收入與消費論文范文

前言：我們精心挑選了數篇優(yōu)質收入與消費論文文章，供您閱讀參考。期待這些文章能為您帶來啟發(fā)，助您在寫作的道路上更上一層樓。

第1篇

(一)城鎮(zhèn)和農村居民收入差距狀況

河南省城鎮(zhèn)和農村居民的收入近年來都有明顯的提升，但是城鎮(zhèn)居民和農村居民的收入差距有不斷變大的趨勢。另外，我們還可以用相對收入差距來進一步表示城鄉(xiāng)收入差距狀況。無論是從名義量上來看，還是從實際量上來看，城鄉(xiāng)收入比都經歷了先縮小，后擴大，再縮小，再擴大的變化。從1978年到1984年，相對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/農村居民名義人均純收入;城鄉(xiāng)居民實際收入比為以上二者的實際量之比)從八十年代中期到九十年代中期，城鄉(xiāng)收入比變大，1994年名義收入比達到2.88;而實際收入比達到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;實際收入比則下降到1.79。而這種下降并沒有在此后的幾年繼續(xù)下去。從1999年開始，我省城鄉(xiāng)收入比再次擴大，到2003年達到最高水平，名義收入比為3.10;實際收入比為2.47。名義收入比為改革開放以來的最大值。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，而實際收入比則在2.40左右徘徊。

(二)城鎮(zhèn)和農村居民消費水平的對比

2013年城鎮(zhèn)居民的消費支出達到14821.98元，是1978年的54倍;農村居民的消費支出為5627元，是1978年的68倍。雖然城鎮(zhèn)和農村消費額都在不斷提高，但城鎮(zhèn)居民的消費的絕對量遠遠高于農村居民水平。從總體上來看，無論是城鎮(zhèn)還是農村，平均消費傾向是趨向于降低的。這符合凱恩斯的假設，即隨著收入水平的提高，居民的邊際消費傾向遞減，從而帶動了平均消費傾向的降低。此外，我們還能看出，在改革開放的大部分時間內，城鎮(zhèn)居民的平均消費傾向要高于農村居民的平均消費傾向。這與凱恩斯的理論相悖，按照凱恩斯的理論高收入人群應該有較低的消費傾向，而低收入人群具有相對高的消費傾向。產生這樣的現象的主要原因在于農村居民不得不拿出收入的很大一部分來進行儲蓄，從而導致當期的平均消費傾向降低。

二、收入差距對消費需求影響的理論分析

(一)城鄉(xiāng)收入差距過大會影響平均消費傾向的提高

根據凱恩斯的消費函數，居民的邊際消費傾向是隨著收入的增加而遞減的。而收入差距的擴大使得社會的大部分財富分配給有低消費傾向的高收入者，有高消費傾向的低收入者只占社會總財富的一小部分，從而降低了整個社會的平均消費傾向，進而導致消費的增長緩慢。四、政策建議為了刺激消費，一方面就是要縮小城鄉(xiāng)居民的收入差距;另一方面，在現在的收入分配狀況下，要通過各種途徑來刺激消費。(一)提高農村居民收入過大的收入差距，不在于城鎮(zhèn)居民收入過高，而在于農村居民收入太低。因此，最直接且見效最快的方法就是增加農村居民的收入。我們可以通過以下幾個途徑來提高:進一步提高農產品收購價格。我省農村人口大部分都從事務農工作，其主要收入還是靠出賣農產品。提高農產品價格就相當于直接增加了農民的收入。

(二)加速我省的城市化進程

從長遠來看，城市化是我們發(fā)展的必然趨勢。要從根本上消除城鄉(xiāng)收入差距，唯一的辦法就是促進我省的城市化進程，逐步消除二元的經濟結構。因為城市具有聚集效應，在城市有更高的勞動生產率，勞動者的回報更高。城市化可以使農村居民分享到城市的產出。而加快我省的城市化可以通過以下兩種途徑:

(1)加快中小城鎮(zhèn)的建設。大力發(fā)展小城鎮(zhèn)，可以使大批農民進行產業(yè)轉移離開農業(yè)，進入第二、三產業(yè)就業(yè)，伴隨收入來源的增多，收入水平將會有不同程度提高。同時，因大批農民進入小城鎮(zhèn)就業(yè)，減少了直接從事農業(yè)的勞動力數量，相應地增加了農業(yè)勞動力的人均自然資源，有利于擴大農業(yè)經營規(guī)模和提高農民收入，也有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

(2)推進城鄉(xiāng)一體化的戶籍制度改革。當前我國把居民分為城鎮(zhèn)戶口和農村戶口。農民身份制度使得那些外出務工的農民在各個方面的權益都得不到保障。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，沒有工作的時候還要回到農村。因此，如果能推進戶籍制度的改革，給予農村居民更大的遷徙自由，我想這會大大加速我省的城市化進程。

三、政策建議

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

(一)提高農村居民收入

過大的收入差距，不在于城鎮(zhèn)居民收入過高，而在于農村居民收入太低。因此，最直接且見效最快的方法就是增加農村居民的收入。我們可以通過以下幾個途徑來提高:進一步提高農產品收購價格。我省農村人口大部分都從事務農工作，其主要收入還是靠出賣農產品。提高農產品價格就相當于直接增加了農民的收入。

(二)加速我省的城市化進程

從長遠來看，城市化是我們發(fā)展的必然趨勢。要從根本上消除城鄉(xiāng)收入差距，唯一的辦法就是促進我省的城市化進程，逐步消除二元的經濟結構。因為城市具有聚集效應，在城市有更高的勞動生產率，勞動者的回報更高。城市化可以使農村居民分享到城市的產出。而加快我省的城市化可以通過以下兩種途徑:

(1)加快中小城鎮(zhèn)的建設。大力發(fā)展小城鎮(zhèn)，可以使大批農民進行產業(yè)轉移離開農業(yè)，進入第二、三產業(yè)就業(yè)，伴隨收入來源的增多，收入水平將會有不同程度提高。同時，因大批農民進入小城鎮(zhèn)就業(yè)，減少了直接從事農業(yè)的勞動力數量，相應地增加了農業(yè)勞動力的人均自然資源，有利于擴大農業(yè)經營規(guī)模和提高農民收入，也有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

第2篇

（一）我國農村居民消費結構升級緩慢從消費結構上看，我國農村居民正經歷由溫飽型消費向小康型消費轉變的過程。如表1所示，隨著農村居民吃穿住等各項消費支出逐步下降，家電、保健類消費支出穩(wěn)中有升；交通、通信、文教娛樂及服務的消費正表現出極大潛力。交通通信比重從2000年的5．58％提高到2012年的11．05％；消費家庭設備及用品的比重從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％。從這些數據可以看出，我國農村居民消費結構正在緩慢升級。

（二）我國農村地區(qū)消費空間不平衡區(qū)域經濟發(fā)展不均衡一直以來是制約我國經濟發(fā)展的瓶頸，反映在農村居民消費方面呈典型的梯度性特點，地區(qū)間購買力水平不平衡。2012年，我國東部農村居民家庭平均每人消費支出為7682．97元，西部農村居民家庭平均每人消費支出為4798．36元，遠低于東部農村居民家庭消費支出。2012年，我國農村居民家庭平均每人消費支出最多的三個省市為上海、北京和江蘇，分別為11971．50元，11878．92元，10652．73元；消費支出最低的三個省份為、貴州、甘肅，分別為2967．56元，3901．71元，4146．24元，可以看出我國地區(qū)之間居民人均消費水平差距十分明顯，顯示出農村地區(qū)消費空間不平衡。

（三）我國農村地區(qū)消費時間不平衡我國農村居民的消費在時間上表現為消費的時間性和季節(jié)性突出。農民的生活性消費基本是長期積累，一次性大量消費，農民平時省吃儉用具

（四）我國農村居民消費與儲蓄不協(xié)調目前，我國農村地區(qū)越來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，農村居民越來越傾向于儲蓄，不敢進行消費。再加上與市場化改革相匹配的社會保障制度體系遠未建立起來，農民對醫(yī)療、養(yǎng)老等憂患意識增強，預期支出的增加對其他消費產生了明顯的擠出效應，抑制了農民即期消費。

二、農村居民收入預期不確定的變化機理

（一）農村居民家庭經營性收入不確定性的變化機理農村居民家庭經營收入，指農村住戶以家庭為生有極高儲蓄率，把資金留到建房、子女教育、婚嫁等重要時刻使用。一年中最主要的消費集中在出售農副產品之后以及逢年過節(jié)，迎喪嫁娶等重要時間，在這些時間通常出現集中消費的情況，其余時間或不消費，或很少消費。由于我國農村地廣人稀，村落分散，再加上水、電、道路等基礎設施相對較差，很多地區(qū)沒有大型超市，居民消費仍采用傳統(tǒng)趕集方式。

按照收入來源不同，目前我國農村居民收入可以分為家庭經營收入，工資性收入，財產性收入和轉移性收入四種收入類型。從表2可以看出，家庭經營收入和工資性收入是我國農村居民收入的主要來源，兩部分的收入所占比重達到總收入的90％以上，而農村居民轉移性收入及財產性收入在農民收入構成中所占比重僅為10％左右。這部分收入對增加農民消費沒有太大的作用，因此，本文略去了對這部分收入的研究。可以說，我國農民收入預期的不確定性，主要來自家庭經營收入和工資性收入不確定性和波動性。下面來分析這兩部分收入的不確定性變化機理。產經營單位進行生產籌劃和管理而獲得的收入。我國農民在獲得家庭經營性收入時需要經歷生產和銷售兩個的環(huán)節(jié)。1．在生產環(huán)節(jié)，農業(yè)發(fā)展在很大程度上取決于自然環(huán)境條件。當風調雨順的時候，農業(yè)就會五谷豐登；當遇到自然災害時，農業(yè)產量就會減產，使農民遭受經濟損失。2000年、2001年和2003年成災面積均超過30000千公頃，其中2000年成災面積最大，高達34374千公頃，占播種面積的22％。［1］相關研究表明，我國受災面積變化量和成災面積變化量分別與我國農業(yè)產出變化量之間具有顯著的負相關關系，這說明自然災害對我國糧食產量的影響效果顯著，對農民的農業(yè)收獲量產生巨大的負面影響，正是由于這種自然條件的不確定性造成了農民收入的不穩(wěn)定性。［2］2．在銷售環(huán)節(jié)，農民要在農產品市場把生產的農產品銷售出去。和其他商品市場相比，農產品市場風險性較大，如市場行情的變化、消費需求的轉變等，都會給農村居民帶來經濟損失的可能性。在這一環(huán)節(jié)，一方面由于農民受到市場環(huán)境和自身素質等因素的限制，他們往往只能在其所處的當地市場將農產品以批發(fā)的形式銷售給農產品經銷商，從而獲得低于農產品價值的現金收入；另一方面，從農民所在的局部市場來看，農業(yè)生產具有地域性特點，再加上信息閉塞，這導致我國許多農產品在當地的局部市場范圍內往往供大于求，出現局部過?，F象，導致農產品價格不是很高。由此可見，在銷售過程中，我國農民是市場價格的被動接受者，其家庭經營性收入面臨更多不確定性。

（二）農村居民工資性收入不確定性的變化機理隨著我國城鎮(zhèn)化的迅猛發(fā)展，如今農村居民外出打工已經成為一種普遍的社會現象。工資性收入在農村居民的收入中所占的比重日益增大，已成為農村居民收入的重要來源。農民獲取工資性收入不受自然風險的影響，所以增加農民工資性收入的比重對于抵制自然風險具有積極作用。農民主要通過在企業(yè)里工作獲取工資。在這一過程中農民的工資性收入主要是在企業(yè)內部實現的，企業(yè)是市場風險的主要承擔者，農民工資性收入受市場不確定性因素的影響程度較低。我國農民工資性收入不確定性最重要動因是我國農民的非農就業(yè)面臨較多的困難和較高的不確定性。1．我國農村居民整體文化技能水平較低。目前，我國農村居民平均受教育年限為7．8年，僅相當于初中二年級水平。而企業(yè)對農民工文化技能的要求卻越來越高。因此，農民的低人力資本與現代企業(yè)對人才的高要求之間形成了一定的缺口，這導致農民工就業(yè)難度逐年增加。與之同時，我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)對農村剩余勞動力的吸納能力在逐年減弱，每年僅增加90多萬人，只占農村剩余勞動力的9．2％左右。這樣造成農村剩余勞動力過多，加大了農民的就業(yè)難度。［4］2．農村居民進城務工所獲得的工資較低且經常被拖欠。據國家統(tǒng)計局網站消息，被拖欠工資的返鄉(xiāng)農民工占返鄉(xiāng)農民工總數的5．8％。其中，保留工作只是回家過年的農民工中有4．4％被雇主拖欠了工資，而需要重新找工作的返鄉(xiāng)農民工中有8％被拖欠了工資。［5］這些都造成農村居民面臨巨大的收入不確定性。此外，農民工是非農產業(yè)中勞動權益保護狀況最差的一個就業(yè)群體，并且其往往是在規(guī)模小、技術水平低、管理比較落后的中小企業(yè)就業(yè)。農村居民在這些企業(yè)務工往往遭遇一些歧視性規(guī)定和不合理限制，合法權益不能得到應有的尊重和切實的維護，工資偏低、被克扣和拖欠，勞動條件差，缺乏基本社會保障等問題相當突出。面對這種現狀，已進城的農民工缺少就業(yè)的穩(wěn)定感；而且在企業(yè)經營狀況變化的過程中，農民工最容易被拋入失業(yè)者的隊伍，從而給其帶來收入損失。

三、收入預期不確定對農村居民消費需求的影響

根據2000－2012年中國統(tǒng)計年鑒提供農民收入和消費的年度數據作為樣本數據，用農民收入增長率波動指數來度量收入的不確定性，進行回歸分析，建立模型如下。上述回歸結果表明：農村居民收入預期的不確定性對其消費具有顯著影響，當其收入預期增加時，農民的消費會隨之升高；而收入預期減少時，農民會減少當期消費。由農民收入預期每增長1個單位，農民消費增長率的變化率會隨之增長0．863個百分點。四、穩(wěn)定收入預期，拉動農村居民消費需求的建議綜上所述，家庭經營收入是我國農村居民的主要收入來源，工資性收入的水平近年來也不斷提高，這兩類收入的波動都會增加農村居民未來消費支出的不確定性。鑒于此，要穩(wěn)定我國農村居民的收入預期，拉動農村消費需求，一方面，要穩(wěn)定和增加家庭經營純收入和工資性收入，另一方面，要建立健全農村居民社會保障體系，使其無后顧之憂。

（一）建立健全保障農村居民家庭經營收入的政策體系農業(yè)生產很大程度上受自然環(huán)境影響。要使農民對未來收入放心，這就需要建立健全保障農民收入的政策體系。1．完善農產品價格維持制度。目前，我國農村居民的家庭經營收入占其純收入的50％以上，如前所述，該部分收入水平直接受農產品的生產和銷售狀況影響。因此要提高我國農村居民家庭的經營性收入，就必須著力穩(wěn)定主要農產品的價格。完善的農產品價格維持制度是提高我國農村居民家庭經營性收入的有力保障。政府要加大對農民的補貼力度，提高農產品最低收購價格，同時要積極引導，支持擴大農業(yè)生產，增加糧食等農產品的產量，擴大農產品的對外出口。并且對于自然災害等原因給農民造成的經濟損失，給予相應的補貼，提高其家庭經營收入水平，調動其生產積極性。2．發(fā)展現代化農業(yè)，拓寬農村居民家庭收入的渠道。近年來，隨著農村居民整體素質和農村教育水平的不斷提高，我國傳統(tǒng)農業(yè)已經邁開了現代化的腳步。農業(yè)現代化的發(fā)展不僅可以提高農業(yè)的生產效率，而且有助于完善產供銷一體的農產品流轉體制，降低農產品的流通成本。隨著科學技術的不斷發(fā)展，農副產品加工業(yè)逐漸繁榮起來，這就有效的拓寬了農村居民的收入。只有大力發(fā)展現代農業(yè)，才能夠實現農村經濟社會的可持續(xù)發(fā)展和人民收入水平的穩(wěn)定增長，提高其消費水平。

（二）建立促進農村居民就業(yè)的長效機制隨著我國工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的迅猛發(fā)展，越來越多的農民涌向城市尋找工作。工資性收入在農村居民收入中所占的比重日益增大。政府應制定相關政策鼓勵農村居民進城務工，給予其平等的就業(yè)機會，加大對進城務工農民的保障力度，改善其在城市的工作環(huán)境，必要時設立相關部門監(jiān)督管理企業(yè)的用工行為，一旦發(fā)現損害農民工權益的行為一定嚴懲不貸，切實保障農民工的合法權益，從而提高其工資收入的穩(wěn)定性。通過建立促進農村居民就業(yè)的長效機制，改善其就業(yè)、生活環(huán)境，這樣可以穩(wěn)定農村居民收入預期，提升其消費水平。

第3篇

論文關鍵詞：非基本生活消費，ELES模型，貢獻率，自適應預期模型

問題的提出[①]

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

圖1 河南省消費不足的邏輯推理

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

一、基于非基本生活消費模型分析

1、非基本生活消費的概念及界定

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

2、擴展線性支出系統(tǒng)（ELES）下非基本生活消費的模型構建

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

參數是邊際消費傾向，滿足：0

對模型的進行變形：

令V=；a=；b=

對方程式進行回歸可得a*和b*，進一步可求出：

3、非基本生活消費的計量分析

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

通過EVIEWS軟件進行WLS回歸結果如下[③]：

2008年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

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

2007年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

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

2006年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

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

2005年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數

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

2004年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數

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

2003年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數

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

2002年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

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

2001年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

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

2000年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

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

1999年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

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

1998年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

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

1997年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

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

1996年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

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

1995年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

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

1994年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

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

1993年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

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

1992年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數

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

匯總回歸方程估計結果，通過Excel軟件處理結果如下：

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

類別

年份

CE

a*

b*（β*i）

BLCi(BLC)

NBLC

2008

8837.46

1475.782

0.562177

3370.727

5466.733

2007

7826.72

1268.192

0.593939

3123.156

4703.564

2006

6685.18

1603.482

0.511453

3282.145

3403.035

2005

6038.02

1209.152

0.541007

2634.358

3403.662

2004

5294.19

1197.215

0.522404

2506.753

2787.437

2003

4941.60

955.1838

0.562634

2183.946

2757.654

2002

4504.68

1417.536

0.480717

2729.795

1774.885

2001

4110.17

676.3441

0.651922

1943.082

2167.088

2000

3830.71

814.1469

0.633153

2219.309

1611.401

1999

3497.53

745.6160

0.607170

1898.063

1599.467

1998

3415.65

882.5848

0.605248

2235.796

1179.854

1997

3378.02

590.5870

0.681768

1855.838

1522.182

1996

3009.35

596.1219

0.635379

1634.908

1374.442

1995

2673.95

622.2854

0.615177

1617.069

1056.881

1994

2155.15

359.2111

0.684511

1138.585

1016.565

1993

1609.26

393.4778

0.608181

1004.234

605.0264

1992

1342.58

260.5322

0.674353

800.0448

542.5352

數據來源：1994-2009年河南省統(tǒng)計年鑒

二、基本生活消費與非基本生活消費圖示分析

1、量的圖示分析

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

圖2城鎮(zhèn)居民消費支出、基本生活消費與非基本生活消費比較

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

2、增量投向與拉動分析

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

表2 河南省城鎮(zhèn)居民消費增量投向與貢獻率比單位：元、%

年份項目

CE

BLC

NBLC

增量投向比

貢獻率

BLC/CE

NBLC/CE

CR1

CR2

1993

266.68

204.1892

62.4912

0.765671

0.23433

0.152087

0.046545606

1994

545.89

134.351

411.5386

0.246114

0.753886

0.083486

0.255731578

1995

518.8

478.484

40.316

0.92229

0.07771

0.222019

0.018706819

1996

335.4

17.839

317.561

0.053187

0.946813

0.006671

0.118761009

1997

368.67

220.93

147.74

0.599262

0.400738

0.073415

0.049093658

1998

37.63

379.958

-342.328

10.09721

-9.09721

0.112479

-0.10133984

1999

81.88

-337.733

419.613

-4.12473

5.124731

-0.09888

0.122850116

2000

333.18

321.246

11.934

0.964182

0.035818

0.091849

0.003412122

2001

279.46

-276.227

555.687

-0.98843

1.988431

-0.07211

0.145061098

2002

394.51

786.713

-392.203

1.994152

-0.99415

0.191406

-0.09542257

2003

436.92

-545.849

982.769

-1.24931

2.249311

-0.12117

0.218166218

2004

352.59

322.807

29.783

0.915531

0.084469

0.065324

0.006026995

2005

743.83

127.605

616.225

0.171551

0.828449

0.024103

0.116396465

2006

647.16

647.787

-0.627

1.000969

-0.00097

0.107285

-0.00010384

2007

1141.54

-158.989

1300.529

-0.13928

1.139276

-0.02378

0.194539115

2008

1010.74

247.571

763.169

0.24494

0.75506

0.031632

0.097508152

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

三、預期收入與非基本生活消費的模型分析

1、預期收入與非基本生活消費的模型構建

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

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

NBLCt=??+??Yt*+??t………………………………（1）

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

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

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

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

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

2、預期收入與非基本生活消費的實證分析

1）通過eviews軟件分析得出以下回歸結果[④]：

表3 自適應預期模型回歸結果

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

-405.7075

128.1870

-3.164967

0.0075

Y

0.607486

0.090002

6.749687

0.0000

NBLC(-1)

-0.538431

0.253073

-2.127573

0.0531

R-squared

0.978529

Mean dependent var

2276.867

Adjusted R-squared

0.975226

S.D. dependent var

1383.685

S.E. of regression

217.7894

Akaike info criterion

13.77229

Sum squared resid

616618.6

Schwarz criterion

13.91715

Log likelihood

-107.1784

F-statistic

296.2347

Durbin-Watson stat

1.973887

Prob(F-statistic)

0.000000

2）模型檢驗

德賓h檢驗：

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

= 0.059412

因此接受原假設??=0，說明該回歸模型不存在一階自相關。

統(tǒng)計推斷檢驗：

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

3）預期收入與非基本生活消費的方程

NBLC=-263.7151+0.39487Y*

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

四、政策建議

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

參考文獻

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

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