序論：好文章的創(chuàng)作是一個不斷探索和完善的過程，我們?yōu)槟扑]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(zhì)，帶來更深刻的閱讀感受。

篇（1）

（二）我國農(nóng)村地區(qū)消費空間不平衡區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不均衡一直以來是制約我國經(jīng)濟發(fā)展的瓶頸，反映在農(nóng)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(nóng)村居民家庭平均每人消費支出為7682．97元，西部農(nóng)村居民家庭平均每人消費支出為4798．36元，遠低于東部農(nóng)村居民家庭消費支出。2012年，我國農(nóng)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(nóng)村地區(qū)消費空間不平衡。

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

（四）我國農(nóng)村居民消費與儲蓄不協(xié)調(diào)目前，我國農(nóng)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(nóng)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(nóng)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(chǎn)生了明顯的擠出效應，抑制了農(nóng)民即期消費。

二、農(nóng)村居民收入預期不確定的變化機理

（一）農(nóng)村居民家庭經(jīng)營性收入不確定性的變化機理農(nóng)村居民家庭經(jīng)營收入，指農(nóng)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(nóng)副產(chǎn)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(xiàn)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(nóng)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(nóng)村居民收入可以分為家庭經(jīng)營收入，工資性收入，財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入四種收入類型。從表2可以看出，家庭經(jīng)營收入和工資性收入是我國農(nóng)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(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入及財產(chǎn)性收入在農(nóng)民收入構(gòu)成中所占比重僅為10％左右。這部分收入對增加農(nóng)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(nóng)民收入預期的不確定性，主要來自家庭經(jīng)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(chǎn)經(jīng)營單位進行生產(chǎn)籌劃和管理而獲得的收入。我國農(nóng)民在獲得家庭經(jīng)營性收入時需要經(jīng)歷生產(chǎn)和銷售兩個的環(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。當風調(diào)雨順的時候，農(nóng)業(yè)就會五谷豐登；當遇到自然災害時，農(nóng)業(yè)產(chǎn)量就會減產(chǎn)，使農(nóng)民遭受經(jīng)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(guān)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(nóng)業(yè)產(chǎn)出變化量之間具有顯著的負相關(guān)關(guān)系，這說明自然災害對我國糧食產(chǎn)量的影響效果顯著，對農(nóng)民的農(nóng)業(yè)收獲量產(chǎn)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(nóng)民收入的不穩(wěn)定性。［2］2．在銷售環(huán)節(jié)，農(nóng)民要在農(nóng)產(chǎn)品市場把生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品銷售出去。和其他商品市場相比，農(nóng)產(chǎn)品市場風險性較大，如市場行情的變化、消費需求的轉(zhuǎn)變等，都會給農(nóng)村居民帶來經(jīng)濟損失的可能性。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?shù)厥袌鰧⑥r(nóng)產(chǎn)品以批發(fā)的形式銷售給農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)銷商，從而獲得低于農(nóng)產(chǎn)品價值的現(xiàn)金收入；另一方面，從農(nóng)民所在的局部市場來看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有地域性特點，再加上信息閉塞，這導致我國許多農(nóng)產(chǎn)品在當?shù)氐木植渴袌龇秶鷥?nèi)往往供大于求，出現(xiàn)局部過?，F(xiàn)象，導致農(nóng)產(chǎn)品價格不是很高。由此可見，在銷售過程中，我國農(nóng)民是市場價格的被動接受者，其家庭經(jīng)營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理隨著我國城鎮(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源。農(nóng)民獲取工資性收入不受自然風險的影響，所以增加農(nóng)民工資性收入的比重對于抵制自然風險具有積極作用。農(nóng)民主要通過在企業(yè)里工作獲取工資。在這一過程中農(nóng)民的工資性收入主要是在企業(yè)內(nèi)部實現(xiàn)的，企業(yè)是市場風險的主要承擔者，農(nóng)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(nóng)民工資性收入不確定性最重要動因是我國農(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．我國農(nóng)村居民整體文化技能水平較低。目前，我國農(nóng)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(nóng)民工文化技能的要求卻越來越高。因此，農(nóng)民的低人力資本與現(xiàn)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(nóng)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(nóng)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(nóng)村剩余勞動力的9．2％左右。這樣造成農(nóng)村剩余勞動力過多，加大了農(nóng)民的就業(yè)難度。［4］2．農(nóng)村居民進城務工所獲得的工資較低且經(jīng)常被拖欠。據(jù)國家統(tǒng)計局網(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)中勞動權(quán)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(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(xiàn)狀，已進城的農(nóng)民工缺少就業(yè)的穩(wěn)定感；而且在企業(yè)經(jīng)營狀況變化的過程中，農(nóng)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(nóng)村居民消費需求的影響

根據(jù)2000－2012年中國統(tǒng)計年鑒提供農(nóng)民收入和消費的年度數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)，用農(nóng)民收入增長率波動指數(shù)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(jié)果表明：農(nóng)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(nóng)民的消費會隨之升高；而收入預期減少時，農(nóng)民會減少當期消費。由農(nóng)民收入預期每增長1個單位，農(nóng)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(nóng)村居民消費需求的建議綜上所述，家庭經(jīng)營收入是我國農(nóng)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(nóng)村居民未來消費支出的不確定性。鑒于此，要穩(wěn)定我國農(nóng)村居民的收入預期，拉動農(nóng)村消費需求，一方面，要穩(wěn)定和增加家庭經(jīng)營純收入和工資性收入，另一方面，要建立健全農(nóng)村居民社會保障體系，使其無后顧之憂。

（一）建立健全保障農(nóng)村居民家庭經(jīng)營收入的政策體系農(nóng)業(yè)生產(chǎn)很大程度上受自然環(huán)境影響。要使農(nóng)民對未來收入放心，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)品價格維持制度。目前，我國農(nóng)村居民的家庭經(jīng)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(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)和銷售狀況影響。因此要提高我國農(nóng)村居民家庭的經(jīng)營性收入，就必須著力穩(wěn)定主要農(nóng)產(chǎn)品的價格。完善的農(nóng)產(chǎn)品價格維持制度是提高我國農(nóng)村居民家庭經(jīng)營性收入的有力保障。政府要加大對農(nóng)民的補貼力度，提高農(nóng)產(chǎn)品最低收購價格，同時要積極引導，支持擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，增加糧食等農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量，擴大農(nóng)產(chǎn)品的對外出口。并且對于自然災害等原因給農(nóng)民造成的經(jīng)濟損失，給予相應的補貼，提高其家庭經(jīng)營收入水平，調(diào)動其生產(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，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，我國傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)已經(jīng)邁開了現(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，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。

篇（2）

 

問題的提出[①]

消費是經(jīng)濟發(fā)展的動力，是拉動經(jīng)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(chǎn)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(chǎn)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(chǎn)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(chǎn)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(jīng)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(jié)構(gòu)（箭頭 1），但是居民消費率卻遠低于標準結(jié)構(gòu)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(shù)第5位。據(jù)初步統(tǒng)計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)合國糧農(nóng)組織提出的恩格爾系數(shù)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(jīng)開始由生存型向享受發(fā)展型轉(zhuǎn)變，基生活消費已經(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(chǎn)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(chǎn)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(jīng)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(zhì)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(gòu)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(shù)[②]：

參數(shù)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(zhèn)居民消費支出的截面數(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（WLS）法對方程參數(shù)進行回歸估計項目管理論文，權(quán)重W=resid^(-2)。顯著水平選取為0.05。t(d)是β*i的t觀測值，R2為方程的可決系數(shù)論文服務。

通過EVIEWS軟件進行WLS回歸結(jié)果如下[③]：

2008年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(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ELES模型的估計參數(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ELES模型的估計參數(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ELES模型的回歸估計參數(shù)

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

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

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

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

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

2002年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

2001年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

2000年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

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

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

1997年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

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

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

1994年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1993年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1992年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

匯總回歸方程估計結(jié)果，通過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(fā)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(zhuǎn)，但還處于逐步恢復階段誤差修正模型，擴大內(nèi)需還是保持經(jīng)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(fā)。改革開放以來,上海城鎮(zhèn)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?jīng)]有充分開發(fā)直接影響上海經(jīng)濟的健康穩(wěn)定發(fā)展。因此，研究收入和消費的關(guān)系有利于進一步了解國內(nèi)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(jù)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(guān)系進行分析與建模，最后得出相應的政策建議。

二．樣本數(shù)據(jù)

本文選用1978～2008 年上海城鎮(zhèn)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(zhèn)居民消費價格指數(shù)(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(shù)據(jù)處理中的誤差，尤其是異方差，對原始數(shù)據(jù)分別取自然對數(shù)，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(wěn)序列。應用的計量分析工具是專業(yè)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(wěn)---單位根檢驗

從原始序列變量圖，可直觀看出其不平穩(wěn)的態(tài)勢。時間序列計量分析需要樣本是平穩(wěn)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(jīng)過一階差分后,兩者圖形漸趨平穩(wěn)。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(shù)按照AIC（Akaike Information Criterion）準則確定，AIC值越小，則滯后階數(shù)越佳。ADF單位根檢驗結(jié)果見表1。

表1 lnYtt、lnCt 及其一階差分的單位根檢驗結(jié)果

 

變量

檢驗形式（c,t,*)

ADF值

5%臨界值

結(jié)論

lnYt

(c,t,1)

-3.07131

-3.574244

不平穩(wěn)

lnCt

(c,t,1)

-2.972389

-3.574244

不平穩(wěn)

lnYt

(c,0,1)

-4.561073

-2.967767

平穩(wěn)

lnCt

(c,0,1)

篇（4）

 

一、農(nóng)村商品流通現(xiàn)狀

1、農(nóng)民收入穩(wěn)定增長，購買力迅速上升

2005年至今，農(nóng)民收入穩(wěn)定增長。2006年我國農(nóng)民人均收入為3587元，甘肅省農(nóng)民收入為2134元；2007年我國農(nóng)民人均收入為4140.36元，甘肅省農(nóng)民人均收入為2328.92元；2008年我國農(nóng)民人均收入為4760.62元，甘肅省農(nóng)民人均收入為2723.79元。到2009年中國經(jīng)濟增長受到各種因素影響，甘肅省農(nóng)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(nóng)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(xiāng)村人口占總?cè)藬?shù)的55.0615%。2009年統(tǒng)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(xiāng)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(zhèn)居民消費。同時由于農(nóng)村千百年形成的“重生產(chǎn)輕流通”觀念，農(nóng)民不思索新銷售方式，導致“賣難”。

可見搞活農(nóng)村市場機會和困難并存。

3、農(nóng)村市場消費安全需要保障

近年來，我國農(nóng)村市場的假冒偽劣產(chǎn)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(xiāng)古麻河村135戶村民從柏林口村楊某、陳某處購買農(nóng)用塑料覆蓋薄膜用來種植藥材當歸。40天后，發(fā)現(xiàn)地膜全都不同程度的橫向裂開了口子。地膜風化現(xiàn)象嚴重影響了當歸產(chǎn)量。這種現(xiàn)象或類似現(xiàn)象普遍發(fā)生的原因主要有兩個，一是由于農(nóng)民收入低，追求低價格的商品，導致“知假買假”；二是農(nóng)民防假意識差，導致“不知假買假”。所以迫切需要提高農(nóng)村居民收入，改變消費習慣，同時保障農(nóng)村市場消費安全，最大可能釋放農(nóng)村消費潛力。

二、創(chuàng)建新農(nóng)村商品交易模式（破解農(nóng)村商品流通難題）

現(xiàn)代易貨起源于20世界50年代，計算機和網(wǎng)絡的的快速發(fā)展，為現(xiàn)代易貨交易提供了技術(shù)基礎和應用條件。當前應積極創(chuàng)新思路，大膽嘗試，建立試點?，F(xiàn)今，電子計算機普及，電子商務信息平臺發(fā)展完善，農(nóng)村應充分利用B2B、B2C、B2F等先進商業(yè)模式，在現(xiàn)有的條件下，實施現(xiàn)代易貨模式。

1、農(nóng)村易貨交易實施的必要性

（1）農(nóng)村易貨交易能夠有效增加農(nóng)民收入，擴大城鄉(xiāng)內(nèi)需市場

一方面農(nóng)民手中大量農(nóng)副產(chǎn)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(tǒng)集市會嚴重影響產(chǎn)品出售，同時農(nóng)民需要農(nóng)用物資資料。另一方面，城鎮(zhèn)居民大量需求此類產(chǎn)品，采用農(nóng)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(nóng)民在一定程度上懷疑這種新方式的可靠性。

（2）提高農(nóng)村商品流通組織化程度

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

2、農(nóng)村易貨交易實施的可行性

(1) 標準化農(nóng)副產(chǎn)品所占比增加

甘肅省創(chuàng)建標準化農(nóng)副產(chǎn)品意識不斷加強，并不斷取得新成績。2007年，有149個無公害農(nóng)產(chǎn)品，239個無公害產(chǎn)地獲得國家認證；2008年，全省農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)示范去采標率達80%以上，同年出臺了《提高特色優(yōu)勢農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全水平實施方案》；2009年，全省蔬菜、畜產(chǎn)品、水產(chǎn)品監(jiān)測合格率分別達到98.48%、100%和97.3%。全省農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全水平總體呈上升趨勢?？萍颊撐?，易貨交易。農(nóng)村開展易貨交易，高質(zhì)量的農(nóng)產(chǎn)品可使收購農(nóng)產(chǎn)品的企業(yè)獲得長期的利潤。所以推行農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)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(jù)合同來履行各自的責任和義務，合同在農(nóng)村現(xiàn)代易貨交易中體現(xiàn)形式主要是訂單。它可以最大限度開發(fā)農(nóng)民生產(chǎn)積極性，保證農(nóng)民的權(quán)益，促進收購農(nóng)產(chǎn)品的企業(yè)積極開拓市場。

（2）農(nóng)村信息化程度提高，城鄉(xiāng)商業(yè)企業(yè)網(wǎng)點數(shù)量快速增加

靠電腦和因特網(wǎng)，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(nèi)容由盲目轉(zhuǎn)向?qū)I(yè)化、實時化、全面化，科技化，總體表明農(nóng)村信息化程度提高。同時連鎖店開在城鄉(xiāng)已經(jīng)成為一個趨勢，2009年，全系統(tǒng)開展消費品連鎖經(jīng)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(fā)展連鎖配貨網(wǎng)點25.59萬個，比2008年增加2.63萬個。甘肅省2007年1月22日統(tǒng)計配送企業(yè)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(shù)量為750個。科技論文，易貨交易。同時計劃到2011年新增1萬個標準連鎖農(nóng)家店。科技論文，易貨交易。可見農(nóng)村易貨交易可行。科技論文，易貨交易。

3、農(nóng)村易貨交易模式

農(nóng)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(tǒng)易貨發(fā)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(lián)網(wǎng)技術(shù)的電子商務平臺，采用網(wǎng)上交易的虛擬貨幣和銀行卡結(jié)算技術(shù)，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(nóng)民“油鹽醬醋找個體，日常用品趕大集，大件商品跑縣里”，現(xiàn)在，隨著縣供銷社將一座座寬敞明亮的連鎖超市引入鄉(xiāng)村，農(nóng)民足不出村，也能像城里人一樣享受方便、實惠的商業(yè)服務了。

不只是永登縣農(nóng)民體會到了現(xiàn)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(xiàn)代化農(nóng)村商品流通網(wǎng)絡。2009年以來，甘肅省供銷社系統(tǒng)通過整合經(jīng)營服務網(wǎng)絡，強化物流配送功能，發(fā)展遍布城鄉(xiāng)的連鎖經(jīng)營，促進了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料、日用消費品和農(nóng)產(chǎn)品的雙向暢通。在點對點的易貨模式即農(nóng)戶與固定連鎖的收購企業(yè)易貨，利用電視廣播信息，利用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)建立信息平臺，同時政府適當建立服務站點相關(guān)信息，農(nóng)戶可以將自己的產(chǎn)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(yè)，農(nóng)民可以將農(nóng)產(chǎn)品（含勞務）直接通過訂單形式出售給企業(yè)，換取生活必需品和生產(chǎn)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(xiàn)代農(nóng)村易貨交易發(fā)展到新階段，縮短農(nóng)村產(chǎn)品從單獨追求高質(zhì)量到與重視樹立自己品牌相結(jié)合的時間。當農(nóng)戶和企業(yè)形成良好的穩(wěn)定的合作關(guān)系后，企業(yè)與農(nóng)戶有著共同的利益，企業(yè)為了追求效益最大化，主要目標會從農(nóng)村市場轉(zhuǎn)移到國內(nèi)大市場，再轉(zhuǎn)到國際市場。這就使農(nóng)村連鎖企業(yè)成為國際市場上不同的需求單位。直接促進城鄉(xiāng)需求市場，增加農(nóng)民收入。

三、小結(jié)

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

參考文獻：

[1]易開剛.我國農(nóng)村現(xiàn)代化商品體系的構(gòu)建[J].商業(yè)經(jīng)濟與管理,2006(12):18-21.

[2]陳煜，賀盛瑜.農(nóng)村商品流通模式的創(chuàng)新研究[J].農(nóng)村經(jīng)濟,2009(7):109-111.

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

[4]裘國榮.商品流通規(guī)律討論會中主要論點簡介[J],財貿(mào)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(jīng)濟增長的3個主要因素，這其中，消費對與經(jīng)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(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換和消費需求擴張已經(jīng)成為我國經(jīng)濟高速增長的主要動力。進入21世紀，居民消費結(jié)構(gòu)變化對于國民經(jīng)濟發(fā)展的影響不斷增大，消費結(jié)構(gòu)問題一直是消費經(jīng)濟研究的重要內(nèi)容，是一定時期人民群眾消費狀況的重要標志。

國內(nèi)對于消費結(jié)構(gòu)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(jīng)濟學》中系統(tǒng)研究了消費結(jié)構(gòu)問題,是我國進行消費結(jié)構(gòu)理論研究的開端。丁聲俊、葉方恬（1990）在《中國消費結(jié)構(gòu)和食物結(jié)構(gòu)》一書著重研究了食物消費結(jié)構(gòu)問題，并分析比較了國內(nèi)外消費結(jié)構(gòu)的一般趨勢。林白鵬（1993）在其所著《中國消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)聯(lián)研究》一書中將消費結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)兩個領(lǐng)域聯(lián)系起來研究。孫鳳等（2000）通過面板數(shù)據(jù)分析了中國城鎮(zhèn)居民收入差距對消費結(jié)構(gòu)的影響。尹世杰（2001）在《中國消費結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)合理化的途徑，并指出“要實現(xiàn)消費結(jié)構(gòu)合理化，必須實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化；要實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，又必須根據(jù)消費結(jié)構(gòu)的變化，不斷調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)”。趙衛(wèi)亞（2003）建立了中國城鎮(zhèn)居民的變系數(shù)面板數(shù)據(jù)模型，在此基礎上分析了不同收入層次的城鎮(zhèn)居民家庭消費結(jié)構(gòu)的差異。周建軍等（2003）運用擴展線性支出系統(tǒng)模型和趨勢分析方法對我國1992-2001年城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)進行了研究。綜合分析現(xiàn)有的研究成果可以清楚地看到，改革開放以來中國消費經(jīng)濟有了重大突破。首先是表現(xiàn)在經(jīng)濟增長方式實現(xiàn)了轉(zhuǎn)型，國民經(jīng)濟轉(zhuǎn)型方向總體上是從“外需依賴型”轉(zhuǎn)向“內(nèi)需擴大型”，從“投資拉動”轉(zhuǎn)向“消費拉動”，從“生產(chǎn)經(jīng)濟”轉(zhuǎn)向“消費經(jīng)濟”。其次表現(xiàn)在消費結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型上。城鎮(zhèn)居民消費逐漸由重實物消費轉(zhuǎn)為物質(zhì)消費和服務消費并重；農(nóng)村居民消費也由溫飽型逐漸向小康型轉(zhuǎn)變，由生存性消費逐步轉(zhuǎn)為發(fā)展性消費。就實際情況而言，我國城鎮(zhèn)居民收入高、消費量大、商品化程度高，其消費對農(nóng)村居民有一定的示范作用，在消費結(jié)構(gòu)的研究中占有重要地位。因此，城鎮(zhèn)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(jīng)濟學家Liuch（1973）在英國計量經(jīng)濟學家R.stone于1954年提出的線性支出系統(tǒng)（LES）基礎上修改而成的。擴展線性支出系統(tǒng)（ELES）模型較以前的線性支出系統(tǒng)（LES）模型相比較，其在研究消費結(jié)構(gòu)的變動特征和靜態(tài)分析方面則顯示出了相對較多的優(yōu)越性，彌補了LES模型的一些缺陷。該系統(tǒng)假定某一時期內(nèi)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(guān)，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(shù)。其經(jīng)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(guān)。扣除基本需求支出后的收入則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(shù),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=-?。?）

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(jīng)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(gòu)建城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)的ELES模型，基于數(shù)據(jù)的可得性、可用性和權(quán)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(zhèn)居民家庭可支配收入數(shù)據(jù)和消費支出數(shù)據(jù)(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(jù)目前通行的統(tǒng)計口徑，把城鎮(zhèn)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(yī)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(shù)據(jù)進行計量分析。

表1我國城鎮(zhèn)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(jié)構(gòu)正從農(nóng)業(yè)的、鄉(xiāng)村的傳統(tǒng)型社會，向工業(yè)的、城鎮(zhèn)的、開放的現(xiàn)代型社會轉(zhuǎn)變，農(nóng)民工的數(shù)量在急劇增長。由于經(jīng)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(huán)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(huán)境（文化、科技、教育、信息）如何影響農(nóng)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(guān)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(nóng)民工的身心健康、盡量減少和避免各種流行病、職業(yè)病的發(fā)生和發(fā)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(wěn)定與和諧發(fā)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(qū)（包括13個地級市、1個自治州）的農(nóng)民工作為研究對象，以建筑業(yè)和服務性行業(yè)工作的農(nóng)民工為主要研究對象。

1.2研究方法

1.2.1問卷調(diào)查法

根據(jù)本文所需要的研究信息，分別對相關(guān)部門行政領(lǐng)導、農(nóng)民工體育消費心理和行為設計問卷——（體育人文環(huán)境對我省農(nóng)民工體育消費心理和行為影響的調(diào)查問卷）。湖南省包括14個地級行政區(qū)，每個地級行政區(qū)抽取四個縣（東南西北方位各一個縣），每個縣發(fā)放50份調(diào)查問卷給當?shù)氐霓r(nóng)民工。累計發(fā)放農(nóng)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(jīng)濟論文，有效問卷回收率87.3%，符合統(tǒng)計學要求。對問卷的效度采用經(jīng)驗評價方法進行了檢驗。聘請了10位專家對問卷的內(nèi)容和效度進行了檢驗。其中有7位專家認為問卷的內(nèi)容和效度完全合理，3位專家認為基本合理。并根據(jù)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(diào)查，時間間隔為兩個月，經(jīng)比較，信度系數(shù)為0.93，表明此次問卷調(diào)查的結(jié)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(tài)度，走訪有關(guān)專家以及在各種職業(yè)農(nóng)民工的相關(guān)部門的負責人，就我省農(nóng)民工體育消費心理和行為的現(xiàn)狀、農(nóng)民工體育消費的體育人文環(huán)境以及農(nóng)民工在體育消費中所面臨的實際問題進行訪談，并請有關(guān)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(jù)研究需要，查閱了大量關(guān)于體育人文環(huán)境對湖南省農(nóng)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(jù)，為本文的設計和構(gòu)思提供了參考。

1.2.4數(shù)理統(tǒng)計法

對回收的問卷用Spss11.5版本進行統(tǒng)計分析，根據(jù)研究的需要對調(diào)查所得數(shù)據(jù)進行常規(guī)數(shù)理統(tǒng)計處理。

1.2.5邏輯分析法

通過文獻資料的獲得，在問卷調(diào)查所得的數(shù)據(jù)經(jīng)數(shù)理統(tǒng)計后對其進行邏輯分析。

2．結(jié)果與分析

2.1體育人文環(huán)境的內(nèi)涵

社會體育人文環(huán)境，是指以關(guān)心人、尊重人、重視人、為人的身心和諧發(fā)展服務為宗旨，在社會體育的發(fā)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(guān)懷，體現(xiàn)“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(gòu)建科學健身、文明健身、快樂健身。[2]城市體育文化內(nèi)涵給人一種歷史感，傳統(tǒng)的體育項目得到了長足的發(fā)展，現(xiàn)代化的體育項目不斷更新，理念不斷升華，使傳統(tǒng)與現(xiàn)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(tǒng)的尊敬。[3]總結(jié)體育人文環(huán)境包括文化環(huán)境、科技環(huán)境、教育環(huán)境和信息環(huán)境。

2.2文化環(huán)境對我省農(nóng)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(huán)境中，體育消費必然受到所在社會文化環(huán)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(jié)構(gòu)的核心經(jīng)濟論文，它反映著農(nóng)民工所處的文化環(huán)境和文化傳統(tǒng)對其心理的制約和影響。我省農(nóng)民工的消費很注重性價比，說明我省農(nóng)民工的消費價值觀和民族的傳統(tǒng)價值文化是緊密相連的。調(diào)查還發(fā)現(xiàn)，我省18%的農(nóng)民工愿意與家人共同參與體育活動，這說明我省農(nóng)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(huán)境對我省農(nóng)民工體育消費心理和行為的影響

科學技術(shù)是社會生產(chǎn)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(shù)，在消費行為上表現(xiàn)出對高科技產(chǎn)品的興趣。[3]調(diào)查表明，僅有18.6%的農(nóng)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(nóng)民工認為是“必要”的，其中38.7%的農(nóng)民工“能承受”，43.8%的農(nóng)民工“不能承受”。這說明農(nóng)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(xiàn)的價值追求

我省農(nóng)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(jié)構(gòu)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(nóng)民工參與全民健身的物質(zhì)保障。在被調(diào)查的農(nóng)民工中，大多數(shù)農(nóng)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(nóng)民工認為有點缺乏，30.2%的農(nóng)民工認為非常缺乏；僅有少數(shù)農(nóng)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(diào)查總?cè)藬?shù)的2.8%。

2.4教育環(huán)境對我省農(nóng)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(jīng)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(jīng)濟收入，達到鍛煉的目的即可。[5]

調(diào)查結(jié)果顯示，我省不同學歷的農(nóng)民工在體育消費的結(jié)構(gòu)上有所不同，高學歷的農(nóng)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(nóng)民工。不同文化程度的農(nóng)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(nóng)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(nóng)民工則多選擇器械性力量作為他們的活動內(nèi)容。

2.5信息環(huán)境對我省農(nóng)民工體育消費心理和行為的影響

信息環(huán)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(gòu)成的環(huán)境。[5]在現(xiàn)代生活條件下，現(xiàn)代化的傳播媒介，大大縮短了人們的社會距離經(jīng)濟論文，體育的特殊社會價值和它的迅速發(fā)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(huán)境對體育消費和行為產(chǎn)生更了一定的影響。[6]體育健身指導和宣傳對農(nóng)民工健身技術(shù)、技能的形成和健身知識的掌握起著重要的作用，有利于農(nóng)民工體育興趣、習慣和能力的養(yǎng)成。調(diào)查中，大多數(shù)農(nóng)民工認為從未有人指導，是調(diào)查總數(shù)的56.1%，有26.2%的農(nóng)民工認為很少有人指導，僅有1.5%的農(nóng)民工覺得總是有人指導。

3．結(jié)論

3.1目前我省大多數(shù)農(nóng)民工在人文環(huán)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(nóng)民工的體育消費問題還沒未到足夠的社會關(guān)注，而農(nóng)民工對體育消費也沒引起足夠的重視。

3.3我省大多數(shù)農(nóng)民工都很喜歡也愿意參與體育健身活動，但由于大多數(shù)農(nóng)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(gòu)開展農(nóng)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(nóng)民工對全民健身的認知水平，激發(fā)他們參與全民健身的動機。

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

4.3完善相關(guān)法律，制定專門的體育服務體系的法律。保障我省每一個農(nóng)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(xù)發(fā)展。

[參考文獻]

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

[2]林偉.新時期我國社會體育人文環(huán)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(huán)境的幾點思考[J]. 遼寧體育科技，2008，4.

[4]海琦.我國農(nóng)民工體育現(xiàn)狀與發(fā)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(xiàn)狀調(diào)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(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力不斷提高，在國家一系列支農(nóng)、惠農(nóng)政策支持下，農(nóng)民收入連續(xù)幾年獲得穩(wěn)定增長，農(nóng)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(nóng)村是擴大內(nèi)需的突破口，經(jīng)濟增長的潛力在農(nóng)村，而農(nóng)村資金短缺，農(nóng)民貸款難問題嚴重制約了農(nóng)村的經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民生活水平的提高，阻礙了農(nóng)村市場的發(fā)展。這與我國建設社會主義新農(nóng)村的目標是相違背的。

本課題通過分析農(nóng)村消費信貸的現(xiàn)狀，發(fā)現(xiàn)其中的問題，并提出拓展農(nóng)村消費信貸市場策略，可為開拓農(nóng)村消費信貸市場提供政策建議和理論依據(jù)，使我國農(nóng)村需求潛力得到進一步的開發(fā)，農(nóng)民生活質(zhì)量得到提高，農(nóng)村金融市場實現(xiàn)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(nóng)村消費信貸在農(nóng)村經(jīng)濟建設中的作用及存在的問題，并提出拓展農(nóng)村消費信貸市場的相應策略。

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

思路：

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

最后，我想談談這篇論文的結(jié)構(gòu)和主要內(nèi)容。

本文分為三個部分，第一部分通過分析農(nóng)村消費市場的需求狀況，指出目前農(nóng)村消費市場缺少足夠的信貸支持，從側(cè)面說明拓展農(nóng)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(nóng)村消費信貸市場現(xiàn)狀，提出目前農(nóng)村消費信貸市場還存在著農(nóng)村金融服務體系不健全、農(nóng)村金融服務機構(gòu)信貸資金投放不足、農(nóng)村信貸產(chǎn)品創(chuàng)新落后于經(jīng)濟的變化發(fā)展以及農(nóng)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(nóng)村消費信貸市場存在的問題，提出加快改革步伐，建立商業(yè)性金融，合作性金融、政策性金融相結(jié)合，資本充足、功能健全、服務完善，運行安全的農(nóng)村金融體系；同時農(nóng)村信用社等金融機構(gòu)要不斷加強信貸風險管理，開拓創(chuàng)新，推出多樣化的信貸產(chǎn)品；政府部門要進一步加強政策扶持力度，完善相關(guān)法律法規(guī)以改善農(nóng)村金融的外部環(huán)境等若干對策。

篇（8）

一、引言

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

的關(guān)系一直都是經(jīng)濟學家們長期關(guān)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(diào)了收入對消費的決定作用,即認為消費是收入的函數(shù),如凱恩斯(Keynes)的絕對收入消費函數(shù)；杜森貝里(Duesenberry)相對收入假說下的短期消費函數(shù)；庫茲涅茲（Kuznets）的長期收入函數(shù)；弗里德曼(Friedman)的持久收入消費函數(shù)。直到20世紀80年代戴維森(Davidson)等人運用協(xié)整技術(shù)，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(shù)帶入了一個新的領(lǐng)域。近年來，國內(nèi)學者以這些消費函數(shù)理論為基礎，以協(xié)整技術(shù)和誤差修正模型為計量方法，結(jié)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(guān)系。同時國內(nèi)一些學者也對我國農(nóng)村居民的收入與消費關(guān)系進行了初步探討，于俊年分析了農(nóng)村消費需求狀況，并分別按不變價和現(xiàn)價對農(nóng)村居民消費與收入進行了實證分析，分析結(jié)果表明，農(nóng)村居民消費與收入之間存在很強的相關(guān)性；許韶杰建立了消費函數(shù)模型，并實證分析了我國農(nóng)村居民收入與消費的均衡關(guān)系，認為我國農(nóng)村居民消費水平受現(xiàn)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(guān)于消費和收入之間關(guān)系研究的成果比較多，但是多數(shù)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(qū)域的農(nóng)村居民收入與消費的相互關(guān)系的研究偏少。因此，本文以遼寧省為例，運用協(xié)整理論和格蘭杰因果檢驗，對農(nóng)村居民收入與消費的關(guān)系進行探討，以期發(fā)現(xiàn)內(nèi)在規(guī)律，為政府制定政策提供參考。

二、基于協(xié)整與誤差修正模型的分析

(一)變量、數(shù)據(jù)的選取和處理

本文的實證研究涉及反映農(nóng)村居民收入和農(nóng)村居民消費兩項統(tǒng)計指標，為排除人口總量和結(jié)構(gòu)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(nóng)村居民家庭人均年純收人(AY′)為解釋變量，農(nóng)村家庭平均每人年消費性支出(AC′)為被解釋變量。其中，農(nóng)村居民家庭人均年純收人是指農(nóng)村常住居民家庭總收人中，扣除從事生產(chǎn)和非生產(chǎn)經(jīng)營費用支出、可直接用于農(nóng)村居民進行生產(chǎn)性、非生產(chǎn)性建設投資、生活消費和積蓄的那一部分收人；農(nóng)村家庭平均每人年消費性支出指農(nóng)村居民用于物質(zhì)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(yī)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(shù)據(jù)來自《遼寧統(tǒng)計年鑒》，考慮到改革開放初期農(nóng)民收人超常增長的特殊性，不選擇1978-1983年數(shù)據(jù)分析，僅對1984-2009年的時間序列數(shù)據(jù)進行分析。為消除價格因素對時間序列數(shù)據(jù)的影響，取《中國統(tǒng)計年鑒》中“農(nóng)村居民消費價格指數(shù)(1984年=l00)”對AY′和AC′進行平減，得到實際的農(nóng)村居民人均年純收入(AY)和農(nóng)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(shù)列進行自然對數(shù)變換，記為LnAY和LnAC。

(二)變量的平穩(wěn)性檢驗

在進行協(xié)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(wěn)序列；反之，序列為非平穩(wěn)序列，對非平穩(wěn)序列隨機變量進行計量分析時會出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)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(guān)，而ADF檢驗則能夠處理隨機誤差項存在自相關(guān)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(wěn)性，并確定其單整階數(shù)，檢驗結(jié)果見表1。從檢驗結(jié)果看，在10%的顯著水平下，遼寧農(nóng)村居民收入與消費的對數(shù)序列是非平穩(wěn)序列，而其差分序列在1%的水平下平穩(wěn)，且均為I(1)序列。

表1 1984-2009年遼寧省農(nóng)村居民收入與消費數(shù)據(jù)的ADF檢驗結(jié)果

變量

檢驗類型

ADF值

1%臨界值

5%臨界值

10%臨界值

結(jié)論

LnAY

（C,T,1）

-2.330474

-4.3942

-3.6118

-3.2418

非平穩(wěn)

LnAC

（C,T,1）

-1.589616

-4.3942

-3.6118

-3.2418

非平穩(wěn)

LnAY

（c,0,0）

-4.104672*

-3.7343

-2.9907

-2.6348

平穩(wěn)

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(guān)注。溫鐵軍（2001）通過對農(nóng)戶借貸規(guī)模分布的研究，認為1985年前農(nóng)戶的貸款主要來自于農(nóng)業(yè)銀行與信用社，而在1990年后農(nóng)戶從銀行與信用社的貸款規(guī)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(nóng)戶的調(diào)查研究，發(fā)現(xiàn)正規(guī)金融在農(nóng)戶的生產(chǎn)生活中的形象較差金融論文，農(nóng)戶已經(jīng)把其排除在自己的生產(chǎn)生活之外。朱守銀（2003）通過調(diào)查，認為收入水平較高的農(nóng)戶向信用社借款的比例較高，而收入水平較低的農(nóng)戶更傾向于親朋好友借貸。葉敬忠等（2004）從社會學角度對農(nóng)村金融資源的供求進行分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村正規(guī)金融的供給對象主要是富裕的、擁有較高社會資本的農(nóng)戶，貧困農(nóng)戶主要的融資渠道是民間金融。

然而國內(nèi)的研究主要著重于從金融供給方面來實現(xiàn)農(nóng)村金融資源需求，主要包括增加金融機構(gòu)的布點、擴大融資的途徑來解決農(nóng)村金融的需求問題，而對于將農(nóng)戶作為有效的需求主體則較少作系統(tǒng)深入的分析論文提綱格式。已有文獻表明，農(nóng)戶是金融服務的消費者與金融市場提供者，農(nóng)戶才是農(nóng)村金融資源的有效消費者。因此，有必要對各地區(qū)農(nóng)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(yōu)化農(nóng)村金融資源配置，推動社會主義新農(nóng)村的又好又快發(fā)展提供有益的借鑒?；谝陨纤伎?，本文運用Tobit模型探索出農(nóng)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(nóng)戶的特征向量的條件下,農(nóng)戶如何選擇金融資源。而在一般狀況下, 農(nóng)戶選擇金融資源的比例 ∈[0，1]，數(shù)據(jù)被截斷，普通最小二乘法（OLS）估計的參數(shù)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(shù)據(jù)，以此來判斷各因素對農(nóng)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(jīng)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(nèi),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(qū)，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(guān)系數(shù)向量，為獨立的且～N(0, )

三：指標的選取及數(shù)據(jù)說明

一：指標的選取

運用Tobit模型分析農(nóng)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(nóng)村金融資源的需求產(chǎn)生顯著的影響?；谝陨峡紤]，并兼顧樣本數(shù)據(jù)的可比性、可得性、科學性與影響的重要程度，本研究構(gòu)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(shù)（人）

按家庭中實際上學人數(shù)計算

-

65歲以上老人（人）

按家庭中65歲（含）以上人數(shù)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(shù)計算

+

戶場收入（元）

按2006年家庭戶場收入計算

+

戶場財產(chǎn)與資產(chǎn)情況

耕地面積（畝）

按家庭實際擁有的耕地面積計算

+

生產(chǎn)經(jīng)營總值（千元）

按家庭生產(chǎn)經(jīng)營總值計算

+

果樹林木總值（千元）

按家庭果樹林木生產(chǎn)總值計算

+

牲畜總值（千元）

按家庭從事畜牧業(yè)所產(chǎn)生的生產(chǎn)總值計算

+

常數(shù)項

常數(shù)項

c

 

篇（10）

 

一、引言

通貨膨脹的影響因素研究一直是宏觀經(jīng)濟理論的重要研究方向，值得注意的是，現(xiàn)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(zhì)的財政稅收增加、特別是對間接稅轉(zhuǎn)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(guān)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(guān)系的方面。Barro (1976)提出,如果債券存量增長率超過產(chǎn)出增長率,持續(xù)赤字就會導致通貨膨脹[1]。Sarg-ent,Wallace(1981)也認為持續(xù)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(guān)研究，許雄奇、張宗益(2004)采用中國1978—2002年的數(shù)據(jù)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(xiàn)象,也是一個財政現(xiàn)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(qū)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(zhuǎn)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(chǎn)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(jīng)驗分析

我們以1978—2009年新疆居民消費價格總指數(shù)為因變量（1978年為100）,以財政收入的規(guī)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(shù)據(jù)主要是根據(jù)相應歷年新疆統(tǒng)計年鑒的數(shù)據(jù)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(shù)三次曲線擬合

我們構(gòu)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(shù)，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(shù)之間呈現(xiàn)N 型或倒N 型曲線關(guān)系；當β2 ≠0 且β3 = 0 時, 財政收入與居民消費價格總指數(shù)之間呈現(xiàn)U 型或倒U型曲線關(guān)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(shù)單調(diào)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(xiàn)=143.365，sig=0.000）

模型中系數(shù)都異于零，且擬合程度很高呈現(xiàn)比較明顯的N型趨勢，即居民消費價格指數(shù)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(shù)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(jīng)驗表明，財政收入和居民消費價格指數(shù)存在比較明顯的N 型曲線關(guān)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(jīng)濟下價格機制發(fā)揮正常作用CPI，價格扭曲現(xiàn)象得到糾正有一定的關(guān)系，不排除期間出現(xiàn)通貨膨脹。1998年以來，中國內(nèi)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(jīng)濟走向過熱發(fā)展的階段，CPI指數(shù)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(zhuǎn)移到下游部門最終由消費者承受，引發(fā)CPI指數(shù)上升。資源類產(chǎn)品特別是不可再生的上游類產(chǎn)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(zhuǎn)移到下游產(chǎn)業(yè)中并最終由消費者負擔，通過PPI影響到CPI，最終引發(fā)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(chǎn)品，價格的變動對需求量變動的影響小，稅負更容易轉(zhuǎn)嫁。同時，作為工業(yè)上游產(chǎn)品，石油、天然氣的供給彈性較大，生產(chǎn)商是壟斷供給，為保證超額利潤，稅負可以轉(zhuǎn)嫁到下游產(chǎn)業(yè)。因此資源稅從價征收的結(jié)果是下游產(chǎn)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(jù)現(xiàn)行資源稅率，新疆地區(qū)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(nèi)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(chǎn)陸上天然氣出廠基準價格已提高，新疆各油田所產(chǎn)天然氣供應工業(yè)用燃氣的基準價為每千立方米1200元左右，供應化肥生產(chǎn)和非工業(yè)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(chǎn)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?shù)卣鍪?2.8億元。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(chǎn)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(shù)y=304.5，CPI指數(shù)環(huán)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(fā)的居民消費價格指數(shù)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(shù)還將大幅增加。由于新疆生產(chǎn)的石油和天然氣價格上漲，不排除生產(chǎn)商減少新疆當?shù)厣a(chǎn)量而加大新疆以外地區(qū)的產(chǎn)量，通脹預期減弱的同時容易引發(fā)失業(yè)問題。

四、結(jié)論及政策建議

綜上分析，我們得出以下結(jié)論：

一是新疆地方財政收入和CPI指數(shù)之間符合三次函數(shù)的特征。目前，伴隨著財政收入的上漲，CPI指數(shù)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(jīng)濟租增加CPI，但同時會推動居民消費價格指數(shù)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(chǎn)品。生產(chǎn)廠商掌握著定價權(quán)。在節(jié)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的角度出發(fā)，減少對不可再生資源的依賴性，使用替代產(chǎn)品，發(fā)展新能源及戰(zhàn)略性新型產(chǎn)業(yè)，從這個角度上分析，戰(zhàn)略性新型產(chǎn)業(yè)采用新技術(shù)、新材料，對傳統(tǒng)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(chǎn)的角度出發(fā)，長期以來石油、天然氣的開發(fā)、煉制和批發(fā)銷售環(huán)節(jié)以法定的專營權(quán)形式固定下來。寡頭壟斷經(jīng)營下油氣產(chǎn)業(yè)缺乏競爭機制，必須打破壟斷機制，放開準入領(lǐng)域并放寬準入條件才能使產(chǎn)品供給彈性下降，價格轉(zhuǎn)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(xiàn)在新疆財經(jīng)大學經(jīng)濟學院任教 主要研究領(lǐng)域：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學、區(qū)域經(jīng)濟學

庫爾勒市、克拉瑪依市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十二個五年規(guī)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·