结构理论研究的开端。丁声俊、叶方恬（1990）在《中国消费结构和食物结构》一书着重研究了食物消费结构问题，并分析比较了国内外消费结构的一般趋势。林白鹏（1993）在其所著《中国消费结构与产业结构关联研究》一书中将消费结构和产业结构两个领域联系起来研究。孙凤等（2000）通过面板数据分析了中国城镇居民收入差距对消费结构的影响。尹世杰（2001）在《中国消费结构合理化研究》一书中重点研究了实物、住房、劳务、文化教育、信息和旅游等不同消费支出项目支出结构合理化的途径，并指出“要实现消费结构合理化，必须实现产业结构合理化；要实现产业结构合理化，又必须根据消费结构的变化，不断调整产业结构”。赵卫亚（2003）建立了中国城镇居民的变系数面板数据模型，在此基础上分析了不同收入层次的城镇居民家庭消费结构的差异。周建军等（2003）运用扩展线性支出系统模型和趋势分析方法对我国1992-2001年城镇居民消费结构进行了研究。综合分析现有的研究成果可以清楚地看到，改革开放以来中国消费经济有了重大突破。首先是表现在经济增长方式实现了转型，国民经济转型方向总体上是从“外需依赖型”转向“内需扩大型”，从“投资拉动”转向“消费拉动”，从“生产经济”转向“消费经济”。其次表现在消费结构的转型上。城镇居民消费逐渐由重实物消费转为物质消费和服务消费并重；农村居民消费也由温饱型逐渐向小康型转变，由生存性消费逐步转为发展性消费。就实际情况而言，我国城镇居民收入高、消费量大、商品化程度高，其消费对农村居民有一定的示范作用，在消费结构的研究中占有重要地位。因此，城镇居民的消费行为往往成为我国居民消费行为研究的重点。

二、ELES模型简介

ELES模型是由经济学家Liuch（1973）在英国计量经济学家R.stone于1954年提出的线性支出系统（LES）基础上修改而成的。扩展线性支出系统（ELES）模型较以前的线性支出系统（LES）模型相比较，其在研究消费结构的变动特征和静态分析方面则显示出了相对较多的优越性，弥补了LES模型的一些缺陷。该系统假定某一时期内人们对各种商品或服务的需求量取决于人们的收入和各种商品的价格，而且人们对各种商品的需求分为基本需求和超过基本需求之外的需求两部分，并且认为基本需求与收入水平无关，居民在基本需求得到满足之后才将剩余收入按照某种边际消费倾向安排各种非基本消费支出。ELES把消费者对各类商品或服务的消费支出看作收入和价格的函数。其经济含义为：在某个时期，价格和收入一定的条件下，消费者首先满足一个基本需求，基本需求与收入水平无关。扣除基本需求支出后的收入则按一定比例在各类商品或服务之间分配。

ELES模型基本表达式为:

(i =1,2,…,n) （1）

其中, 表示消费者对第i类商品或服务的消费支出；为第i类商品或服务的价格；为消费者对第i类商品或服务的基本需求量；为模型参数,表示边际消费倾向；y为消费者人均可支配收入；为消费者对第i类商品或服务的基本需求支出。

将上式进行变形整理:

令=+y　（2）

其中=-　（3）

对(2)式应用普通最小二乘法（LS）,得到和的估计值

对(3)式两边求和,即=(1-)经济论文，整理后=/(1-) （4）

将（4）代入（3）式中，得到=+/(1-)。

三、实证分析

为构建城镇居民消费结构的ELES模型，基于数据的可得性、可用性和权威性等原则，笔者收集了2009年按照不同收入分组的我国城镇居民家庭可支配收入数据和消费支出数据(见表1)杂志铺。

表格中将“可支配收入”记为“Y”，将“消费支出总计”记为“V”。根据目前通行的统计口径，把城镇居民家庭消费支出分为8项：食品、衣着、居住、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通信、教育文化娱乐服务、杂项商品和服务。分别按顺序用V1、V2、V3、V4、V5、V6、V7、V8代表以上列举的8个项目。下面利用这些可得数据进行计量分析。

表1我国城镇居民2009年消费支出情况（单位：元）

 

项目

最低收入户

低收入户

中等偏下户

中等收入户

中等偏上户

高收入户

最高收入户

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

收入与消费的关系状况，对于制定宏观经济政策有着十分重要的意义。因此关于居民收入与消费

的关系一直都是经济学家们长期关注和研究的问题。国外学者对于收入与消费问题的种种理论，虽然观点上迥然不同,但均强调了收入对消费的决定作用,即认为消费是收入的函数,如凯恩斯(Keynes)的绝对收入消费函数；杜森贝里(Duesenberry)相对收入假说下的短期消费函数；库兹涅兹（Kuznets）的长期收入函数；弗里德曼(Friedman)的持久收入消费函数。直到20世纪80年代戴维森(Davidson)等人运用协整技术，通过误差修正机制将收入与消费的长期均衡和短期波动反映到模型中，从而将消费函数带入了一个新的领域。近年来，国内学者以这些消费函数理论为基础，以协整技术和误差修正模型为计量方法，结合我国实际进行了实证研究，如秦朵建立了中国居民总消费的误差修正模型，得出1952-1987年居民消费与总收入之间存在较固定的比例关系。同时国内一些学者也对我国农村居民的收入与消费关系进行了初步探讨，于俊年分析了农村消费需求状况，并分别按不变价和现价对农村居民消费与收入进行了实证分析，分析结果表明，农村居民消费与收入之间存在很强的相关性；许韶杰建立了消费函数模型，并实证分析了我国农村居民收入与消费的均衡关系，认为我国农村居民消费水平受现期收入水平影响大，且两者的修正机制对消费行为具有很强的矫正作用。关于消费和收入之间关系研究的成果比较多，但是多数都是偏好于宏观研究，即较多地偏重于全国范围的总体研究，对某一特定区域的农村居民收入与消费的相互关系的研究偏少。因此，本文以辽宁省为例，运用协整理论和格兰杰因果检验，对农村居民收入与消费的关系进行探讨，以期发现内在规律，为政府制定政策提供参考。

二、基于协整与误差修正模型的分析

(一)变量、数据的选取和处理

本文的实证研究涉及反映农村居民收入和农村居民消费两项统计指标，为排除人口总量和结构变化的影响，选取平均指标作为变量进行计量分析，以辽宁省农村居民家庭人均年纯收人(AY′)为解释变量，农村家庭平均每人年消费性支出(AC′)为被解释变量。其中，农村居民家庭人均年纯收人是指农村常住居民家庭总收人中，扣除从事生产和非生产经营费用支出、可直接用于农村居民进行生产性、非生产性建设投资、生活消费和积蓄的那一部分收人；农村家庭平均每人年消费性支出指农村居民用于物质生活和精神生活方面的支出，包括食品、衣着、居住、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通讯、文教娱乐用品及服务、其他商品和服务类消费支出。

本文选取的原始数据来自《辽宁统计年鉴》，考虑到改革开放初期农民收人超常增长的特殊性，不选择1978-1983年数据分析，仅对1984-2009年的时间序列数据进行分析。为消除价格因素对时间序列数据的影响，取《中国统计年鉴》中“农村居民消费价格指数(1984年=l00)”对AY′和AC′进行平减，得到实际的农村居民人均年纯收入(AY)和农村居民人均生活消费支出(AC)。为消除时间序列中存在的异方差，对两数列进行自然对数变换，记为LnAY和LnAC。

(二)变量的平稳性检验

在进行协整检验之前，必须确定每个序列是否为单整序列，即要进行单位根检验。如果序列不存在单位根，则序列为平稳序列；反之，序列为非平稳序列，对非平稳序列随机变量进行计量分析时会出现伪回归的现象。单位根检验的方法主要有Dickey-Fuller(DF)检验、增广DF(即ADF)检验和Phillips-Perron(PP)检验。DF检验所设定的模型需要假设随机误差项不存在自相关，而ADF检验则能够处理随机误差项存在自相关的情况。因此，本文利用Eviews7.0计量软件采用ADF方法来检验各个指标变量的平稳性，并确定其单整阶数，检验结果见表1。从检验结果看，在10%的显著水平下，辽宁农村居民收入与消费的对数序列是非平稳序列，而其差分序列在1%的水平下平稳，且均为I(1)序列。

表1 1984-2009年辽宁省农村居民收入与消费数据的ADF检验结果

变量

检验类型

ADF值

1%临界值

5%临界值

10%临界值

结论

LnAY

（C,T,1）

-2.330474

-4.3942

-3.6118

-3.2418

非平稳

LnAC

（C,T,1）

-1.589616

-4.3942

-3.6118

-3.2418

非平稳

LnAY

（c,0,0）

-4.104672*

-3.7343

-2.9907

-2.6348

平稳

LnAC

（c,0,0）

-4.571676*

-3.7343

篇（8）

第三产业（服务业）的健康发展，依赖于服务消费的均衡增长。西方发达国家第三产业占GDP的比重，早在十多年前就已达75％左右，而我国第三产业占GDP的比重，截至2004年仅为31.9%。我国第三产业之所以与发达国家存在如此大的差距，其中一个重要原因是我国服务消费极不均衡。据此，对我国服务消费的差异性作如下探究。

一、服务消费时序差异

从1995年至2004年，总计十年的服务消费支出、服务消费支出占生活消费总支出的比重、服务消费的年增长率见表1[2]。

表1 城镇居民家庭人均年服务消费（1995年～2004年）十年时序差异

资料来源：根据《中国统计年鉴》有关数据计算而来

从表1可以看出，经过十年的发展变化，城镇居民家庭人均年服务消费支出，由1995年的877.92元，增加到2004年的3294.73元，增加了 3.75倍。

图1 服务消费时序差异

服务消费支出占生活消费总支出的比重，由1995年的24.53％，上升到2004年的45.87％，上升了将近一倍。服务消费的年增长率，由1995年的29.98％，下降到2004年的16.24％，增长速度下降了13.74％。由此可见，从1995年～2004年，十年间城镇居民家庭服务消费支出和比重在不断上升，但增长速度虽在某些年分表现出比上年增长得更快，但总的趋势是逐渐下降。从图一可以清晰地看到（纵坐标左边为比重：％，右边为支出金额：元），1995年～2004年，十年来，我国城镇居民家庭服务消费的发展脉络。

可以说，2004年的城镇居民家庭服务消费与十年前相比，变化是很大的。随着国民经济的发展，城镇居民收入的不断提高，服务消费支出和比重还将逐渐上升，但增长速度会逐渐减慢。

二、服务消费区域差异

限于篇幅我们从东、中、西部区域，各选出颇具代表性的五个省区来进行差异性分析。其中，东部区域选的是生活消费总支出较高的五个省区，中部区域选的是生活消费总支出居中间位置的五个省区，西部区域选的是生活消费总支出较低的五个省区，以突出其代表性。

表2 东、中、西部区域（2004年）城镇居民家庭人均年服务消费区域差异

资料来源：根据《中国统计年鉴》有关数据计算而来

从表2中可以看出，2004年人均服务消费支出最高的是东部地区的上海，达到6173.69元，最低的是中部地区的江西，仅2133.50元，江西仅为上海的34.56％。服务消费比重最高的是中部地区的湖南，达到52.94％，最低的是中部地区的江西仅39.97％。

图2 服务消费区域差异

有些意外的是服务消费支出和比重最低的省区不在西部而在中部，服务消费比重最高的不在东部而在中部。从服务消费支出和比重的平均水平来看，东、中、西部区域呈现高低依次下降的趋势。在服务消费支出上西部地区与东部地区存在较大差距，东部地区平均为5024.5元，西部地区平均为2610.90元，即西部地区的人均年服务消费支出仅为东部地区的51.96％。中部地区服务消费支出平均为2744.17元，略高于西部，但也仅为东部地区的54.62％。

可见，在服务消费支出上，中、西部区域较大程度的落后于东部区域，全国发展极不均衡。但在服务消费比重上，东、中、西部地区的平均水平依次为47.58％，45.38％，44.16％，区域差异不大（见图2，纵坐标左边为比重：％，右边为支出金额：元）。而中部的不同省区之间在服务消费支出和比重上，也存在较大差异。

三、服务消费城乡差异

城乡居民家庭平均每人每年服务消费支出及服务消费支出占生活消费总支出的比重见表3。

表3 城乡居民家庭（2000年～2004年）人均年服务消费差异

资料来源：根据《中国统计年鉴》有关数据计算而来

由以上分析可知，农村居民家庭的服务消费，无论在总量上、比重上，还是在增长速度上，均较大程度的落后于城镇居民家庭的服务消费。而农村人口又占我国人口的绝大多数，因此，如何发展农村居民的服务消费是值得认真研究的问题，只要农村居民的服务消费能够较大幅度的增长，必将刺激第三产业大幅增长，从而有效带动国内生产总值GDP的增长。

四、服务消费国际差异

由于我国服务消费的总量，与发达国家的差距显而易见，再则不同国家在统计上存在差异，生活消费总支出中的有些商品性消费难以剥离，所以在此我们仅选择医疗保健、交通通讯、文化教育娱乐三项主要服务性消费的比重进行国际间的比较。

从表4中可以看出，我国2000年、2001年医疗保健服务支出的比重分别为6.36％、6.47％，除美国16.4％，韩国8.0％，比我国高以外，其他国家均比我国低。而在交通通讯和文教娱乐服务消费支出的比重上，几乎所有国家均比我国高。交通通讯服务支出的比重，德国、法国、英国、韩国、加拿大均在16.6％～17.4％之间，是我国的两倍左右。可见我国在交通通讯和文教娱乐服务消费的比重上与发达国家存在较大差距。而医疗保健服务消费比重又明显比多数国家高，其中2000年为6.36％，比美国、日本、德国、西班牙、新西兰五国的平均水平6.08％高出0.28％，2001年为6.47％比法国、英国、韩国、加拿大、意大利五国的平均水平4.08％高出2.39％［4］。在服务消费总量与发达国家存在较大差距的情况下，而某一项服务消费比重较多的高于发达国家平均水平，显然，我国服务消费的结构存在一定的不合理性。

表4服务消费比重的国际差异性单位：％

篇（9）

一、 引言

由于基本医疗保险制度是对抗个体健康风险的重要制度安排，因此理论上基本医疗保险的实施可以对扩大居民消费起到积极作用。中国自1998年实施了城镇职工基本医疗保险（城职保），2003年和2007年又分别实施了新型农村合作医疗保险（新农合）和城镇居民基本医疗保险（城居保），从制度上实现了基本医疗保险的全覆盖。基本医疗保险作为中国社会保障制度的重要组成部分，不仅是提高全民健康水平的重要举措，而且政策制定者也希望基本医疗保险的推广和普及能成为打开国内居民消费的“金钥匙”。那么，中国基本医疗保险的实际效果究竟如何？是否对居民消费起到了积极作用？对此问题的研究，不仅能为进一步完善医疗保险制度提供指导，进而能为制定扩大内需的政策措施提供重要参考。

二、 文献综述

国外许多文献集中讨论了基本医疗保险的实施对家庭消费水平的影响。其中比较有代表性的有：Chou（2003）使用1995年台湾国民健康保险（NHI）的自然实验数据，通过DID方法研究了社会医疗保险对家庭储蓄和消费行为的影响。结果表明，政府提供的社会医疗保险能显著降低储蓄、提高消费；与劳工保险相比，国民健康保险使家庭储蓄平均降低8.6%～13.7%，而家庭消费支出则平均上升2.9%～3.6%。Wagstaff（2005）通过对比1992年和1997年的越南家庭面板数据，发现越南健康保险项目（VHI）能使居民家庭非医疗消费增加，且非食品消费受到的影响比食品消费更大。

而目前关于中国医疗保险与居民消费（特别是非医疗消费）关系的实证研究则并不多见。相关研究较少的一个重要原因是中国基本医疗保险的实施时间不长，同时包含家庭消费和医疗保险信息的微观数据较难获得。在仅有的几篇文献中，马双等（2010）研究了新型农村合作医疗保险对农村居民家庭食物消费的影响，发现参保家庭比未参保家庭有更多的营养物质摄入量，参与新农合使农民食品消费支出增加约81元。臧文斌等（2012）使用中国城镇居民入户调查数据探讨了城镇居民基本医疗消费保险对居民消费的影响，发现城职保提高了参保家庭的非医疗消费支出，低收入群体和中等收入群体提高的幅度分别为20.2%和12.6%。马双和甘犁（2010）研究了城镇职工医疗保险对居民食物消费的影响，发现城职保能增加11%的居民消费。

现有的研究受数据可获得性的限制，或者仅仅关注居民食物消费，而未将居民家庭全部消费支出作为分析对象；或者只关注某一种社会医疗保险，而未将城居保和城职保两种基本医疗保险综合考虑，未从整体上考察城镇医疗保险对居民消费的影响。因此，目前国内对医疗保险与居民消费关系的研究还很不充分。鉴于此，本文采用奥尔多2009年的调查数据，在收集到较为丰富的居民消费支出和医疗保险信息的基础上，拟对医疗保险与城镇家庭消费的问题进行进一步的研究。

三、 数据与模型

1. 关于数据。本文所采用的数据来自北京奥尔多投资咨询中心 委托国家统计局开展的较大规模的入户调查，抽样和数据处理方法与国家统计局其他调查大致相同。该调查自2005年开始，每年1至2次，通过更新数据建立了《中国投资者行为调查问卷》数据库。调查问卷设置了受访者的个人特征、家庭财务情况和投资选择等方面的35个～50个具体问题，包含详细的家庭资产、负债、收入、消费以及其他家庭特征信息。李涛（2006）、陈彦斌等（2009）以及梁运文等（2010）利用该数据库进行了有关居民投资行为、居民财产分布等方面问题的研究，结果表明数据质量较为可靠。

虽然该数据库最初建立的目的是为了研究中国居民的投资行为，偏向于宏观研究，但由于调查数据中不仅包含丰富的家庭收入和消费等信息，而且有家庭是否参与医疗保险、是否有成员患有大病以及医疗支出等信息（自2009年开始有医疗保险相关信息），因此本文尝试利用该数据库进行医疗保险和居民消费关系的微观研究。

本文采用的是奥尔多2009年调查的A卷调查数据，在12个省的41个市（区、县）进行，调查地范围覆盖东部、中部和西部各省市。与目前实证研究使用较多的CHNS数据相比，奥尔多调查数据包含了更为丰富的家庭消费支出信息，因此在家庭总消费支出、非医疗消费支出等关键变量上有准确的数据，而不必如现有文献一样使用耐用消费品存量数据替代消费支出的流量数据。同时，奥尔多2009年调查收集到的样本量也比较大，经过数据整理，本文最终获取的有效样本为4 694个家庭。

2. 计量模型。研究医疗保险对家庭消费的影响，必须解决两种由自我选择所导致的内生性问题。一是，医疗保险和家庭消费都与家庭的风险厌恶程度相关。家庭的风险厌恶程度越高，越倾向于选择参加医疗保险；同时，家庭的风险厌恶程度越高，预防性储蓄越高而当期消费越少。二是，医疗保险和家庭消费都受到家庭成员身体健康状况的影响。身体健康情况较差的家庭更可能参与医疗保险；同时，身体健康情况较差的家庭会有更多的医疗消费支出和相对较少的非医疗消费支出。

为了解决这两种自我选择问题，本文在计量模型中引入家庭风险厌恶程度和家庭成员健康状况作为控制变量。这样就可以在给定相同的家庭风险厌恶程度和家庭成员健康状况的条件下，研究家庭参与医疗保险对其消费支出的影响，从而很好地解决了上述自我选择问题。同时，本文在计量模型中引入家庭收入、家庭规模、平均年龄、平均受教育程度、女性比例等家庭特征变量作为控制变量。通过将各类控制变量逐步加入，本文得到三组计量模型来分别研究基本医疗保险对家庭总消费支出、医疗消费支出以及非医疗消费支出的影响。

其中EXP、MEDEXP和NONMEDEXP分别为家庭总消费支出、家庭医疗消费支出和家庭非医疗消费支出。HI为家庭是否有基本医疗保险，是本文的核心解释变量。SAH为家庭成员平均健康状况，问卷中调查了每个家庭成员对自己身体健康状况的评价，数值从1到5分别对应“非常好”、“较好”、“一般”、“较差”和“非常差”，本文取每个家庭该项指标的平均值作为SAH。RAV为家庭平均风险厌恶程度，调查数据中包含每个家庭成员的风险厌恶程度信息，数值从1到5分别对应“很喜欢冒险”、“喜欢冒险”、“一般”、“不喜欢冒险”、“很不喜欢冒险”，与SAH一样，本文取每个家庭该项指标的平均值作为RAV。Xi为控制变量，包含一系列家庭特征变量，主要有：（1）INC，即家庭总收入，在回归中取对数。（2）SCA，即家庭规模（家庭人数）。（3）AGE，家庭成员平均年龄。（4）EDU，家庭成员平均受教育程度。（5）FEM，家庭成员中女性占比。（6）PTY，家庭成员中是否有党员，是二值变量（1代表是，0代表否）。（7）MIN，家庭成员中是否有少数民族，是二值变量（1代表是，0代表否）。

四、 实证结果

1. 医疗保险对家庭总消费支出的影响。本文对回归结果进行了异方差检验，发现模型存在异方差问题。为了解决这个问题，本文使用了异方差―稳健估计，以使回归结果更具有可靠性。

表1报告了家庭总消费支出的估计结果。第一列只估计了参与医疗保险对家庭总消费支出的影响，第二列和第三列分别加入了家庭成员健康状况、风险厌恶程度和其他家庭特征变量。三个回归模型都表明，参与基本医疗保险可以显著增加家庭总消费支出。具体来说，与没有基本医疗保险的家庭相比，参与基本医疗保险的家庭的总消费支出会高出6%，并且在5%的水平上显著。这个结果与Gruber和Yelowitz（1999）对美国20世纪80年代中后期医疗保险制度的研究结果非常接近，他们发现放宽Medicaid 条件会使美国家庭消费上升5.2%。

2. 医疗保险对家庭医疗消费支出的影响。表2报告了家庭医疗消费支出的估计结果。虽然在前两个模型中，是否参与医保的系数显著为正，但加入其他家庭特征的控制变量之后，该项系数变得不再显著（即使在10%的水平上也没有统计显著性）。这表明，是否参与基本医疗保险对家庭医疗消费支出并无显著影响。虽然现有的研究曾认为医疗保险的普及会使家庭医疗消费支出增加，但是本文的回归结果却并不支持这一观点。事实上，苏春红等（2013）利用2009年CHNS微观调查数据进行的实证研究发现，城镇居民基本医疗保险、城镇职工基本医疗保险并未对居民患病就诊行为产生显著的影响。因此，参与基本医疗保险并不能使城镇家庭的医疗消费支出呈现显著增加。

3. 医疗保险对家庭非医疗消费支出的影响。表3报告了家庭非医疗消费支出的估计结果。医疗保险对家庭非医疗消费支出的影响是本文的关注重点。从表3中可以看出，参与基本医疗保险对提高家庭非医疗消费支出有显著的促进作用：从模型（3.1）到模型（3.4），是否参与医保的系数始终显著为正；在控制家庭成员健康状况、家庭风险厌恶程度和其他家庭特征系列变量之后，参与基本医疗保险会使家庭非医疗消费支出增加6%，并且在5%的水平上显著。这说明，社会医疗保险的普及能够降低预防性储蓄，在一定程度上对居民消费起到保障作用。

五、 结论与政策建议

本文首次采用奥尔多2009年的调查数据，在收集到较为丰富的居民消费支出和医疗保险信息的基础上，分析了医疗保险对城镇家庭消费支出、医疗支出和非医疗消费支出的影响。计量回归结果表明：基本医疗保险对中国城镇家庭医疗消费的影响并不显著，但对非医疗消费和总消费的促进作用却十分显著。社会医疗保险的推广降低了居民的预防性储蓄动机，有利于增加居民的即期消费。同时，基本医疗保险对中等收入家庭非医疗消费支出的影响较为明显，但对低收入和高收入家庭的影响并不显著。

目前，中国政府医疗支出不足，基本医疗保险保障水平较低。就各地制度规定上看，不仅医疗费用报销有规定的支付范围，而且在支付范围内的报销额度还要受到报销起付线和最高支付额的限制。有学者研究了经济发展程度相对较高的广东省的医疗保障水平，结果发现职工医保的住院实际补偿比均值分别仅为62%和56.3%，居民医保的住院实际补偿比均值更是只有9.4%和30.8%（李亚青，2012）。因此，尽管参与了医疗保险，居民看病所需医疗的大部分还是要由自己承担。同时，不同参保群体所受到的保障水平也呈现巨大的差异。在现行的三大基本医疗保险中，全国职工医保的保障水平远高于居民医保和新农合，2010年其人均筹资额约为后两者的9倍和11倍。

因此，在已经实现较高覆盖率的情况下，政府应当着力提高基本医疗保险的保障水平，降低居民的医疗负担，才能更好地发挥基本医疗保险保障国民健康，特别是提振国内消费需求的作用。而为实现此目标，政府一方面应当优化财政支出结构，适当增加医疗卫生投入；另一方面要加强社会统筹，整合和对接各医疗保险制度，促进医疗服务的均等化。

参考文献：

1. 陈彦斌，霍震，陈军.灾难风险与中国城镇居民财产分布.经济研究，2009，（11）：144-158.

2. 李涛.社会互动与投资选择.经济研究，2006，（8）：45-57.

3. 李亚青.社会医疗保险的真实保障水平研究――兼论“保障水平幻觉”.人口与经济，2012，（5）：65-71.

4. 梁运文，霍震，刘凯.中国城乡居民财产分布的实证研究.经济研究，2010，（10）：33-47.

5. 马双，甘犁.城镇职工医疗保险与居民食物消费.工作论文，2010.

6. 马双，臧文斌，甘犁.新型农村合作医疗保险对农村居民食物消费的影响分析.经济学（季刊），2010，（10）：249-270.

7. 苏春红，李齐云，王大海.基本医疗保险对医疗消费的影响――基于CHNS微观调查数据.经济与管理研究，2013，（10）：23-31.

篇（10）

中图分类号：F127 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）04-0154-03

一、指标的选取及模型的建立

本文选取1980—2010年中国农村居民人均纯收入（ya），农村人均消费支出（ca）、农村居民消费价格指数（cpia）。城镇居民的人均可支配收入（yb），人均消费支出（cb），城镇居民消费价格指数（cpib）。我们以1980年的价格指数为基期，剔除价格的影响后，农村居民人均纯收入和人均消费支出以ya（ya/cpia）和ca（ca/cpia）表示。城镇居民人均可支配收入和人均消费支出以yb（yb/cpib）和cb（cb/cpib）来表示。实际人均收入（y）为解释变量，实际人均消费支出（c）为被解释变量，通过构建模型，得出相关系数，并进行比较。本文的所有数据来自《甘肃统计年鉴》2011卷。

根据凯恩斯的消费理论，收入与支出之间存在着正相关关系，但并没有确定二者之间准确的函数关系。考虑到经济变量之间的非准确关系，我们构建如下模型：

Ct=a+byt+ut

模型中，a为自发性消费，b为边际消费倾向，ut为随即项。由于经济时间序列可能存在异方差，为了消除可能存在的异方差以及减少数据的波动性。我们对c与y分别取自然对数。取对数后得到以下模型：

Lnct=c0+c1lnyt+εt

二、农村居民与城镇居民消费支出与收入的实证分析

1.平稳性检验与模型估计。由于很多时间序列的变量是非平稳的，不能直接进行回归分析。可以通过差分变化成平稳性的时间序列。因此，我们通过ADF检验序列的平稳性。检验结果（如表1所示）：

检验结果显示，lnca、lnya、lncb、lnyb的t统计概率值分别为0.952、0.9532、0.9816、0.9859，他们都大于大于0.05的显著性水平，所以序列lnca、lnya、lncb、lnyb都是非平稳的时间序列。lnca（一阶差分）、lnya（一阶差分）、lncb（一阶差分）、lnyb（一阶差分）的t统计概率值分别为0.0002、0.0174、0.0036、0.0037，他们都小于0.05。所以，lnca（一阶差分）、lnya（一阶差分）、lncb（一阶差分）、lnyb（一阶差分）都是平稳性的时间序列。我们分别做Lnca、lnya和lncb、lnyb的曲线图（图略）。可以看出，农村居民人均纯收入和消费支出呈现出相似的变化趋势，城镇居民人均可支配收入与消费支出也呈现出相似的变动趋势。他们之间可能存在着较为明显的线性关系。

我们首先用Eviews6.0对两组数据进行处理，通过最小二乘法对方程进行估计可以得到如下结果：

从方程（1）、（2）可以看出，方程估计的参数都很显著，方程（1）、（2）调整后的可决系数分别为0.9376、0.9905，非常接近1，表明模拟效果较好。

2.协整检验与误差协整模型。由于lnca、lnya、lncb、lnyb都是I（1）序列，我们估计的模型可能是伪回归。为了检验他们之间是否存在着长期均衡的关系，我们采用EG二步法对他们进行协整检验。我们分别对回归方程（1）、（2）的残差进行单位根检验，得到如下结果：

从检验的结果可以看出，回归方程（1）残差t统计量=

-2.4191，其对应的概率为0.0174，回归方程（2）残差t统计量=

-2.6818，其对应的概率为0.0091，它们都远远小于5%。因此，我们拒绝残差存在单位根的假定，认为残差序列是平稳的。根据协整关系的定义，我们可以认为lnca与lnya之间存在着协整关系，lncb与lnyb之间也存在着协整关系。

回归方程（1）、（2）刻画了序列lnca和lnya、lncb与lnyb之间的长期均衡关系，为了考察考察实际消费支出与实际收入之间的动态关系，我们需要借助误差修正模型lnct=c+

c1lnyt+c1ecmt+εt来进行分析。其中，ecmt是误差修正项，且ecmt=lnct-1-c0-c1lnyt-1。

我们用Eviews6.0对数据进行处理，分别得到农村居民的消费支出与收入的误差修正模型（3）和城镇居民消费支出与收入的误差修正模型（4）。模型如下所示：

从上面的两个模型可以看出，农村模型中的常数项小于城镇模型中的常数项。表明中国城镇居民的自发性消费大于农村居民的自发性消费，甘肃省农村居民的消费收入弹性为0.997，城镇居民的的消费收入弹性为0.85。表示中国农村居民收入每增加1%，消费支出将增加增加0.997%。城镇居民收入每增加1%，消费支出将增加0.85%。由此可见，在收入变化一个单位时，农村居民的消费支出的变化会大于城镇居民的消费支出。

误差修正模型的比较：

对模型（3）分析可以看出，中国农村居民消费支出的短期变动可以分为两个部分：一部分是由于短期收入变动（lnyat）的影响，另一部分是由于前一期消费支出偏离长期均衡关系（ecmat）的影响。lnyat的系数为农村居民消费支出对收入变化的短期弹性，即收入增加1%，那么在短期内，消费支出将增加0.2587%。模型（4）中，lnybt的系数为城镇居民消费支出对收入变化的短期弹性，即收入每增加1%，那么在短期内，消费支出将增加0.8173%。ecm的系数反映的是居民消费支出偏离长期均衡关系的调整力度，其绝对值越大，将非均衡恢复到均衡的速度就越快。

四、结论分析

综合以上的分析我们可以得出以下结论：

1.自1980—2010年以来，中国城乡居民的收入和消费支出都有了大幅度的提高，但同时，收入跟支出的差距也在不断地扩大。城镇居民的平均消费倾向从1980年的0.99下降到了2010年的0.75，而农村居民的平均倾向从1980年的0.82上升到了2010年的0.86。

2.从城镇居民跟农村居民的收入—消费模型来看，甘肃省城镇居民跟农村居民的收入与支出之间存在着长期稳定的均衡关系，通过误差修正模型我们可以看出，农村居民的短期收入对短期消费的影响没有城镇居民短期收入对短期消费的影响大，但农村的边际消费倾向却大于城市的边际消费倾向。这可能是因为甘肃省农村居民的收入主要是农产品的收入，而农产品的价格每年波动比较大，所以农村居民的收入有很大的不确定性，而支持却是刚性的，所以，短期内，农村居民收入的增加并不跟短期内的消费相一致。城镇居民的收入有很大的确定性，比如工资的提高，福利的增长。当城镇居民可支配收入增加时，他们会合理地安排自己的消费支出。从模型（3）、（4）我们也可以看出，城镇居民的消费支出偏离长期均衡关系的调整力度也大于农村居民消费支出偏离长期均衡关系的调整力度。

五、提高农村居民收入与消费支出的建议

在经济发展过程中，由于自然条件、政策扶植、历史因素等不同原因的影响，发展肯定会出现差异。甘肃省城乡居民收入与支出之间的差异一种正常的经济现象，不可能会被完全消除，我们只有对其加以调控，逐渐将其缩小到一个合理的范围内。本文就如何发展农村经济，缩小甘肃省城乡居民收入与消费支出的差异提出几点建议。

1.加大对农村的资金投入：由于农业自身的脆弱性决定了农村居民收入的不确定性，因此，政府应该加大对农业的资金投入、调整农业产业结构、加大对三农的扶持力度，切实减轻农民负担，促进生产要素在城乡之间的流动。把对三农的投入放在财政支出的首要位置，这样，才能增加农民纯收入。

2.促进农村居民向非农产业转移，减少农村人口。由于技术的进步，生产力的提高，导致农业有大量的闲置劳动力。这就需要实现农村人口向非农产业的转移，剩余的劳动力可以外出打工或者兴办养殖场、从事农产品深加工等来提高收入。

3.健全社会保障制度：甘肃省农村社会保障体系不完善，农村居民一直被排斥在国家的社会保障制度之外，他们必须自己筹划养老的费用，使农村居民有后顾之忧。从一定程度上抑制了甘肃省居民消费。而且近年来，教育、医疗、农业服务的价格上涨较快，农民对于未来支出的预期大大增加，加上未来收入的不稳定性，使得他们的即期消费支出进一步减少。建立社会保障制度，能有效地解决农村居民上学难、看病难、养老难等问题，解除农村居民消费的后顾之忧，稳定居民消费倾向，促进储蓄转化为理性的投资与消费，增强农村经济发展的动力。

参考文献：

[1] 1986—2010年中国统计年鉴[K].

[2] 李武.基于凯恩斯消费函数的中国城乡居民消费差异实证分析[J].统计研究，2007，（6）：67-69.

[3] 张凡.城乡居民消费差异的比较实证分析[J].当代经济管理，2012，（9）：11-15

[4] 史常亮.甘肃省农村居民消费结构分析：基于扩展线性支出系统模型[J].西北农林科技大学学报，2011，（9）：32-37.

[5] 寇凤梅.甘肃省城乡居民消费水平差异分析[J].西南农业大学学报，2012，（10）：52-54.

[6] 童百利.城镇居民人均可支配收入对人均消费支出的影响研究——基于凯恩斯消费函数的实证分析[J].长春大学学报，2012，（11）.

[7] 孙海涛.城镇居民可支配收入与消费支出关系协整分析[J].商业经济，2010，（10）：26-27.

篇（11）

一、引言

政府支出的效应问题一直是经济学界关注的热点话题之一且存在很大争议。活跃于50年代末60年代初，以Solow为代表的新古典增长理论认为，政府支出只具有短期效应而无长期的经济增长效应。80年代末90年代初，以Lucas和Romer为代表的新生增长理论认为，由于知识、基础设施等具有外部性，政府须干预经济，政府对私人投资的补充对经济具有正向作用但尚未建立一致定论的内生增长模型。Barro(1990)将政府支出引入到内生增长模型，从政府生产性支出和消费支出的角度进行研究，得出政府支出具有生产性。Alfred Greiner(1996)认为在一定的条件下，线形生产技术、外溢效应、生产性公共资本、人力资本投资和开发对经济增长都有正效应。

经验研究方面关于政府支出对经济增长的影响则是混合的。Grier和Tullock (1987)对115个国家30年的数据进行分析，得出政府消费支出占实际GDP之比与实际GDP正相关；Aschaur (1989)考察美国1949-1985年的生产率和公（私）资本之比，发现两者为正关系；Landau(1983)对115国的数据分析本科毕业论文格式，发现人均GDP与政府消费支出占GDP之比率负相关；Barro(1991)对98个国家1960-1985年的政府消费支出与人均GDP进行研究，得出政府消费对增长有显著负作用的结论；Easterly Rebelo(1993)对28个国家1970-1988年间的公共投资与经济增长进行实证分析，两者正关系。在这些文献中，由于方法的差异、样本数据等不同必造成混合的结论。显然,这就需要采用更稳健的研究方法,以期得到可靠的结果。近年来，国内一些学者在实证方面作了大量的研究，主要沿着两条思路展开：一是按照Barro的研究路线把政府支出分为生产性支出和非生产性支出，然后在C-D模型的基础上进行分析；二是从总量上考察政府支出与经济增长的关系。

综观已有的经验研究成果,这方面的工作主要有横截面数据回归和时间序列分析等两方面:一方面,在计量方法并不成熟的条件下,人们普遍采用横截面数据进行回归分析；另一方面,随着研究方法的日趋完善,时间序列方法已成为目前这方面研究的主流分析工具。但以上研究方法存在一定的局限,如没考虑时间序列的非平稳性,研究的结果有可能建立在伪回归的基础上；最常用的做法是采用误差修正及向量自回归模型,由于未考虑时间序列变量是否存在结构突变可能降低检验势，其结论也缺乏普遍性和准确性。

由于体制的变化，使得样本的DGP可能存在结构突变的问题。从计量经济学的角度看，如果忽视这种现象进行一般的单位根与协整分析，结果将出现很大的偏差。为此，本文利用Eviews6.0和Gauss8.0对建国以来的政府支出和GDP进行突变检验，考虑数据的依赖特征以及制度改革冲击对经济增长的影响，尝试性地解释造成这种现象的原因。本文的结构安排如下：第二部分是相关的模型和经济原理框架；第三部分是实证检验；最后是结论及存在的问题杂志铺。

二、突变模型框架

在现有计量检验的文献中，一般都假定不存在结构突变。如果忽视这种结构变化，则传统的单位根检验拒绝原假设的势就会下降。Perron (1989)在ADF检验基础建立相对完备的理论体系，成为突变问题研究的里程碑[③]。尽管国内存在一些单结构突变检验的文献，但基本上都是采用外生突变检验，存在很强的主观性。ZA检验和LP检验可以避免这一问题，而检验假设却存在一定的问题[④]。为此，本文在内生单突变检验上采用perron的模型，而对于内生双突变则借鉴Junsoo lee and MarkC.Strazicih的最小LM单位根检验模型和方法。

（一）内生单突变模型

Perron（1989）针对突变点已知给出三种经验模型：截距突变的“崩溃”模型A、斜率突变的“增长变化”模型B、截距和斜率突变的“混合”模型C[⑤]。原假设是带结构突变的单位根过程，而备选是带结构突变的趋势平稳过程,为简单起见说，只给出最具有一般性的模型C[⑥]。原假设单和备选假设所分别对应的方程为：

: （1）

: （2）

其中（3）。代表突变点本科毕业论文格式，=1，当t=Tb+1时；=1，当时；其他情况下为0。在模型的选择上，通过比较各种模型在检验势和结构框架的一致性，采用从一般到特殊的检验，如先检验模型C，然后使用更多的约束条件来评估检验结果的稳健性。在对退化趋势进行检验时，需要对“附加异常值”（additive outlier AO）模型和“新息异常值”(innovationaloutlinerIO)模型做出选择[⑦],前者意味趋势函数的变动是瞬时完成而现实的冲击变动是持续很长时间，而后者暗示变动是逐步完成的[⑧]。

（二）双结构突变检验

对于双结构突变点检验用Junsoo lee andMark C.Strazicih（2003）提出的minimumLagrange Multiplier unit root test(LM检验)，而LP双结构突变检验由于备选假设存在不明确的假定或序列是带突变的差分平稳过程，LP检验在解释中易得到错误的结论。

考虑序列，DGP如下所示[⑨]：， （4）

这里是一个外生向量矩阵，。双突变的LM单位根检验的统计量可以按照如下的LM（得分）原则回归得到：（5）

这里，（6）是回归系数；由得出。单位根的原假设是=0，L:M统计量由下式得到： （7）为原假设时的检验统计量。

双突变的LM单位根检验通过格点搜索来确定突变的时点，利用最小的检验统计量对应的值来确定突变点。用计算机软件编程可直接求得突变时点和个数，本文在Lee(2004)Gauss双突变LM单位根检验程序代码基础上修改运行程序获得突变时点和个数。通过比较Lee和Strazicich计算的内生双突变统计量，判断是否存在突变点。

（三）政府支出效应的经济原理

根据Ramsey-Cass-Koopmans模型，假定经济起初运行在平衡增长道路上，政府支出保持在一个稳定的水平GL上。假如突然出现无法预期的政府支出的持久性上升，居民的反应是把消费直接下调到新的鞍状路径上。当消费下调到新的鞍状路径上时，经济运行也就直接到达新的平衡增长道路上。如果政府支出的增加是暂时性的，如面对经济危机时突然加大政府投资等。期限一到本科毕业论文格式，政府支出GH就会恢复到原来的水平。在这种情况下，尽管消费也会下滑，但不会完全下滑到更低的水平上。事实上，如果消费完全下滑到政府支出GL相应的低水平上，当政府支出恢复到GL时，消费将以不连续的方式跳跃上升到原来相应于GL的水平，这意味着边际效用发生了跳跃式的下降，从而在经济增长过程中产生大的波动和突变。

换句话说，人们早就预料到经济偏离平衡增长道路只是暂时的，不久就会恢复，因而不会把消费下调到那种不会持久的新平衡增长水平上去受边际效用不连续变化的痛苦。为了效用的最优，居民把消费调整到能够向原平衡增长道路收敛的轨道上去，这样既顺应政府支出暂时性变化带来的平衡增长道路的变动，又保证当政府支出恢复到原水平时消费能够趋向于原来的消费水平。

三、实证分析

由于经济运行机制的复杂性，影响经济增长路径的因素和外部冲击很多，若要准确度量政府支出对于经济增长的冲击力度是很困难的。本文并非精确度量这种冲力度，是试图利用计量的工具来分析政府支出变动和GDP增长之间是否存在一定的传导机制和长期趋势。

（一）数据与变量

GDP(国内生成总值)：数据来源是《中国统计年55年鉴汇编》，2004-2007年数据由历年《中国统计年鉴》补齐，以1952年为基期用GDP折算指数对名义GDP数据进行处理，得到实际的GDP。

GEXP (政府支出)：用财政支出来衡量，数据来源和处理方法同上，对实际的GDP和政府支出取自然对数分别记为lnrgdp、lnrgexp杂志铺。由于选取的样本时间跨度不太长且历史上重大的经济冲击不多考虑一两个突变点可能比较符合事实，为此本文只分析内生的单突变和LM双突变检验。

若时间序列存在突变，则传统的ADF检验统计量易向接受单位根的方向偏移。为此本科毕业论文格式，先对所选取的时间序列进行单位根检验，若不存在单位根不必进行突变检验，检验结果见表1。从表1可知：两个变量均为单位根过程，需要对这两个变量进行结构突变检验。

表1ADF检验结果

变量

检验类型（c,t,k）

ADF统计量

临界值

单整(d)

结论

Lnrgdp

C,T,1

-2.394

-3.4935**

1

单位根

Lnrgexp

C,T,1

-2.394