導(dǎo)言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇居民消費經(jīng)濟學(xué)論文，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內(nèi)容能為您提供靈感和參考。

篇1

 

一、引言

改革開放以來，中國的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略取得了巨大成功，但內(nèi)需不足的結(jié)構(gòu)性失衡問題一直未得到根本解決，尤其是廣大農(nóng)村居民消費率明顯偏低，已成為中國經(jīng)濟長期健康運行的隱憂。伴隨著世界經(jīng)濟進入后危機時代，以及中國改革向縱深推進，問題變得更為復(fù)雜。因此，深入研究農(nóng)村居民生活消費的主要影響因素及其作用機制，是一個具有重要現(xiàn)實意義和豐富政策蘊含的命題。

擴大內(nèi)需的最大潛力在農(nóng)村。本文對傳統(tǒng)的居民消費模型進行修正，研究了影響我國農(nóng)村居民消費的因素，把國家財政對農(nóng)業(yè)的支出、農(nóng)村居民消費價格指數(shù)等變量引入模型。結(jié)果顯示，農(nóng)村居民的人均純收入、財政用于農(nóng)業(yè)的支出水平對居民消費具有顯著影響。在此基礎(chǔ)上，本文探討了擴大農(nóng)村居民消費需求的財稅對策。

二、文獻綜述

（一）外文文獻綜述

關(guān)于居民消費需求的研究文獻較多，如凱恩斯絕對收入假說、杜森貝利提出了相對收入假說、以莫迪利亞尼為代表的生命周期假說和以弗里德曼為代表的持久收入假說。霍爾第一個正式把理性預(yù)期假說和LCH／PIH結(jié)合起來，得出了不確定性下消費者效用最大化的隨機游走模型。但Campbell和Deaton也提出了消費的“過度平滑性”，用以說明隨機游走假說與實證結(jié)果之間的矛盾。隨后發(fā)展起來的預(yù)防性儲蓄假說和流動性約束假說，采用了更符合現(xiàn)實的不確定性假定來研究消費最優(yōu)化行為。

在研究財政支出對消費的影響方面，F(xiàn)atas和Mihov、Blanchard&Peroti采用結(jié)構(gòu)向量自回歸方法對政府財政支出與居民消費關(guān)系做了考察，結(jié)果表明財政擴張會導(dǎo)致產(chǎn)出和居民消費的顯著增加。

在研究預(yù)防性儲蓄對消費的影響方面，哈波德認為社會保險可降低居民預(yù)防性儲蓄，首先，因為在居民面臨大額醫(yī)療支出或收入下降的情況下，在困難時期保障的存在降低了家庭所面臨的不確定性，由此可以降低居民的預(yù)防性儲蓄。菲爾德斯坦提出養(yǎng)老社會保障對居民儲蓄的替代效應(yīng)和引致退休效應(yīng)。他運用擴展的生命周期假說模型，考察了美國居民消費養(yǎng)老社會保障之間的關(guān)系。

（二）中文文獻綜述

我國對于消費需求的研究起步較晚，對于影響居民消費因素的研究主要集中在以下幾個方面：一是關(guān)于居民收入對其消費的影響。在諸多研究當(dāng)中，眾多學(xué)者都認為收入水平一直是影響居民消費的主要因素，二者之間存在長期穩(wěn)定地均衡。陳天祥、李貴榮（2001）分析了我國農(nóng)村居民消費不足的原因，認為影響農(nóng)村居民消費的因素可歸結(jié)為三類：較低的農(nóng)村居民純收入水平；勤儉節(jié)約的消費觀念；宏觀經(jīng)濟發(fā)展，其中收入水平對農(nóng)村居民消費取決定性的影響。黃少安和孫濤（2005）從家庭倫理、道德習(xí)慣等非正規(guī)制度的角度分析研究了中國等國家和地區(qū)居民消費和儲蓄的特點，并沿用和擴展代際交疊模型，用最優(yōu)化條件分析了我國居民在儲蓄和消費行為等方面的特征和存在的問題。

二是社會保障支出對居民消費影響的研究綜述。吳敬璉（1998）指出，在社會生活越來越不確定的情況下經(jīng)濟學(xué)論文，要想擴大消費首先要讓消費者對未來的預(yù)期越來越好。劉鈞（2000）認為社會保障問題制約著消費啟動的作用力度，完善的社會保障運行機制可以提高居民的邊際消費傾向，可以替代居民用于養(yǎng)老和防止意外事故而進行的儲蓄。王云、辜萍（2001）通過分析社會保障制度對城鄉(xiāng)居民收入分配、消費觀念等消費行為的影響，認為社會保障制度與城鄉(xiāng)居民消費行為存在非常密切的關(guān)系，社會保障制度的健全與完善有利于擴大城鄉(xiāng)居民消費，推動經(jīng)濟增長。

三是財政支農(nóng)對居民消費影響的研究綜述

國內(nèi)學(xué)術(shù)界對財政支出對農(nóng)村居民消費的影響也進行了一些研究。許允彬、趙衛(wèi)亞（2007）使用半?yún)?shù)模型考察了農(nóng)村產(chǎn)出對農(nóng)村居民消費的影響。財政農(nóng)業(yè)支出、農(nóng)村產(chǎn)出與農(nóng)村居民消費等農(nóng)村經(jīng)濟變量之間是密切相關(guān)、相互影響的，財政農(nóng)業(yè)支出的政策效應(yīng)也會隨時間動態(tài)地變化。張陽、楊宏嶄（2010）利用協(xié)整和誤差修正模型對山東省財政支農(nóng)支和農(nóng)村消費之間的關(guān)系進行實證研究，發(fā)現(xiàn)山東省的財政支農(nóng)支出與農(nóng)村消費之間存在Granger因果關(guān)系、長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系、同向變動關(guān)系和相互促進作用。

四是預(yù)防性儲蓄方面。不少學(xué)者認為未來的不確定性越大，預(yù)期未來的消費增長就越大，預(yù)防性儲蓄就越多。劉麗敏（2004）認為思考中國農(nóng)村居民儲蓄行為及影響因素必須要結(jié)合中國經(jīng)濟體制變遷。還有不少學(xué)者研究了城鄉(xiāng)居民消費的流動性約束問題，認為流動性約束太強和消費者短視行為是造成我國目前消費疲軟的根本原因。

還有眾多學(xué)者分析研究了就業(yè)、人口年齡結(jié)構(gòu)等因素對居民消費的影響。如施祖輝（1997）通過對就業(yè)率與居民消費增長之間關(guān)系的實證分析，研究了就業(yè)對消費的影響。[1]

三、山東農(nóng)村居民人均消費情況分析

自改革開放以來，伴隨著收入水平的提高，如下圖所示，山東農(nóng)村居民人均消費也呈現(xiàn)出大幅增長的趨勢，從1978年的農(nóng)村人均消費僅為93.69元，增長到2008年的4077.05元，并且在1995年及其以后年份出現(xiàn)一個人均消費快速上升的趨勢，并且在2006年之后又進入了另一個快速上升的階段。

圖1 1978-2008年山東農(nóng)民人均消費線條圖

以上只是對歷年數(shù)據(jù)中山東農(nóng)村居民人均消費的規(guī)模大致分析情況，關(guān)于山東農(nóng)村居民人均消費背后增長的原因還有待于進一步分析。以下將引入一些列影響農(nóng)村居民人均消費的變量對其進行定量實證分析論文格式。

三、數(shù)據(jù)與模型設(shè)定

本文所使用的數(shù)據(jù)為1978—2008年的年度數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來源于山東省統(tǒng)計年鑒（2008）及山東統(tǒng)計信息網(wǎng)，根據(jù)相關(guān)理論及數(shù)據(jù)的可得性，本文選取山東省農(nóng)村人均消費支出（ct）為被解釋變量，農(nóng)民人均純收入（yt）、財政支農(nóng)支出（gt）、農(nóng)村消費價格指數(shù)（pt）作為影響農(nóng)村居民消費的解釋變量。

其中，財政用于農(nóng)業(yè)的支出主要包括：支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項費用、農(nóng)村救濟費、新型農(nóng)村合作醫(yī)療等等。農(nóng)村消費價格指數(shù)采用的是以1977年為基期，1977年的農(nóng)村消費價格指數(shù)為100。

同時為了消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對變量進行對數(shù)變換，變換后不影響原序列的相關(guān)性。分別用Lnct、Lnyt、Lngt和lnpt表示取自然對數(shù)后的農(nóng)村人均消費水平、農(nóng)民人均純收入、財政支農(nóng)支出、農(nóng)村消費品價格指數(shù)。

四、多線段回歸模型

通過觀察分析山東省農(nóng)村人均消費水平及其線條圖可知，數(shù)據(jù)在1995年、2006年有兩個顯著的突變點，可以建立關(guān)于人均消費水平與時間變量的多線段回歸模型進行研究，以下將對其進行分析。

建立模型：

其中，T為時間變動量，當(dāng)時間為1978年時，T=1；當(dāng)時間為2008年時，T=31。D1、D2為虛擬變量，在1995年以前（不包括1995年），D1取0，D2取0；在1995-2005年，D1取1，D2取0；2006年之后，D1、D2都取1。

運用Eviews 6.0對上述模型進行回歸分析，得到以下回歸方程：

Ct=-110.366+62.913T+103.903(T-18)D1+474.085(T-29)D2

t=(-1.332) （9.041） (6.322) (4.703)

=0.977 F=381.556DW=1.490

從回歸結(jié)果可以得出如下分析：t檢驗值(除常數(shù)項外)、F檢驗值、呈現(xiàn)出高度的顯著性，并且不存在明顯的自相關(guān)問題。可見，可以從1995年、2006年進行分段。

按1995、2006年進行分段，可得到以下分段回歸線性函數(shù)：

五、實證回歸分析

（一）ADF檢驗

在運用經(jīng)濟變量建立模型時，通常要求時間序列是平穩(wěn)的。否則，通過普通最小二乘法得到的回歸分析結(jié)果可能是毫無意義的偽回歸，而經(jīng)濟時間序列常常是非平穩(wěn)的。

運用Eviews6.0對時間序列l(wèi)nct和lnyt、lngt、lnpt進行ADF檢驗，以判斷時間序列的平穩(wěn)性。若ADF值大于臨界值，則意味著變量時間序列含有一個單位根，即變量時間序列是不平穩(wěn)的；否則，若ADF值小于臨界值，則認為變量的時間序列是平穩(wěn)的。

ADF檢驗結(jié)果見表1

表1 ADF檢驗值表（lnct、lnyt、lngt、lnpt）

 

變量

檢驗類型

ADF檢驗值

5%臨界值

結(jié)論

lnct

(C,T,2)

-3.013053

-3.574244

非平穩(wěn)

Dlnct

(C,0,2)

-3.776756

-2.971853

平穩(wěn)

lnyt

(C,T,2)

-2.881591

-3.574244

非平穩(wěn)

Dlnyt

(C,0,2)

-3.519626

-2.971853

平穩(wěn)

lngt

(C,T,2)

-2.089553

-3.568379

非平穩(wěn)

Dlngt

(C,0,2)

-3.481609

-2.967767

平穩(wěn)

lnpt

(C,T,2)

-2.586008

-3.568379

非平穩(wěn)

Dlnpt

(C,0,2)