收入與消費論文匯總十篇

序論：好文章的創作是一個不斷探索和完善的過程，我們為您推薦十篇收入與消費論文范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質，帶來更深刻的閱讀感受。

篇（1）

（二）我國農村地區消費空間不平衡區域經濟發展不均衡一直以來是制約我國經濟發展的瓶頸，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，可以看出我國地區之間居民人均消費水平差距十分明顯，顯示出農村地區消費空間不平衡。

（三）我國農村地區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調目前，我國農村地區越來越多的年輕人接受了高等教育，這些年輕人高校畢業后，很多人選擇留在大城市發展，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，農民對醫療、養老等憂患意識增強，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，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，很多地區沒有大型超市，居民消費仍采用傳統趕集方式。

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?？梢哉f，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節。1．在生產環節，農業發展在很大程度上取決于自然環境條件。當風調雨順的時候，農業就會五谷豐登；當遇到自然災害時，農業產量就會減產，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定性。［2］2．在銷售環節，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。在這一環節，一方面由于農民受到市場環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，出現局部過剩現象，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化的迅猛發展，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內部實現的，企業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，這導致農民工就業難度逐年增加。與之同時，我國鄉鎮企業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。據國家統計局網站消息，被拖欠工資的返鄉農民工占返鄉農民工總數的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，農民工是非農產業中勞動權益保護狀況最差的一個就業群體，并且其往往是在規模小、技術水平低、管理比較落后的中小企業就業。農村居民在這些企業務工往往遭遇一些歧視性規定和不合理限制，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的穩定感；而且在企業經營狀況變化的過程中，農民工最容易被拋入失業者的隊伍，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生產很大程度上受自然環境影響。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．發展現代化農業，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，我國傳統農業已經邁開了現代化的腳步。農業現代化的發展不僅可以提高農業的生產效率，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展，農副產品加工業逐漸繁榮起來，這就有效的拓寬了農村居民的收入。只有大力發展現代農業，才能夠實現農村經濟社會的可持續發展和人民收入水平的穩定增長，提高其消費水平。

篇（2）

 

問題的提出[①]

消費是經濟發展的動力，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，河南省城鎮居民消費支出為8837.46元項目管理論文，占城鎮居民收入的66.793%，低于全國平均水平4.5個百分點，居全國倒數第5位。據初步統計2009年河南省城鎮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展型轉變，基生活消費已經基本穩定且彈性較低（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其生命的基本生活消費的前提下，用于滿足自身發展和發揮其體力、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（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<βi<1，<1

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

篇（3）

 

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)

篇（4）

 

一、農村商品流通現狀

1、農民收入穩定增長，購買力迅速上升

2005年至今，農民收入穩定增長。2006年我國農民人均收入為3587元，甘肅省農民收入為2134元；2007年我國農民人均收入為4140.36元，甘肅省農民人均收入為2328.92元；2008年我國農民人均收入為4760.62元，甘肅省農民人均收入為2723.79元。到2009年中國經濟增長受到各種因素影響，甘肅省農村人均收入仍然上漲到2816.2元，比上一年實際增長3.3927%。

2、農村消費需求空間巨大與商品“流通”不暢并存

2008年我國社會消費品累計108487.7億元，縣以下為22540億元，縣以下社會消費品僅僅占全國社會消費品的20.07766%。，而鄉村人口占總人數的55.0615%。2009年統計局公布社會消費品累計125342.7億元，比上年增長15.536323%，縣以下25990億元，比上年增長15.306122%。說明鄉村居民的社會消費品消費雖然年年增加但遠遠落后于城鎮居民消費。同時由于農村千百年形成的“重生產輕流通”觀念，農民不思索新銷售方式，導致“賣難”。

可見搞活農村市場機會和困難并存。

3、農村市場消費安全需要保障

近年來，我國農村市場的假冒偽劣產品層出不窮。危害不言而喻，如2007年4月，甘南州卓尼縣柏林鄉古麻河村135戶村民從柏林口村楊某、陳某處購買農用塑料覆蓋薄膜用來種植藥材當歸。40天后，發現地膜全都不同程度的橫向裂開了口子。地膜風化現象嚴重影響了當歸產量。這種現象或類似現象普遍發生的原因主要有兩個，一是由于農民收入低，追求低價格的商品，導致“知假買假”；二是農民防假意識差，導致“不知假買假”。所以迫切需要提高農村居民收入，改變消費習慣，同時保障農村市場消費安全，最大可能釋放農村消費潛力。

二、創建新農村商品交易模式（破解農村商品流通難題）

現代易貨起源于20世界50年代，計算機和網絡的的快速發展，為現代易貨交易提供了技術基礎和應用條件。當前應積極創新思路，大膽嘗試，建立試點。現今，電子計算機普及，電子商務信息平臺發展完善，農村應充分利用B2B、B2C、B2F等先進商業模式，在現有的條件下，實施現代易貨模式。

1、農村易貨交易實施的必要性

（1）農村易貨交易能夠有效增加農民收入，擴大城鄉內需市場

一方面農民手中大量農副產品，如鮮蛋、活魚、鮮奶、新鮮蔬菜和當歸、黨參、黃芪等需要及時賣掉，靠傳統集市會嚴重影響產品出售，同時農民需要農用物資資料。另一方面，城鎮居民大量需求此類產品，采用農村易貨可以解決此困境。

主要存在的問題是受各種因素影響，農民在一定程度上懷疑這種新方式的可靠性。

（2）提高農村商品流通組織化程度

農村易貨是將現代易貨模式與農村特點相結合的新型模式?？萍颊撐?，易貨交易。如果利用原有供銷社、連鎖便利店并以“新網工程”建設為依托，積極建立供銷社、連鎖便利店等，實現一網多功能，盡可能采用采購—加工—銷售系統在一個循環鏈內。供銷社和連鎖企業在不需支付大額現金的條件下按時收購農副產品，提前根據市場需要指導農村居民生產，既避免農民盲目生產，又可以利用自己物流渠道輸送產品，根據農村市場需要及時為農村輸送生產生活資料，縮短資金周轉時間和簡化交易程序，打破了傳統交易空間限制，能直接增加農村居民收入、提高企業收益和競爭力和優化農村消費環境。

2、農村易貨交易實施的可行性

(1) 標準化農副產品所占比增加

甘肅省創建標準化農副產品意識不斷加強，并不斷取得新成績。2007年，有149個無公害農產品，239個無公害產地獲得國家認證；2008年，全省農產品生產示范去采標率達80%以上，同年出臺了《提高特色優勢農產品質量安全水平實施方案》；2009年，全省蔬菜、畜產品、水產品監測合格率分別達到98.48%、100%和97.3%。全省農產品質量安全水平總體呈上升趨勢?？萍颊撐?，易貨交易。農村開展易貨交易，高質量的農產品可使收購農產品的企業獲得長期的利潤。所以推行農產品生產標準化是一項勢在必行的工作。

要保證易貨交易正常高效進行，交易的雙方要根據合同來履行各自的責任和義務，合同在農村現代易貨交易中體現形式主要是訂單。它可以最大限度開發農民生產積極性，保證農民的權益，促進收購農產品的企業積極開拓市場。

（2）農村信息化程度提高，城鄉商業企業網點數量快速增加

靠電腦和因特網，輔以電視、電話傳播信息改變了過去信息閉塞的局面，服務內容由盲目轉向專業化、實時化、全面化，科技化，總體表明農村信息化程度提高。同時連鎖店開在城鄉已經成為一個趨勢，2009年，全系統開展消費品連鎖經營2519家，比2008年增加288家，銷售額1992.10億元，比上一年增長32.63%。發展連鎖配貨網點25.59萬個，比2008年增加2.63萬個。甘肅省2007年1月22日統計配送企業20萬個，2009年，甘肅省供銷合作社新建143個，配送中心130個，連鎖店4620個。供銷社數量為750個?？萍颊撐?，易貨交易。同時計劃到2011年新增1萬個標準連鎖農家店?？萍颊撐?，易貨交易?？梢娹r村易貨交易可行?？萍颊撐?，易貨交易。

3、農村易貨交易模式

農村易貨交易模式是對古老的以貨易貨方式的革命性變革?？萍颊撐?，易貨交易。傳統易貨發生要求雙方在同一地點且正好需要對方的商品，帶有極大的局限性。由于依托互聯網技術的電子商務平臺，采用網上交易的虛擬貨幣和銀行卡結算技術，突破了上述局限性，拓大了交易的對象、空間范圍，提高了交易的效率。

（1）點對點

過去，在甘肅省永登縣的農民“油鹽醬醋找個體，日常用品趕大集，大件商品跑縣里”，現在，隨著縣供銷社將一座座寬敞明亮的連鎖超市引入鄉村，農民足不出村，也能像城里人一樣享受方便、實惠的商業服務了。

不只是永登縣農民體會到了現代生活的便利，隴原其他地方也開始編織快捷、充滿活力的現代化農村商品流通網絡。2009年以來，甘肅省供銷社系統通過整合經營服務網絡，強化物流配送功能，發展遍布城鄉的連鎖經營，促進了農業生產資料、日用消費品和農產品的雙向暢通。在點對點的易貨模式即農戶與固定連鎖的收購企業易貨，利用電視廣播信息，利用互聯網技術建立信息平臺，同時政府適當建立服務站點相關信息，農戶可以將自己的產品信息（包括勞務）提供給信息平臺，信息平臺也可以將信息匯總給連鎖企業，農民可以將農產品（含勞務）直接通過訂單形式出售給企業，換取生活必需品和生產資料，資源得到合理高效的配置。

（2）面對面

面對面交易模式必將推動現代農村易貨交易發展到新階段，縮短農村產品從單獨追求高質量到與重視樹立自己品牌相結合的時間。當農戶和企業形成良好的穩定的合作關系后，企業與農戶有著共同的利益，企業為了追求效益最大化，主要目標會從農村市場轉移到國內大市場，再轉到國際市場。這就使農村連鎖企業成為國際市場上不同的需求單位。直接促進城鄉需求市場，增加農民收入。

三、小結

對農村現代商品流通模式的研究為建設社會主義新農村提供了重要的科學指導依據，現代農村易貨交易模式的實施會增加農村居民收入，和增強供銷社，連鎖企業競爭力、增加收入的作用。

參考文獻：

[1]易開剛.我國農村現代化商品體系的構建[J].商業經濟與管理,2006(12):18-21.

[2]陳煜，賀盛瑜.農村商品流通模式的創新研究[J].農村經濟,2009(7):109-111.

[3]張耀輝.易貨貿易分析[J].中央財經大學學報,1999(1):6-10.

[4]裘國榮.商品流通規律討論會中主要論點簡介[J],財貿研究,1980(1).

篇（5）

 

一、引言

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

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

二、ELES模型簡介

ELES模型是由經濟學家Liuch（1973）在英國計量經濟學家R.stone于1954年提出的線性支出系統（LES）基礎上修改而成的。擴展線性支出系統（ELES）模型較以前的線性支出系統（LES）模型相比較，其在研究消費結構的變動特征和靜態分析方面則顯示出了相對較多的優越性，彌補了LES模型的一些缺陷。該系統假定某一時期內人們對各種商品或服務的需求量取決于人們的收入和各種商品的價格，而且人們對各種商品的需求分為基本需求和超過基本需求之外的需求兩部分，并且認為基本需求與收入水平無關，居民在基本需求得到滿足之后才將剩余收入按照某種邊際消費傾向安排各種非基本消費支出。ELES把消費者對各類商品或服務的消費支出看作收入和價格的函數。其經濟含義為：在某個時期，價格和收入一定的條件下，消費者首先滿足一個基本需求，基本需求與收入水平無關?？鄢拘枨笾С龊蟮氖杖雱t按一定比例在各類商品或服務之間分配。

ELES模型基本表達式為:

(i =1,2,…,n) （1）

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

將上式進行變形整理:

令=+y?。?）

其中=-　（3）

對(2)式應用普通最小二乘法（LS）,得到和的估計值

對(3)式兩邊求和,即=(1-)經濟論文，整理后=/(1-) （4）

將（4）代入（3）式中，得到=+/(1-)。

三、實證分析

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

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

表1我國城鎮居民2009年消費支出情況（單位：元）

 

項目

最低收入戶

低收入戶

中等偏下戶

中等收入戶

中等偏上戶

高收入戶

最高收入戶

Y

5253.23

8162.07

11243.55

15399.92

21017.95

28386.47

46826.05

V1

2293.82

3009.48

3640.22

4410.49

5367.01

6360.33

8135.04

V2

458.48

684.18

962.45

1263.8

1601.19

1986.16

2782.3

V3

578.93

735.23

880.76

1131.03

1493.31

1775.08

2863.28

V4

226.04

366.43

521.47

701.08

977.07

1325.54

2114.2

V5

362.6

504.09

632.03

834.48

1072.01

1322.4

1745.91

V6

394.8

582.28

861.44

1285.03

2047.83

3181.88

5858.67

V7

457.22

665.96

953.75

1290.09

1807.73

2461.1

4116.41

V8

128.67

195.43

286.68

393.73

598.21

851.39

1388.59

V

4900.56

6743.09

8738.79

11309.73

篇（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]

[1]王賢峰，袁玉濤.城市農民工體育消費現狀研究[J]. 學理論，2010，15.

[2]林偉.新時期我國社會體育人文環境的審視[J]. 北體育學院學報，2008，1.

[3]孫華清.建設和諧大連體育人文環境的幾點思考[J]. 遼寧體育科技，2008，4.

[4]海琦.我國農民工體育現狀與發展對策研究[J]. 宜春學院學報，2008，4.

[5]周學榮，譚明義.我國兩次群眾體育現狀調查情況的比較研究[J]. 體育科學， 2004，7.

篇（7）

首先，我想談談這篇文章的寫作意義。

近年來，我國農業綜合生產能力不斷提高，在國家一系列支農、惠農政策支持下，農民收入連續幾年獲得穩定增長，農村的消費水平也在逐年提高，但與城市相比仍有很大差距。

當前，農村是擴大內需的突破口，經濟增長的潛力在農村，而農村資金短缺，農民貸款難問題嚴重制約了農村的經濟發展和農民生活水平的提高，阻礙了農村市場的發展。這與我國建設社會主義新農村的目標是相違背的。

本課題通過分析農村消費信貸的現狀，發現其中的問題，并提出拓展農村消費信貸市場策略，可為開拓農村消費信貸市場提供政策建議和理論依據，使我國農村需求潛力得到進一步的開發，農民生活質量得到提高，農村金融市場實現繁榮。

其次，我想談談這篇文章的研究方法和寫作思路。

研究方法：

1.文獻綜述法。在前人的基礎上，全面分析農村消費信貸在農村經濟建設中的作用及存在的問題，并提出拓展農村消費信貸市場的相應策略。

2.定性分析法。以當前農村消費信貸市場的發展狀況為切入點，定性的研究阻礙農村消費信貸發展的多方面原因。

思路：

從調研農村消費市場和消費信貸情況入手，深入分析新時期我國農村消費信貸市場的狀況，針對制約我國農村消費信貸業務發展的因素和農村消費需求和消費信貸需求的特點，并對相關法律法規進行研究，進而提出開拓農村消費信貸市場的策略。

最后，我想談談這篇論文的結構和主要內容。

本文分為三個部分，第一部分通過分析農村消費市場的需求狀況，指出目前農村消費市場缺少足夠的信貸支持，從側面說明拓展農村消費信貸市場的必要性和可行性；第二部分通過分析我國農村消費信貸市場現狀，提出目前農村消費信貸市場還存在著農村金融服務體系不健全、農村金融服務機構信貸資金投放不足、農村信貸產品創新落后于經濟的變化發展以及農村消費信貸相配套的政策和法律體系不完善等問題；第三部分針對我國農村消費信貸市場存在的問題，提出加快改革步伐，建立商業性金融，合作性金融、政策性金融相結合，資本充足、功能健全、服務完善，運行安全的農村金融體系；同時農村信用社等金融機構要不斷加強信貸風險管理，開拓創新，推出多樣化的信貸產品；政府部門要進一步加強政策扶持力度，完善相關法律法規以改善農村金融的外部環境等若干對策。

篇（8）

一、引言

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

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

二、基于協整與誤差修正模型的分析

(一)變量、數據的選取和處理

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

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

(二)變量的平穩性檢驗

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

表1 1984-2009年遼寧省農村居民收入與消費數據的ADF檢驗結果

變量

檢驗類型

ADF值

1%臨界值

5%臨界值

10%臨界值

結論

LnAY

（C,T,1）

-2.330474

-4.3942

-3.6118

-3.2418

非平穩

LnAC

（C,T,1）

-1.589616

-4.3942

-3.6118

-3.2418

非平穩

LnAY

（c,0,0）

-4.104672*

-3.7343

-2.9907

-2.6348

平穩

LnAC

（c,0,0）

-4.571676*

-3.7343

篇（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?；谝陨峡紤]，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）

 

一、引言

通貨膨脹的影響因素研究一直是宏觀經濟理論的重要研究方向，值得注意的是，現有的通貨膨脹影響因素的文獻大都集中在貨幣供給、投資、CPI及PPI等因素，但對于更為本質的財政稅收增加、特別是對間接稅轉嫁因素的研究卻鮮有涉及，這使得通貨膨脹傳導機制的研究一直不夠深入。事實上,過于偏重貨幣理論的分析，容易忽視財政政策中稅收和政府支出對通貨膨脹的影響。并且關于財政政策對通貨膨脹的影響還集中在財政赤字和貨幣供給量關系的方面。Barro (1976)提出,如果債券存量增長率超過產出增長率,持續赤字就會導致通貨膨脹[1]。Sarg-ent,Wallace(1981)也認為持續的債券融資赤字將最終被貨幣化[2]。中國的學者對此也進行了相關研究，許雄奇、張宗益(2004)采用中國1978—2002年的數據對財政赤字、貨幣政策與通貨膨脹進行了實證檢驗,認為中國的通貨膨脹不僅是一個貨幣現象,也是一個財政現象，在我國可以通過財政政策來影響通貨膨脹水平[3]。

新疆試行資源稅從價征收是政府支持區域建設的重要舉措，有利于增加地方財政收入與支出。資源稅屬于間接稅，是可以轉嫁的稅種，實際上由賣方和買方共同負擔稅收，而負擔稅收的多少取決于商品的需求彈性和供給彈性，需求彈性越大CPI，供給彈性越小，稅負越傾向于由供給方負擔；需求彈性越小，供給彈性越大，稅負越傾向于由需求方負擔。因此石油、天然氣類的資源型產品的需求彈性小和供給彈性是我們要討論的一個重點。

二、新疆財政收入通貨膨脹效應的經驗分析

我們以1978—2009年新疆居民消費價格總指數為因變量（1978年為100）,以財政收入的規模為自變量進行回歸分析。此外,投資率、對外開放性水平、居民可支配收入增長率也都是影響通貨膨脹的因素，可以作為截距項論文提綱怎么寫。數據主要是根據相應歷年新疆統計年鑒的數據整理、計算而得。用SPSS17.0進行曲線估計，三次方程的擬合效果最好。

圖：新疆財政收入和居民消費價格指數三次曲線擬合

我們構建時間序列模型：yi =β1 x +β2 x2 +β3 x3 +εi

式中yi為第i年的居民消費價格總指數，X表示財政收入（億元）；ε為截距項。具體來講,當β3 ≠0 時, 模型刻畫了財政收入與居民消費價格總指數之間呈現N 型或倒N 型曲線關系；當β2 ≠0 且β3 = 0 時, 財政收入與居民消費價格總指數之間呈現U 型或倒U型曲線關系；而當β1 ≠0、β2 = 0 且β3 = 0 時，模型反映出財政收入與居民消費價格總指數單調變化特征。我們用SPSS17.0進行回歸分析，得到方程：

y=7.182x -0.037 x2 +5.719*10-5x3 +78.549

（R2=0.939，F=143.365，sig=0.000）

模型中系數都異于零，且擬合程度很高呈現比較明顯的N型趨勢，即居民消費價格指數隨著財政收入的增加先是迅速上升，然后保持一定的水平或略微下降，而后又快速上升，表明在不同時期，財政收入對居民消費價格指數影響程度不同。從曲線特征上來看，自1978年至1997年，曲線迅速上升；1998年至2003年，曲線比較平緩；2004年后曲線又有快速上升的勢頭。經驗表明，財政收入和居民消費價格指數存在比較明顯的N 型曲線關系，改革開放后的20年，CPI隨著財政收入的上升而快速上漲，曲線較為陡峭，斜率較大，本文認為這和市場經濟下價格機制發揮正常作用CPI，價格扭曲現象得到糾正有一定的關系，不排除期間出現通貨膨脹。1998年以來，中國內需不足特別是消費不足問題凸顯出來，盡管財政收入保持一定的增收速度，但是 CPI上升平緩甚至略有下降。2004年后經濟走向過熱發展的階段，CPI指數有快速上升的趨勢。

三、從價稅對財政收入增長影響及CPI預測

對資源稅進行從價征收會帶來財政收入的大幅增長，但是稅負可能由此轉移到下游部門最終由消費者承受，引發CPI指數上升。資源類產品特別是不可再生的上游類產品，是屬于需求彈性小、供給彈性大的商品。因此，對石油、天然氣、煤炭計征的大部分資源稅都會轉移到下游產業中并最終由消費者負擔，通過PPI影響到CPI，最終引發通貨膨脹。這是因為商品需求彈性表示需求量對價格的變動的敏感程度，需求彈性低的產品，價格的變動對需求量變動的影響小，稅負更容易轉嫁。同時，作為工業上游產品，石油、天然氣的供給彈性較大，生產商是壟斷供給，為保證超額利潤，稅負可以轉嫁到下游產業。因此資源稅從價征收的結果是下游產品的大幅漲價、消費者剩余減少和地方財政收入的增加。并且，地方政府財政收入的增加必然帶來財政支出的擴張，進一步會推動物價上漲。而據現行資源稅率，新疆地區從量計征的原油資源稅為30元/噸，天然氣資源稅額為每千立方米9元。若國內原油價格以每噸4000元計算，按5%的稅率征收，原油資源稅每噸稅額將達200元。目前CPI，國產陸上天然氣出廠基準價格已提高，新疆各油田所產天然氣供應工業用燃氣的基準價為每千立方米1200元左右，供應化肥生產和非工業城市燃氣基準價為每千立方米790元。改革后，新疆天然氣資源稅相應稅額將提高至每千立方米60元、39.5元。新疆有克拉瑪依、塔里木、吐哈三大油田，以2009年生產原油2518萬噸計算，資源稅由“從量計征”改為“從價計征”后，僅石油每年可為當地政府增收42.8億元。由于天然氣計價因購買對象不同而有所差異，本文暫不做深入研究論文提綱怎么寫。在這里僅僅分析42.8億的財政增收對居民消費價格的影響。按上述三次方程來預測，假設原油生產量維持2009年水平，自實行從價稅的今后一年里（自2010年6月1日開始實行），年財政收入增加x=42.8億，居民消費價格指數y=304.5，CPI指數環比上升50%，2009年為579.3，2011年將達到883.8，漲幅十分巨大，通貨膨脹預期十分強烈，這只是計算了對石油征收從價稅引發的居民消費價格指數的上漲，如果考慮天然氣對財政增收的影響，按照模型估算的CPI指數還將大幅增加。由于新疆生產的石油和天然氣價格上漲，不排除生產商減少新疆當地生產量而加大新疆以外地區的產量，通脹預期減弱的同時容易引發失業問題。

四、結論及政策建議

綜上分析，我們得出以下結論：

一是新疆地方財政收入和CPI指數之間符合三次函數的特征。目前，伴隨著財政收入的上漲，CPI指數有加速上行的趨勢。

二是資源稅從價征收會加大地方財政收入，即政府的經濟租增加CPI，但同時會推動居民消費價格指數大幅上升，通脹預期更加濃烈。

由于石油、天然氣的壟斷供給，屬需求缺乏彈性，供給富有彈性產品。生產廠商掌握著定價權。在節約資源利用的同時推高價格在所難免，改變需求彈性和供給彈性是緩解通脹的途徑之一。改變需求彈性可以從產業結構調整的角度出發，減少對不可再生資源的依賴性，使用替代產品，發展新能源及戰略性新型產業，從這個角度上分析，戰略性新型產業采用新技術、新材料，對傳統能源起到一定的替代作用，改變供給彈性可以從破除壟斷生產的角度出發，長期以來石油、天然氣的開發、煉制和批發銷售環節以法定的專營權形式固定下來。寡頭壟斷經營下油氣產業缺乏競爭機制，必須打破壟斷機制，放開準入領域并放寬準入條件才能使產品供給彈性下降，價格轉入市場定價模式。

The AdvaloremDuty, the Financial Revenue and Xinjiang Inflation Anticipated Analyze

FuMing

(Xinjiang University ofFinance & Economics 830012)

Abstract: The advalorem duty hasimplemented in Xinjiang.This reform measure may increase the local financeincome largely, which is advantageous in enlarging the expenditure, promotesthe rapid development of economy. But we must be vigilant the influence of advaloremduty that may pass the tax burden to the downstream industry and the residentconsumable price. This article began from the angle of relations between financialrevenue's increase and the CPI, analyzing the conduction mechanism for advaloremduty to PPI and the CPI,with the empirical analysis for relations between the advaloremduty and CPI.The article has proven under the present system, theimplementation of advalorem duty will promote the Xinjiang price leveluniversal which exist strong inflation expectations.

Keywords: Advalorem duty,The CPI,Inflation

現在新疆財經大學經濟學院任教 主要研究領域：產業經濟學、區域經濟學

庫爾勒市、克拉瑪依市國民經濟和社會發展第十二個五年規劃編寫組成員

[1] Barro, R·J·Reply to Feldstein and Buchanan [J]·Journal of PoliticalEconomy, 1976, (82 ): 1095 -1117·

[2] Sargent, T·J·and N·Wallace·Some Unpleasant Monetarist Arithmetic[J]·FederalReserve Bank of Minneapolis Quarterly Review, 1981, (5): 1-17·