收入與消費(fèi)論文范文

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第1篇

(一)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入差距狀況

河南省城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的收入近年來(lái)都有明顯的提升，但是城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的收入差距有不斷變大的趨勢(shì)。另外，我們還可以用相對(duì)收入差距來(lái)進(jìn)一步表示城鄉(xiāng)收入差距狀況。無(wú)論是從名義量上來(lái)看，還是從實(shí)際量上來(lái)看，城鄉(xiāng)收入比都經(jīng)歷了先縮小，后擴(kuò)大，再縮小，再擴(kuò)大的變化。從1978年到1984年，相對(duì)收入差距從總體上看是下降的。到1984年，城鄉(xiāng)名義收入比從1978年的3.01下降到1.78;實(shí)際收入比下降到1.64。(城鄉(xiāng)居民名義收入之比=城鎮(zhèn)居民名義人均可支配收入/農(nóng)村居民名義人均純收入;城鄉(xiāng)居民實(shí)際收入比為以上二者的實(shí)際量之比)從八十年代中期到九十年代中期，城鄉(xiāng)收入比變大，1994年名義收入比達(dá)到2.88;而實(shí)際收入比達(dá)到2.24。隨后的四年間，城鄉(xiāng)收入比再一次下降。到1998年，名義收入比下降到2.26;實(shí)際收入比則下降到1.79。而這種下降并沒(méi)有在此后的幾年繼續(xù)下去。從1999年開(kāi)始，我省城鄉(xiāng)收入比再次擴(kuò)大，到2003年達(dá)到最高水平，名義收入比為3.10;實(shí)際收入比為2.47。名義收入比為改革開(kāi)放以來(lái)的最大值。2003年以后，城鄉(xiāng)收入比變化不大，名義收入比基本穩(wěn)定在3.00左右，而實(shí)際收入比則在2.40左右徘徊。

(二)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費(fèi)水平的對(duì)比

2013年城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出達(dá)到14821.98元，是1978年的54倍;農(nóng)村居民的消費(fèi)支出為5627元，是1978年的68倍。雖然城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費(fèi)額都在不斷提高，但城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)的絕對(duì)量遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于農(nóng)村居民水平。從總體上來(lái)看，無(wú)論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，平均消費(fèi)傾向是趨向于降低的。這符合凱恩斯的假設(shè)，即隨著收入水平的提高，居民的邊際消費(fèi)傾向遞減，從而帶動(dòng)了平均消費(fèi)傾向的降低。此外，我們還能看出，在改革開(kāi)放的大部分時(shí)間內(nèi)，城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)傾向要高于農(nóng)村居民的平均消費(fèi)傾向。這與凱恩斯的理論相悖，按照凱恩斯的理論高收入人群應(yīng)該有較低的消費(fèi)傾向，而低收入人群具有相對(duì)高的消費(fèi)傾向。產(chǎn)生這樣的現(xiàn)象的主要原因在于農(nóng)村居民不得不拿出收入的很大一部分來(lái)進(jìn)行儲(chǔ)蓄，從而導(dǎo)致當(dāng)期的平均消費(fèi)傾向降低。

二、收入差距對(duì)消費(fèi)需求影響的理論分析

(一)城鄉(xiāng)收入差距過(guò)大會(huì)影響平均消費(fèi)傾向的提高

根據(jù)凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)，居民的邊際消費(fèi)傾向是隨著收入的增加而遞減的。而收入差距的擴(kuò)大使得社會(huì)的大部分財(cái)富分配給有低消費(fèi)傾向的高收入者，有高消費(fèi)傾向的低收入者只占社會(huì)總財(cái)富的一小部分，從而降低了整個(gè)社會(huì)的平均消費(fèi)傾向，進(jìn)而導(dǎo)致消費(fèi)的增長(zhǎng)緩慢。四、政策建議為了刺激消費(fèi)，一方面就是要縮小城鄉(xiāng)居民的收入差距;另一方面，在現(xiàn)在的收入分配狀況下，要通過(guò)各種途徑來(lái)刺激消費(fèi)。(一)提高農(nóng)村居民收入過(guò)大的收入差距，不在于城鎮(zhèn)居民收入過(guò)高，而在于農(nóng)村居民收入太低。因此，最直接且見(jiàn)效最快的方法就是增加農(nóng)村居民的收入。我們可以通過(guò)以下幾個(gè)途徑來(lái)提高:進(jìn)一步提高農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格。我省農(nóng)村人口大部分都從事務(wù)農(nóng)工作，其主要收入還是靠出賣(mài)農(nóng)產(chǎn)品。提高農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格就相當(dāng)于直接增加了農(nóng)民的收入。

(二)加速我省的城市化進(jìn)程

從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，城市化是我們發(fā)展的必然趨勢(shì)。要從根本上消除城鄉(xiāng)收入差距，唯一的辦法就是促進(jìn)我省的城市化進(jìn)程，逐步消除二元的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。因?yàn)槌鞘芯哂芯奂?yīng)，在城市有更高的勞動(dòng)生產(chǎn)率，勞動(dòng)者的回報(bào)更高。城市化可以使農(nóng)村居民分享到城市的產(chǎn)出。而加快我省的城市化可以通過(guò)以下兩種途徑:

(1)加快中小城鎮(zhèn)的建設(shè)。大力發(fā)展小城鎮(zhèn)，可以使大批農(nóng)民進(jìn)行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移離開(kāi)農(nóng)業(yè)，進(jìn)入第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)，伴隨收入來(lái)源的增多，收入水平將會(huì)有不同程度提高。同時(shí)，因大批農(nóng)民進(jìn)入小城鎮(zhèn)就業(yè)，減少了直接從事農(nóng)業(yè)的勞動(dòng)力數(shù)量，相應(yīng)地增加了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的人均自然資源，有利于擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模和提高農(nóng)民收入，也有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

(2)推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化的戶籍制度改革。當(dāng)前我國(guó)把居民分為城鎮(zhèn)戶口和農(nóng)村戶口。農(nóng)民身份制度使得那些外出務(wù)工的農(nóng)民在各個(gè)方面的權(quán)益都得不到保障。而他們想要獲得城鎮(zhèn)戶口是十分困難的，這就從某種程度上限制了他們遷徙的自由，沒(méi)有工作的時(shí)候還要回到農(nóng)村。因此，如果能推進(jìn)戶籍制度的改革，給予農(nóng)村居民更大的遷徙自由，我想這會(huì)大大加速我省的城市化進(jìn)程。

三、政策建議

為了刺激消費(fèi)，一方面就是要縮小城鄉(xiāng)居民的收入差距;另一方面，在現(xiàn)在的收入分配狀況下，要通過(guò)各種途徑來(lái)刺激消費(fèi)。

(一)提高農(nóng)村居民收入

過(guò)大的收入差距，不在于城鎮(zhèn)居民收入過(guò)高，而在于農(nóng)村居民收入太低。因此，最直接且見(jiàn)效最快的方法就是增加農(nóng)村居民的收入。我們可以通過(guò)以下幾個(gè)途徑來(lái)提高:進(jìn)一步提高農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格。我省農(nóng)村人口大部分都從事務(wù)農(nóng)工作，其主要收入還是靠出賣(mài)農(nóng)產(chǎn)品。提高農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格就相當(dāng)于直接增加了農(nóng)民的收入。

(二)加速我省的城市化進(jìn)程

從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，城市化是我們發(fā)展的必然趨勢(shì)。要從根本上消除城鄉(xiāng)收入差距，唯一的辦法就是促進(jìn)我省的城市化進(jìn)程，逐步消除二元的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。因?yàn)槌鞘芯哂芯奂?yīng)，在城市有更高的勞動(dòng)生產(chǎn)率，勞動(dòng)者的回報(bào)更高。城市化可以使農(nóng)村居民分享到城市的產(chǎn)出。而加快我省的城市化可以通過(guò)以下兩種途徑:

(1)加快中小城鎮(zhèn)的建設(shè)。大力發(fā)展小城鎮(zhèn)，可以使大批農(nóng)民進(jìn)行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移離開(kāi)農(nóng)業(yè)，進(jìn)入第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)，伴隨收入來(lái)源的增多，收入水平將會(huì)有不同程度提高。同時(shí)，因大批農(nóng)民進(jìn)入小城鎮(zhèn)就業(yè)，減少了直接從事農(nóng)業(yè)的勞動(dòng)力數(shù)量，相應(yīng)地增加了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的人均自然資源，有利于擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模和提高農(nóng)民收入，也有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

第2篇

（一）我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)緩慢從消費(fèi)結(jié)構(gòu)上看，我國(guó)農(nóng)村居民正經(jīng)歷由溫飽型消費(fèi)向小康型消費(fèi)轉(zhuǎn)變的過(guò)程。如表1所示，隨著農(nóng)村居民吃穿住等各項(xiàng)消費(fèi)支出逐步下降，家電、保健類(lèi)消費(fèi)支出穩(wěn)中有升；交通、通信、文教娛樂(lè)及服務(wù)的消費(fèi)正表現(xiàn)出極大潛力。交通通信比重從2000年的5．58％提高到2012年的11．05％；消費(fèi)家庭設(shè)備及用品的比重從2000年的4．52％提高到2012年的5．78％；醫(yī)療保健的比重從2000年的5．23％提高到2012年的8．70％。從這些數(shù)據(jù)可以看出，我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)正在緩慢升級(jí)。

（二）我國(guó)農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)空間不平衡區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡一直以來(lái)是制約我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的瓶頸，反映在農(nóng)村居民消費(fèi)方面呈典型的梯度性特點(diǎn)，地區(qū)間購(gòu)買(mǎi)力水平不平衡。2012年，我國(guó)東部農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)支出為7682．97元，西部農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)支出為4798．36元，遠(yuǎn)低于東部農(nóng)村居民家庭消費(fèi)支出。2012年，我國(guó)農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)支出最多的三個(gè)省市為上海、北京和江蘇，分別為11971．50元，11878．92元，10652．73元；消費(fèi)支出最低的三個(gè)省份為、貴州、甘肅，分別為2967．56元，3901．71元，4146．24元，可以看出我國(guó)地區(qū)之間居民人均消費(fèi)水平差距十分明顯，顯示出農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)空間不平衡。

（三）我國(guó)農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)時(shí)間不平衡我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)在時(shí)間上表現(xiàn)為消費(fèi)的時(shí)間性和季節(jié)性突出。農(nóng)民的生活性消費(fèi)基本是長(zhǎng)期積累，一次性大量消費(fèi)，農(nóng)民平時(shí)省吃?xún)€用具

（四）我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)與儲(chǔ)蓄不協(xié)調(diào)目前，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)越來(lái)越多的年輕人接受了高等教育，這些年輕人高校畢業(yè)后，很多人選擇留在大城市發(fā)展，這樣他們就面臨著買(mǎi)房等一系列潛在支出。盡管其家庭收入在提高，但是隨著潛在支出壓力增加，農(nóng)村居民越來(lái)越傾向于儲(chǔ)蓄，不敢進(jìn)行消費(fèi)。再加上與市場(chǎng)化改革相匹配的社會(huì)保障制度體系遠(yuǎn)未建立起來(lái)，農(nóng)民對(duì)醫(yī)療、養(yǎng)老等憂患意識(shí)增強(qiáng)，預(yù)期支出的增加對(duì)其他消費(fèi)產(chǎn)生了明顯的擠出效應(yīng)，抑制了農(nóng)民即期消費(fèi)。

二、農(nóng)村居民收入預(yù)期不確定的變化機(jī)理

（一）農(nóng)村居民家庭經(jīng)營(yíng)性收入不確定性的變化機(jī)理農(nóng)村居民家庭經(jīng)營(yíng)收入，指農(nóng)村住戶以家庭為生有極高儲(chǔ)蓄率，把資金留到建房、子女教育、婚嫁等重要時(shí)刻使用。一年中最主要的消費(fèi)集中在出售農(nóng)副產(chǎn)品之后以及逢年過(guò)節(jié)，迎喪嫁娶等重要時(shí)間，在這些時(shí)間通常出現(xiàn)集中消費(fèi)的情況，其余時(shí)間或不消費(fèi)，或很少消費(fèi)。由于我國(guó)農(nóng)村地廣人稀，村落分散，再加上水、電、道路等基礎(chǔ)設(shè)施相對(duì)較差，很多地區(qū)沒(méi)有大型超市，居民消費(fèi)仍采用傳統(tǒng)趕集方式。

按照收入來(lái)源不同，目前我國(guó)農(nóng)村居民收入可以分為家庭經(jīng)營(yíng)收入，工資性收入，財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入四種收入類(lèi)型。從表2可以看出，家庭經(jīng)營(yíng)收入和工資性收入是我國(guó)農(nóng)村居民收入的主要來(lái)源，兩部分的收入所占比重達(dá)到總收入的90％以上，而農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入及財(cái)產(chǎn)性收入在農(nóng)民收入構(gòu)成中所占比重僅為10％左右。這部分收入對(duì)增加農(nóng)民消費(fèi)沒(méi)有太大的作用，因此，本文略去了對(duì)這部分收入的研究。可以說(shuō)，我國(guó)農(nóng)民收入預(yù)期的不確定性，主要來(lái)自家庭經(jīng)營(yíng)收入和工資性收入不確定性和波動(dòng)性。下面來(lái)分析這兩部分收入的不確定性變化機(jī)理。產(chǎn)經(jīng)營(yíng)單位進(jìn)行生產(chǎn)籌劃和管理而獲得的收入。我國(guó)農(nóng)民在獲得家庭經(jīng)營(yíng)性收入時(shí)需要經(jīng)歷生產(chǎn)和銷(xiāo)售兩個(gè)的環(huán)節(jié)。1．在生產(chǎn)環(huán)節(jié)，農(nóng)業(yè)發(fā)展在很大程度上取決于自然環(huán)境條件。當(dāng)風(fēng)調(diào)雨順的時(shí)候，農(nóng)業(yè)就會(huì)五谷豐登；當(dāng)遇到自然災(zāi)害時(shí)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)量就會(huì)減產(chǎn)，使農(nóng)民遭受經(jīng)濟(jì)損失。2000年、2001年和2003年成災(zāi)面積均超過(guò)30000千公頃，其中2000年成災(zāi)面積最大，高達(dá)34374千公頃，占播種面積的22％。［1］相關(guān)研究表明，我國(guó)受災(zāi)面積變化量和成災(zāi)面積變化量分別與我國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出變化量之間具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這說(shuō)明自然災(zāi)害對(duì)我國(guó)糧食產(chǎn)量的影響效果顯著，對(duì)農(nóng)民的農(nóng)業(yè)收獲量產(chǎn)生巨大的負(fù)面影響，正是由于這種自然條件的不確定性造成了農(nóng)民收入的不穩(wěn)定性。［2］2．在銷(xiāo)售環(huán)節(jié)，農(nóng)民要在農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)把生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品銷(xiāo)售出去。和其他商品市場(chǎng)相比，農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)性較大，如市場(chǎng)行情的變化、消費(fèi)需求的轉(zhuǎn)變等，都會(huì)給農(nóng)村居民帶來(lái)經(jīng)濟(jì)損失的可能性。在這一環(huán)節(jié)，一方面由于農(nóng)民受到市場(chǎng)環(huán)境和自身素質(zhì)等因素的限制，他們往往只能在其所處的當(dāng)?shù)厥袌?chǎng)將農(nóng)產(chǎn)品以批發(fā)的形式銷(xiāo)售給農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)銷(xiāo)商，從而獲得低于農(nóng)產(chǎn)品價(jià)值的現(xiàn)金收入；另一方面，從農(nóng)民所在的局部市場(chǎng)來(lái)看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有地域性特點(diǎn)，再加上信息閉塞，這導(dǎo)致我國(guó)許多農(nóng)產(chǎn)品在當(dāng)?shù)氐木植渴袌?chǎng)范圍內(nèi)往往供大于求，出現(xiàn)局部過(guò)剩現(xiàn)象，導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格不是很高。由此可見(jiàn)，在銷(xiāo)售過(guò)程中，我國(guó)農(nóng)民是市場(chǎng)價(jià)格的被動(dòng)接受者，其家庭經(jīng)營(yíng)性收入面臨更多不確定性。

（二）農(nóng)村居民工資性收入不確定性的變化機(jī)理隨著我國(guó)城鎮(zhèn)化的迅猛發(fā)展，如今農(nóng)村居民外出打工已經(jīng)成為一種普遍的社會(huì)現(xiàn)象。工資性收入在農(nóng)村居民的收入中所占的比重日益增大，已成為農(nóng)村居民收入的重要來(lái)源。農(nóng)民獲取工資性收入不受自然風(fēng)險(xiǎn)的影響，所以增加農(nóng)民工資性收入的比重對(duì)于抵制自然風(fēng)險(xiǎn)具有積極作用。農(nóng)民主要通過(guò)在企業(yè)里工作獲取工資。在這一過(guò)程中農(nóng)民的工資性收入主要是在企業(yè)內(nèi)部實(shí)現(xiàn)的，企業(yè)是市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的主要承擔(dān)者，農(nóng)民工資性收入受市場(chǎng)不確定性因素的影響程度較低。我國(guó)農(nóng)民工資性收入不確定性最重要?jiǎng)右蚴俏覈?guó)農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)面臨較多的困難和較高的不確定性。1．我國(guó)農(nóng)村居民整體文化技能水平較低。目前，我國(guó)農(nóng)村居民平均受教育年限為7．8年，僅相當(dāng)于初中二年級(jí)水平。而企業(yè)對(duì)農(nóng)民工文化技能的要求卻越來(lái)越高。因此，農(nóng)民的低人力資本與現(xiàn)代企業(yè)對(duì)人才的高要求之間形成了一定的缺口，這導(dǎo)致農(nóng)民工就業(yè)難度逐年增加。與之同時(shí)，我國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)對(duì)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的吸納能力在逐年減弱，每年僅增加90多萬(wàn)人，只占農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的9．2％左右。這樣造成農(nóng)村剩余勞動(dòng)力過(guò)多，加大了農(nóng)民的就業(yè)難度。［4］2．農(nóng)村居民進(jìn)城務(wù)工所獲得的工資較低且經(jīng)常被拖欠。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站消息，被拖欠工資的返鄉(xiāng)農(nóng)民工占返鄉(xiāng)農(nóng)民工總數(shù)的5．8％。其中，保留工作只是回家過(guò)年的農(nóng)民工中有4．4％被雇主拖欠了工資，而需要重新找工作的返鄉(xiāng)農(nóng)民工中有8％被拖欠了工資。［5］這些都造成農(nóng)村居民面臨巨大的收入不確定性。此外，農(nóng)民工是非農(nóng)產(chǎn)業(yè)中勞動(dòng)權(quán)益保護(hù)狀況最差的一個(gè)就業(yè)群體，并且其往往是在規(guī)模小、技術(shù)水平低、管理比較落后的中小企業(yè)就業(yè)。農(nóng)村居民在這些企業(yè)務(wù)工往往遭遇一些歧視性規(guī)定和不合理限制，合法權(quán)益不能得到應(yīng)有的尊重和切實(shí)的維護(hù)，工資偏低、被克扣和拖欠，勞動(dòng)條件差，缺乏基本社會(huì)保障等問(wèn)題相當(dāng)突出。面對(duì)這種現(xiàn)狀，已進(jìn)城的農(nóng)民工缺少就業(yè)的穩(wěn)定感；而且在企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況變化的過(guò)程中，農(nóng)民工最容易被拋入失業(yè)者的隊(duì)伍，從而給其帶來(lái)收入損失。

三、收入預(yù)期不確定對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)需求的影響

根據(jù)2000－2012年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒提供農(nóng)民收入和消費(fèi)的年度數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)，用農(nóng)民收入增長(zhǎng)率波動(dòng)指數(shù)來(lái)度量收入的不確定性，進(jìn)行回歸分析，建立模型如下。上述回歸結(jié)果表明：農(nóng)村居民收入預(yù)期的不確定性對(duì)其消費(fèi)具有顯著影響，當(dāng)其收入預(yù)期增加時(shí)，農(nóng)民的消費(fèi)會(huì)隨之升高；而收入預(yù)期減少時(shí)，農(nóng)民會(huì)減少當(dāng)期消費(fèi)。由農(nóng)民收入預(yù)期每增長(zhǎng)1個(gè)單位，農(nóng)民消費(fèi)增長(zhǎng)率的變化率會(huì)隨之增長(zhǎng)0．863個(gè)百分點(diǎn)。四、穩(wěn)定收入預(yù)期，拉動(dòng)農(nóng)村居民消費(fèi)需求的建議綜上所述，家庭經(jīng)營(yíng)收入是我國(guó)農(nóng)村居民的主要收入來(lái)源，工資性收入的水平近年來(lái)也不斷提高，這兩類(lèi)收入的波動(dòng)都會(huì)增加農(nóng)村居民未來(lái)消費(fèi)支出的不確定性。鑒于此，要穩(wěn)定我國(guó)農(nóng)村居民的收入預(yù)期，拉動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)需求，一方面，要穩(wěn)定和增加家庭經(jīng)營(yíng)純收入和工資性收入，另一方面，要建立健全農(nóng)村居民社會(huì)保障體系，使其無(wú)后顧之憂。

（一）建立健全保障農(nóng)村居民家庭經(jīng)營(yíng)收入的政策體系農(nóng)業(yè)生產(chǎn)很大程度上受自然環(huán)境影響。要使農(nóng)民對(duì)未來(lái)收入放心，這就需要建立健全保障農(nóng)民收入的政策體系。1．完善農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格維持制度。目前，我國(guó)農(nóng)村居民的家庭經(jīng)營(yíng)收入占其純收入的50％以上，如前所述，該部分收入水平直接受農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)和銷(xiāo)售狀況影響。因此要提高我國(guó)農(nóng)村居民家庭的經(jīng)營(yíng)性收入，就必須著力穩(wěn)定主要農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格。完善的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格維持制度是提高我國(guó)農(nóng)村居民家庭經(jīng)營(yíng)性收入的有力保障。政府要加大對(duì)農(nóng)民的補(bǔ)貼力度，提高農(nóng)產(chǎn)品最低收購(gòu)價(jià)格，同時(shí)要積極引導(dǎo)，支持?jǐn)U大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，增加糧食等農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量，擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品的對(duì)外出口。并且對(duì)于自然災(zāi)害等原因給農(nóng)民造成的經(jīng)濟(jì)損失，給予相應(yīng)的補(bǔ)貼，提高其家庭經(jīng)營(yíng)收入水平，調(diào)動(dòng)其生產(chǎn)積極性。2．發(fā)展現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)，拓寬農(nóng)村居民家庭收入的渠道。近年來(lái)，隨著農(nóng)村居民整體素質(zhì)和農(nóng)村教育水平的不斷提高，我國(guó)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)已經(jīng)邁開(kāi)了現(xiàn)代化的腳步。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展不僅可以提高農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)效率，而且有助于完善產(chǎn)供銷(xiāo)一體的農(nóng)產(chǎn)品流轉(zhuǎn)體制，降低農(nóng)產(chǎn)品的流通成本。隨著科學(xué)技術(shù)的不斷發(fā)展，農(nóng)副產(chǎn)品加工業(yè)逐漸繁榮起來(lái)，這就有效的拓寬了農(nóng)村居民的收入。只有大力發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，才能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展和人民收入水平的穩(wěn)定增長(zhǎng)，提高其消費(fèi)水平。

（二）建立促進(jìn)農(nóng)村居民就業(yè)的長(zhǎng)效機(jī)制隨著我國(guó)工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的迅猛發(fā)展，越來(lái)越多的農(nóng)民涌向城市尋找工作。工資性收入在農(nóng)村居民收入中所占的比重日益增大。政府應(yīng)制定相關(guān)政策鼓勵(lì)農(nóng)村居民進(jìn)城務(wù)工，給予其平等的就業(yè)機(jī)會(huì)，加大對(duì)進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民的保障力度，改善其在城市的工作環(huán)境，必要時(shí)設(shè)立相關(guān)部門(mén)監(jiān)督管理企業(yè)的用工行為，一旦發(fā)現(xiàn)損害農(nóng)民工權(quán)益的行為一定嚴(yán)懲不貸，切實(shí)保障農(nóng)民工的合法權(quán)益，從而提高其工資收入的穩(wěn)定性。通過(guò)建立促進(jìn)農(nóng)村居民就業(yè)的長(zhǎng)效機(jī)制，改善其就業(yè)、生活環(huán)境，這樣可以穩(wěn)定農(nóng)村居民收入預(yù)期，提升其消費(fèi)水平。

第3篇

論文關(guān)鍵詞：非基本生活消費(fèi)，ELES模型，貢獻(xiàn)率，自適應(yīng)預(yù)期模型

問(wèn)題的提出[①]

消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力，是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三駕馬車(chē)之一。2008年按支出法計(jì)算，河南省國(guó)民生產(chǎn)總值18473.14億元，居全國(guó)第五位，最終消費(fèi)支出為7759.33億元項(xiàng)目管理論文，占國(guó)民生產(chǎn)總值的42.0%（最終消費(fèi)率），低于全國(guó)最終消費(fèi)率平均水平6.6個(gè)百分點(diǎn)，居全國(guó)第25位。2007年河南省政府消費(fèi)支出2011.27億元，占國(guó)民生產(chǎn)總值的13.4%（政府消費(fèi)率），居民消費(fèi)支出4820.00億元，占國(guó)民生產(chǎn)總值的32.1%（居民消費(fèi)

圖1 河南省消費(fèi)不足的邏輯推理

率），按照著名發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)家H.錢(qián)納里等實(shí)證研究，政府消費(fèi)率一般維持在11.9%—15.0%之間，河南省政府消費(fèi)率符合H.錢(qián)納里的標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)（箭頭 1），但是居民消費(fèi)率卻遠(yuǎn)低于標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)中的居民消費(fèi)率大于60%的水平論文服務(wù)。在居民消費(fèi)支出中，河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出為8837.46元項(xiàng)目管理論文，占城鎮(zhèn)居民收入的66.793%，低于全國(guó)平均水平4.5個(gè)百分點(diǎn)，居全國(guó)倒數(shù)第5位。據(jù)初步統(tǒng)計(jì)2009年河南省城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)為34.2%，依據(jù)聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織提出的恩格爾系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)，河南省城鎮(zhèn)居民生活水平自1996年已進(jìn)入小康層次，消費(fèi)方式已經(jīng)開(kāi)始由生存型向享受發(fā)展型轉(zhuǎn)變，基生活消費(fèi)已經(jīng)基本穩(wěn)定且彈性較低（箭頭2），所以非基本生活消費(fèi)低是才是問(wèn)題的根源（如圖1）。

一、基于非基本生活消費(fèi)模型分析

1、非基本生活消費(fèi)的概念及界定

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

2、擴(kuò)展線性支出系統(tǒng)（ELES）下非基本生活消費(fèi)的模型構(gòu)建

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

參數(shù)是邊際消費(fèi)傾向，滿足：0

對(duì)模型的進(jìn)行變形：

令V=；a=；b=

對(duì)方程式進(jìn)行回歸可得a*和b*，進(jìn)一步可求出：

3、非基本生活消費(fèi)的計(jì)量分析

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

通過(guò)EVIEWS軟件進(jìn)行WLS回歸結(jié)果如下[③]：

2008年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

2007年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

2006年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

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

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

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

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

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

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

2002年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

2001年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

2000年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

1999年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

1998年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

1997年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

1996年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

1995年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

1994年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

1993年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

1992年河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)ELES模型的估計(jì)參數(shù)

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

匯總回歸方程估計(jì)結(jié)果，通過(guò)Excel軟件處理結(jié)果如下：

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

類(lèi)別

年份

CE

a*

b*（β*i）

BLCi(BLC)

NBLC

2008

8837.46

1475.782

0.562177

3370.727

5466.733

2007

7826.72

1268.192

0.593939

3123.156

4703.564

2006

6685.18

1603.482

0.511453

3282.145

3403.035

2005

6038.02

1209.152

0.541007

2634.358

3403.662

2004

5294.19

1197.215

0.522404

2506.753

2787.437

2003

4941.60

955.1838

0.562634

2183.946

2757.654

2002

4504.68

1417.536

0.480717

2729.795

1774.885

2001

4110.17

676.3441

0.651922

1943.082

2167.088

2000

3830.71

814.1469

0.633153

2219.309

1611.401

1999

3497.53

745.6160

0.607170

1898.063

1599.467

1998

3415.65

882.5848

0.605248

2235.796

1179.854

1997

3378.02

590.5870

0.681768

1855.838

1522.182

1996

3009.35

596.1219

0.635379

1634.908

1374.442

1995

2673.95

622.2854

0.615177

1617.069

1056.881

1994

2155.15

359.2111

0.684511

1138.585

1016.565

1993

1609.26

393.4778

0.608181

1004.234

605.0264

1992

1342.58

260.5322

0.674353

800.0448

542.5352

數(shù)據(jù)來(lái)源：1994-2009年河南省統(tǒng)計(jì)年鑒

二、基本生活消費(fèi)與非基本生活消費(fèi)圖示分析

1、量的圖示分析

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

圖2城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出、基本生活消費(fèi)與非基本生活消費(fèi)比較

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

2、增量投向與拉動(dòng)分析

河南省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出增量（CE）明顯呈倒“U”型，從1993年的人均266.68元降低至1998年的37.63元，隨后逐步上升，其中，近兩年的人居民消費(fèi)支出增量明顯，2007年為人均1141.54元，2008年為人均1010.74元。基本生活消費(fèi)增量（BLC）的波動(dòng)不明顯，在九十年代前期逐步降低，隨后又逐步上升到1993年的水平項(xiàng)目管理論文，維持在人均200元左右，增量投向比和貢獻(xiàn)率總體呈下降趨勢(shì)，說(shuō)明基本生活費(fèi)已趨于穩(wěn)定。與基本生活消費(fèi)增量不同，非基本生活消費(fèi)（NBLC）波動(dòng)比較明顯，總體呈逐步增加趨勢(shì)，說(shuō)明非基本生活消費(fèi)受外界影響較大，也是拉動(dòng)增量增長(zhǎng)的主力論文服務(wù)。增量投向比與貢獻(xiàn)率也能很好的說(shuō)明這一點(diǎn)，非基本生活消費(fèi)增量投向比從1993年的0.23433上升至2008年0.75506，期間雖然起伏較大，但是趨勢(shì)比較明顯，貢獻(xiàn)率也從1993年的4.7的百分點(diǎn)擴(kuò)大至2008年9.8個(gè)百分點(diǎn)。分析的結(jié)果（表2）表明非基本生活消費(fèi)的拉動(dòng)潛力比基本生活消費(fèi)大。

表2 河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增量投向與貢獻(xiàn)率比單位：元、%

年份項(xiàng)目

CE

BLC

NBLC

增量投向比

貢獻(xiàn)率

BLC/CE

NBLC/CE

CR1

CR2

1993

266.68

204.1892

62.4912

0.765671

0.23433

0.152087

0.046545606

1994

545.89

134.351

411.5386

0.246114

0.753886

0.083486

0.255731578

1995

518.8

478.484

40.316

0.92229

0.07771

0.222019

0.018706819

1996

335.4

17.839

317.561

0.053187

0.946813

0.006671

0.118761009

1997

368.67

220.93

147.74

0.599262

0.400738

0.073415

0.049093658

1998

37.63

379.958

-342.328

10.09721

-9.09721

0.112479

-0.10133984

1999

81.88

-337.733

419.613

-4.12473

5.124731

-0.09888

0.122850116

2000

333.18

321.246

11.934

0.964182

0.035818

0.091849

0.003412122

2001

279.46

-276.227

555.687

-0.98843

1.988431

-0.07211

0.145061098

2002

394.51

786.713

-392.203

1.994152

-0.99415

0.191406

-0.09542257

2003

436.92

-545.849

982.769

-1.24931

2.249311

-0.12117

0.218166218

2004

352.59

322.807

29.783

0.915531

0.084469

0.065324

0.006026995

2005

743.83

127.605

616.225

0.171551

0.828449

0.024103

0.116396465

2006

647.16

647.787

-0.627

1.000969

-0.00097

0.107285

-0.00010384

2007

1141.54

-158.989

1300.529

-0.13928

1.139276

-0.02378

0.194539115

2008

1010.74

247.571

763.169

0.24494

0.75506

0.031632

0.097508152

注：CR1、CR2代表基本生活消費(fèi)、非基本生活消費(fèi)對(duì)城鎮(zhèn)居民生活消費(fèi)的貢獻(xiàn)率。CR1=g*BLC/CE項(xiàng)目管理論文，CR2= g*NBLC/CE，其中g(shù)=(CEt-CEt-1)/ CEt-1

三、預(yù)期收入與非基本生活消費(fèi)的模型分析

1、預(yù)期收入與非基本生活消費(fèi)的模型構(gòu)建

建立預(yù)期收入與非基本生活消費(fèi)模型需要對(duì)預(yù)期收入的形成機(jī)制做出某種假定，本文主要采用自適應(yīng)預(yù)期模型，假定消費(fèi)主體對(duì)收入的預(yù)期是通過(guò)一種簡(jiǎn)單的學(xué)習(xí)過(guò)程而形成的，其機(jī)理是，消費(fèi)主體會(huì)根據(jù)自己過(guò)去在作預(yù)期收入時(shí)所犯的錯(cuò)誤的程度，來(lái)修正他們以后每一時(shí)期的預(yù)期收入，用數(shù)學(xué)式表示就是：

Yt*=Yt-1*+λ(Yt—Yt-1*)，其中Y*為預(yù)期收入，λ為適應(yīng)系數(shù)，0≤ λ≤1項(xiàng)目管理論文，模型的推導(dǎo)過(guò)程為：

NBLCt=??+??Yt*+??t………………………………（1）

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

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

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

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

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

2、預(yù)期收入與非基本生活消費(fèi)的實(shí)證分析

1）通過(guò)eviews軟件分析得出以下回歸結(jié)果[④]：

表3 自適應(yīng)預(yù)期模型回歸結(jié)果

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

-405.7075

128.1870

-3.164967

0.0075

Y

0.607486

0.090002

6.749687

0.0000

NBLC(-1)

-0.538431

0.253073

-2.127573

0.0531

R-squared

0.978529

Mean dependent var

2276.867

Adjusted R-squared

0.975226

S.D. dependent var

1383.685

S.E. of regression

217.7894

Akaike info criterion

13.77229

Sum squared resid

616618.6

Schwarz criterion

13.91715

Log likelihood

-107.1784

F-statistic

296.2347

Durbin-Watson stat

1.973887

Prob(F-statistic)

0.000000

2）模型檢驗(yàn)

德賓h檢驗(yàn)：

通過(guò)excel軟件計(jì)算，Var（b1*）= 0.221790948，回歸結(jié)果中D-W=1.973887

= 0.059412

因此接受原假設(shè)??=0，說(shuō)明該回歸模型不存在一階自相關(guān)。

統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)：

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

3）預(yù)期收入與非基本生活消費(fèi)的方程

NBLC=-263.7151+0.39487Y*

從式中我們知道，預(yù)期收入對(duì)非基本消費(fèi)有顯著影響，當(dāng)預(yù)期可支配收入每增加1元，就有0.39487元用于非基本生活消費(fèi)。

四、政策建議

河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平已達(dá)到富裕層次，通過(guò)基本消費(fèi)與非基本消費(fèi)支出的趨勢(shì)描述以及各自的增量投向與拉動(dòng)分析，可知基本生活消費(fèi)支出已經(jīng)趨于穩(wěn)定，非基本生活消費(fèi)是擴(kuò)大消費(fèi)居民消費(fèi)的關(guān)鍵，從回歸的結(jié)果看，預(yù)期收入對(duì)非基本生活消費(fèi)有顯著影響，所以增加和穩(wěn)定城鎮(zhèn)居民預(yù)期收入是提高城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的著力點(diǎn)。

參考文獻(xiàn)

[1]黃心田，易法海.湖北省城鎮(zhèn)居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)趨勢(shì)分析[J] 統(tǒng)計(jì)與決策，1999（02）

[2]黃雅麗，吳彤.利用擴(kuò)展線性支出系統(tǒng)對(duì)廣東省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行分析[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，1999（04）