学文网消费支出论文第1篇
第二次世界大战结束以后，凯恩斯主义在西方许多国家大行其道。凯恩斯主义流行的结果之一就是***府支出不断攀升和***府规模不断扩大。这促成了学者们对***府支出是否影响和如何影响居民消费问题的关注。20世纪70年代开始，这方面的研究成果越来越多。我国学者则是自21世纪以来才开始关注这个问题。目前国内外学界在***府支出与居民消费的关系问题上主要形成了三派观点：（1）挤出说。这种观点认为，***府支出增加会对居民消费产生挤出效应，或者说，***府支出与居民消费之间是一种替代关系。（2）挤入说。与前一种观点相反，这种观点认为***府支出增加会对居民消费产生挤入效应，或者说，***府支出与居民消费之间是一种互补关系。（3）不相关或不确定说。这种观点认为，***府支出变化与居民消费变化之间没有相关性或具有不确定性。所谓不确定性是指，在某些条件下，居民消费与***府支出是互补的；但是在另一些条件下，居民消费与***府支出则是替代的。
1．国外学者的研究。贝利（M．J．Bailey）在其《国民收入与价格水平》一书中最先研究了***府支出与私人消费的关系，他通过对三部门国民收入决定模型的经验检验证明二者之间存在一种替代关系，即***府支出会部分挤出居民消费支出。［1］巴罗（R．J．Barro，1981）认为，***府支出增加将通过财富效应和替代效应两条渠道挤出私人消费，并且，暂时性的***府支出比持久性的***府支出产生更大的对私人消费的挤出效应。［2］科孟迪（R．C．Kormendi，1983）根据美国的经验数据估计出***府支出替代私人消费的系数约为0．2。［3］阿乔（AlanAschauer，1985）以霍尔（Ro－Hall，1978）的最优化消费模型和由此推导出的欧拉方程为基础，构造了一个带有辅助方程的消费方程，并用美国的经验数据估计出***府支出对私人消费替代程度的区间为［0．23，0．42］。［4］埃姆德（S．Ahmed，1986）用跨期替代模型证明英国的***府支出挤出了居民消费。［5］阿玛诺和威简托（R．Amano＆T．Wirjanto，1997）估计了***府支出与居民消费的跨期替代弹性和期内替代弹性，发现美国***府支出与居民消费存在替代关系，且期内替代弹性为0．9。［6］霍（T．W．Ho，2001）通过对24个OECD国家1981—1997年的面板数据计量分析发现，***府支出与私人消费呈现显著的替代关系，替代系数为0．5387。［7］埃斯惕威和桑切斯－劳皮斯（V．Esteve＆J．Sanchis－Llopis，2005）根据持久收入假说和1960—2003年的西班牙统计数据分析发现，西班牙的***府消费性支出与居民消费之间存在Edgeworth－Pareto意义上的替代关系。［8］但是另一些研究者发现，***府支出与私人消费之间是一种互补关系，***府支出增加不是挤出而是挤入私人消费。卡拉斯（G．Karras，1994）将***府支出函数直接引入了消费者的目标效用函数，应用30个国家1950—1987年的数据对消费的欧拉方程进行了计量分析，结果显示从总体上来说私人消费与***府支出是一种互补关系，即***府支出可以挤入私人消费，并且这种互补关系与***府规模呈反比关系。［9］奈伊和霍（C．C．Nieh＆T．W．Ho，2006）运用面板协整方法和1981—2000年的数据估计了23个OECD国家和地区私人消费与***府支出的期内替代弹性和跨期替代弹性，其结论是，从总体上看，私人消费和***府支出是互补的。布朗和韦尔斯（A．Brown＆G．Wells，2008）将面板协整方法运用于分析澳大利亚6个州的经验数据，其结论是澳大利亚的私人消费与***府支出呈现互补关系。［11］一个有趣的现象是，使用标准的随机动态一般均衡模型（DSGE）的研究者往往得出***府支出①冲击会挤出私人消费的判断，而一些使用向量自回归（VAR）技术的经验研究得出的结论却是，***府支出冲击通常会挤入私人消费。但是，有些学者又认为，***府支出挤入私人消费的结论可能是由于VAR技术本身的原因引起的。还有一些学者发现，***府支出与居民消费之间的关系是不确定的或不相关的。阿玛诺和威简托（R．Amano＆T．Wirjanto，1994）沿着霍尔（Rob－ertE．Hall）模型最优化的思路分析了1953—1993年加拿大***府支出对私人消费的影响，但在对欧拉方程进行计量分析时考虑了时间序列数据的协整和非协整两种情况，结果发现，在协整的假设下私人消费与***府支出是互补的，但是在非协整的假设下私人消费与***府支出则是替代的。［12］阿玛诺和威简托（R．Amano＆T．Wirjanto，1998）依据持久收入假说构建了一个嵌入了替代弹性不变函数的跨期替代弹性的效用函数，其结论是：当跨期替代弹性（对于跨期替代弹性的效用函数来说）大于、小于、等于期内替代弹性（对于替代弹性不变的效用函数来说）时，私人消费与***府支出呈现Edge－worth－Pareto意义上的互补、替代、不相关的关系。他们还进一步使用1953—1994年美国的季度数据估计出这两个替代弹性系数都约等于1．56，这意味着美国的私人消费和***府支出在Edgeworth－Pareto意义上是不相关的。［13］克旺（Y．K．Kwan，2006）将协整方法用来分析东亚9个国家和地区的面板数据发现，在印度尼西亚和新加坡，私人消费和***府支出之间存在互补关系，而其他7个国家或地区的私人消费和***府支出之间存在着替代关系，不过替代程度大小不同。
2．国内学者的研究。我国学者对***府支出与居民消费的关系的研究始于1998年我国第一次大规模实施积极的财******策、扩大内需以后。国内学者在这个问题上的结论也是莫衷一是。***办公厅课题组（2001）认为，关于私人消费和***府支出，有人认为它们具有某种替代关系，这需要具体分析。从财***支出结构看，某些种类的***府支出例如招待费，的确是私人支出的替代品；但其他一些支出诸如交通设施支出，则是私人消费的互补品；其他许多公共支出可能既是私人消费的替代品又是互补品。［15］胡东书（2002）使用2000年以前中国的时间序列数据所做的回归分析表明，***府支出变动与居民消费之间呈正相关关系，二者之间从整体上看是互补关系而不是替代关系，***府支出增加对居民消费的作用是挤入的而不是挤出的。［16］谢建国和陈漓高（2002）通过建立一个居民消费的跨期替代模型，分析了中国的***府支出与居民消费之间的关系，认为在短期内，中国***府可能通过增加***府支出的方式增加总需求，但在长期均衡时***府支出完全挤占了消费支出。［17］黄颐琳（2005）通过构建实际的经济周期（RBC）模型，利用随机动态一般均衡（DSGE）方法对中国经济进行实证检验。结果表明，改革开放后***府支出对居民消费产生了一定的挤出效应。［18］李广众（2005）在消费者最优选择欧拉方程基础上推导出用以分析***府支出与居民消费之间关系的模型，然后对全国、城镇和农村的样本进行估计，结论是：改革开放以来，中国***府支出与居民消费之间表现为互补关系。［19］张治觉和吴定玉（2007）利用可变参数模型对我国1978—2004年的数据进行了动态分析，结果表明，从总体上分析，在大多数年份***府支出对居民消费产生引致效应；从结构上分析，***府投资性支出对农村居民消费和城镇居民消费产生了挤出效应；从1998年开始，***府消费性支出对农村居民消费和城镇居民消费产生了引致效应；***府转移性支出在大多数年份对农村居民消费和城镇居民消费产生了引致效应。申琳和马丹（2007）对1978—2005年我国***府支出影响居民消费的两个渠道（消费倾斜渠道和资源撤销渠道）进行了经验分析，发现我国人均***府支出增加通过消费倾斜渠道促使人均居民消费上升，通过资源撤销渠道使得人均居民消费下降；综合来看，人均***府支出增加通过两种渠道最终导致人均居民消费下降，即***府支出与居民消费存在长期替代关系。楚尔鸣和鲁旭（2008）通过构建***府支出与居民消费跨期替代模型，并利用1990—2005年我国27个省、直辖市和自治区的相关数据进行面板协整检验和完全修正普通最小二乘估计，发现中国地方***府支出与居民消费呈现较弱的互补关系。杨子晖等人（2009）通过面板协整分析发现，中国***府消费支出与私人消费成互补关系。陈创练（2010）所做的面板数据实证分析的结果表明，我国***府消费与居民消费呈互补关系。但是，他又指出，***府消费与居民消费的互补程度可能受***府支出规模的影响。比如，随着***府支出规模的扩大，***府将减少与居民消费呈互补关系的公共物品（如国防支出）的提供，而增加与居民消费呈替代关系的公共服务（如科学教育卫生事业支出和学校午餐等）的供给。［24］胡蓉等人（2011）利用我国城乡居民1978—2009年的人均消费、***府支出和可支配收入等数据，通过建立协整方程和误差修正模型对***府支出如何影响居民消费进行了实证研究。结果发现，***府支出在短期内对居民消费具有挤入效应，而在长期则具有挤出效应。由上我们看到，我国学者主要是从总量上研究***府支出对（城乡）居民消费需求的影响，或把***府支出划分为消费性支出和投资性支出，再分别研究这两类支出对居民消费的影响。只有石柱鲜等人（2005）等少数几篇文章尝试从我国的财***支出结构或财***支出分类上分别考察这些***府支出对城乡居民消费的影响。在这个专题研究上，研究者大多把居民消费函数看做是线性的，把函数关系看做是已知的或确定的。不少研究者得出的结论与直觉或事实明显相悖，例如，有的文章认为，***府消费性支出增加会促进居民消费；还有的文章认为，***府支出与居民消费正相关；也有的文章认为，***府支出增加对居民消费没有影响；还有一些研究者把***府（财***）支出等同于***府消费。已有的研究成果提示我们，对中国财***支出与居民消费需求的关系有进一步深入研究的必要，可行的研究路径可能是要改变模型方法选择。
二、中国***府支出结构对居民消费影响的初步分析
笔者认为，从总量上研究中国***府支出对居民消费的影响可能过于综合，过于笼统，无法反映***府支出对居民消费的真实效应。因为我国***府支出既包括***府消费支出，也包括***府投资支出，还包括转移支出和民生支出，这些不同性质的支出对居民消费的影响应该是不同的，并且某些支出可能对城乡居民的消费需求影响也是不同的。因此，本文试***从***府支出的不同分类上来考察它们分别对城乡居民消费产生了什么样的影响。2007年我国国家统计局对财***支出项目分类进行了重大调整，由原来的5类27个项目调整为22个项目，不再按功能性质分类。1978年到2006年，我国***府财***支出按其功能性质划分为5大类：经济建设费支出、社会文教费支出、国防费支出、行***管理费支出和其他支出。***2显示的是1978—2006年我国***府的5大类支出分别在***府财***支出总额中所占比例的变化。可以看出，从1978年到2006年，经济建设费支出占比呈现明显的下降趋势；社会文教费支出占比呈现先上升后平稳的趋势；国防费占比自20世纪80年代中期以后呈现缓慢下降的趋势；行***管理费支出占比和其他支出占比都呈现明显的上升趋势。***府支出结构的变化从一个侧面映射了改革开放以来我国经济体制和经济结构的变化：随着我国经济体制由高度集中的计划经济体制向社会主义市场经济体制转型，***府和市场在资源配置中的作用呈现出此消彼长的变化趋势，经济建设的任务越来越多地由企业和个人承担，国家对经济建设的直接干预不断减少，这就导致了经济建设费支出占比大幅度下降。随着科教兴国战略的实施和社会保障制度建设，社会文教费支出占比不断提高。行***管理费支出占比上升较快反映了我国***府规模扩张较快，公部门控制和消费的资源过多。这5大类财***支出对城乡居民消费的影响应当是不同的。经济建设费支出。这类支出是国家用于生产性投资和基础设施建设方面的财***支出，它们主要形成物资资本和公共物品，如铁路、公路、机场、水利、电力、环境保护等。这类支出在短期可能会排挤居民消费，但是在长期可能会促进居民消费。经济建设费支出的资金主要来源于国家对企业和个人征收的税收，并且这类支出代表***府配置资源的规模，因此它在短期内可能会排挤居民消费。
在长期，这类支出可能会促进居民消费。例如，交通便捷会促进居民出行和旅游消费，电力供给有了保障会促进居民购买和消费家用电器。从市场经济中***府与市场的关系来看，***府通过经济建设费支出来配置资源的规模必须适度，不宜过大，否则会挤占市场和居民消费。社会文教事业费支出。这是国家用于科学研究、文化、教育、卫生、出版、广电、抚恤和社会福利救济等方面的事业费支出。这类支出主要是形成人力资本和民生工程，它有助于提高社会及其成员的科学文化素养和受教育水平，有助于提高社会福利水平。这类支出应当会促进居民消费。显而易见，***府投资九年制义务教育，提供教育、文化、体育、医疗卫生设施，必然会促进居民在教育、文化、体育和医疗卫生等方面的消费。国防费。这是国家用于国防建设的各种经费支出。国防是一个国家最大和最重要的公共物品，是防止企业和个人遭受外来侵略和掠夺的保障。因此，国防费支出虽然可能会挤占居民收入和消费，但是一个强大和稳固的国防会大大降低国民生存、发展、生产、消费的风险和不确定性。行***管理费。这是一种社会消费性支出，主要用于国家各级权力机关、行***管理机关和外事机构行使其职能所需要的开支，包括人员经费支出和公用性经费支出。在我国行***管理费支出中，直接用于行***人员开支的费用约占50％上下。近几年受诟病较多的“三公”经费就是行***管理费中的一大部分。在行***管理费支出中，一部分是***府为企业和居民提供公共服务的，这是经济和社会发展所必需的。但是在我国的行***管理费支出中，相当一部分是***府行***人员的纯粹性消费，这部分支出与公共服务供给的数量和质量没有什么相关性。一个公务员使用公款消费得越多越好，不意味着他提供的公共服务水平和质量就越高，反而有可能会降低公共服务水平和质量。其他支出。这包括***府财***年初预留的预备费，其他***府性基金支出，地震捐赠支出，发行销售机构业务费安排的支出，等等。这类支出很可能对居民消费的影响是中性的或影响不大。
三、基于可加模型的经验研究
笔者在文献综述部分提到过，在***府支出与居民消费的关系问题上，我国一些研究者得出的结论与直觉或事实明显不符，其中的一个重要原因是这些研究者把居民消费函数看做是线性的，把函数关系看做是已知的或确定的。本文尝试改变这种经验研究方法，使用可加模型来进行研究。1．可加模型简介。可加模型（additivemodels）是非参数统计分析中很重要的模型之一，它是线性模型的推广。与线性模型相比，可加模型具有以下特点：（1）假设自变量和因变量之间的函数关系未知；函数关系根据数据本身而得到。相比线性模型这更符合变量之间的实际关系要求。（2）对于因变量的分布没有限制，估计的结果具有稳健性。与线性模型要求因变量服从某个分布相比，可加模型更为合理。因为因变量是否服从某种分布实际上很难验证。虽然计量经济学给我们提供了很多检验服从分布的方法，但是严格来说，它们往往是检验其不服从某种分布，很难检验出服从某种分布。因为它们的原假设是服从某种分布。不拒绝原假设不等于接受原假设，这是两个概念。分析***府支出结构对城乡居民消费需求的影响，可加模型具有先天优势。***府支出结构对居民消费的影响不是一个静态过程，应该是一个动态过程；也可以说随着***府支出的变化，它们对居民消费的边际效应也是变化的，而不是一成不变的。另外，计量经济学分析中通常假定模型中变量之间的关系是线性关系，但是这些线性关系是在很强的假设下得到的，而实际经济活动中的变量之间关系呈线性关系的极少，绝大多数都是非线性的。因为影响变量的因素很多，在实际研究中，由于研究者受到主观和客观原因的制约，或为了研究的简化和方便，不可能考虑到所有这些因素，所以很强的假设易于构建模型和得出结论，但是很难符合实际和刻画变量之间的实际关系。2．可加模型应用。（1）数据来源与选取。
由于国家统计局在2007年对***府财***支出统计口径进行了重大调整，使得2007年前后的数据不可比，所以本文选取的是1978—2006年的***府支出数据，这些数据均来自1979—2007年《中国统计年鉴》。1978—2006年按照功能和性质我国***府财***支出划分为五大类：经济建设费支出、社会文教费支出、国防费支出、行***管理费支出和其他支出。下面我们将分析1978—2006年***府支出结构对城乡居民消费的影响①。为了消除数量级的影响，将数据进行自然对数变换。另外，为了方便，我们作如下记号：x1为经济建设费，x2为社会文教费，x3为国防费，x4为行***管理费，y1为农村居民消费，y2为城镇居民消费。（2）***府支出结构对农村居民消费需求影响分析。根据（1．1），***府支出结构与农村消费需求的可加模型为。从***3可以看出：（1）***府支出中的经济建设费支出对农村居民消费需求在一定范围内是有促进作用的，但当经济建设费支出超过该范围便会出现阻碍作用。（2）社会文教费支出对农村居民消费产生了“挤入效应”，促进了农村居民消费的增加。下***②显示，随着社会文教费支出的增加，农村居民消费支出也在增加。（3）国防费支出和行***管理费支出对农村居民消费产生了挤出效应，即这两类支出挤占了一部分农村居民的消费支出。下***③和***④显示这两类支出增加导致了农村居民消费支出减少。从***4可以看出：（1）财***支出中的经济建设费支出对城镇居民的消费需求在一定范围内是有促进作用的，但当经济建设费支出超过该范围便会出现阻碍作用。（2）社会文教费支出对城镇居民消费产生了“挤入效应”，促进了城镇居民消费的增加。下***②显示，随着社会文教费支出的增加，城镇居民消费支出也在增加。（3）国防费支出在一定范围内对城镇居民消费支出具有促进作用，但超出这一范围其影响变小。（4）行***管理费支出降低了城镇居民的消费支出。下***④显示这类支出增加导致了城镇居民消费支出的减少。（4）比较***府支出结构对农村、城镇居民消费需求的影响。综合起来看，***府财***支出中的经济建设费支出、社会文教费支出和行***管理费支出对农村居民和城镇居民消费需求的影响几乎是一样的。但国防费支出的影响不同。国防费支出对农村居民的消费有一定的阻碍作用，而对城镇居民在一定范围内有促进作用。我们认为，这个结果符合实际，许多***用设施和***民两用设施位于城镇，农村则很少，这在一定程度上有利于促进城镇居民消费需求的增加。当然，这个差异也可能是由于城乡居民对国防保障带来的安全性的认知程度不同，这种认知程度不同可能导致城乡居民消费函数中的不确定性的大小不同。（5）模型效果评价。为了评价模型，我们引入MSE（均方误差）、MAE（平均绝对误差）和MAPE（平均绝对百分误差）指标。从表1可以看出这三个误差指标都比较小。在应用可加模型时，如果MAPE＜10，模型预测的精确度就较高，而我们现在得到的MAPE小于0．5，可见我们使用的可加模型的效果非常好。［32］模型的拟合结果如***5和***6所示。从两个拟合***看，模型的效果也很好。
四、结论与***策含义
消费支出论文第2篇
长期以来，研究我国***府财***支出与居民消费关系的相关文献基本上都参考Tsung-WuHo（2001）［4］和谢建国等（2002）［17］等人的方法。即假设消费者的个人消费函数由两部分组成，一部分是私人消费，一部分是***府支出。本文采用消费者最优选择理论［17］研究***府财***支出结构、规模与居民消费之间的关系。
二、实证分析
（一）数据说明本文采用的数据主要来自相关年份的《中国统计年鉴》和中经网，其中rjxf为以人均实际居民消费度量的居民消费支出，rjsr为人均实际收入，ybgg为各省人均一般财***服务支出，ggaq为各省人均财***安全支出，wj为各省人均文教支出，shbz为各省人均社会保障的支出，ylws为各省人均医疗卫生支出，h***h为各省人均环境保护支出，cxsq为各省人均城乡事务支出，nlsw为各省人均农林水务支出，qtzc为各省人均其他支出。
（二）模型估计首先选择模型种类，分为混合数据模型，采用POLS估计；固定效应模型，采用固定效应（组内）估计量；随机效应模型，采用混合效应（GLS）估计量。第一步是Ftest（表1），检验固定效应和混合数据模型，零假设为混合模型。一般来说，p值小于0.05，我们拒绝零假设，p值大于0.1，则接受零假设。如果p值在0.05到0.1之间，则需要进一步斟酌。p值为0.0000<0.05，表示拒绝零假设，也就是拒绝混合模型，应该使用固定效应模型。第二步是BP检验，在随机效应和混合数据模型之间。零假设为混合模型，根据p值来判断。如上，p值为0.0000<0.05，拒绝零假设，接受随机效应。很显然，p值为0.0000<0.05，拒绝零假设，也就是我们应该采用固定效应。第三步，检查是否存在序列相关性和异方差性和截面相关性（表4）。结果显示，三种都存在。为了得出更稳定的结果，可以用FGLS修正。
（三）结果说明由表可以看出，在5%的显著性水平下，四项通过显著性检验，分别是人均收入（边际消费弹性为1.277）、文教支出（边际消费弹性为0.111）、社会保障支出（边际消费弹性为0.157）、城乡社区支出（边际消费弹性为-0.058）、农林水务支出（边际消费弹性为0.216）。可以看出人均收入对居民消费起挤入作用，文教、城乡水务和医疗卫生支出也对居民消费起挤入作用，而农林水务支出则是挤出了居民消费。第一，人均收入挤入了居民消费，在1%的水平显著。人均收入每增加1个百分点，居民消费将上升1.277个百分点。这是显而易见的，因为消费的最主要来源就是收入，一旦居民收入增加，那么可供支出的钱就增加了，自然会刺激居民增加开支来提高生活水平，从而提升了消费支出。第二，文教支出挤入了居民消费，在5%的水平显著。文教支出每增加1个百分点，居民消费将上升0.111个百分点。随着***府越来越重视教育，加大教育的支出力度，其实也引导居民加大重视，增加教育投入，比如***府多建学校，扩大招生规模，让更多的学生上大学，这就加大了开支，教育支出也是属于居民消费的一部分。第三，社会保障支出挤入了居民消费，在1%的水平显著。社保支出每增加1个百分点，居民消费将上升0.157个百分点。随着医疗技术提升，看病成本提高，国家增加社保的支出，则会在一定程度上减轻居民身上的负担，自然会留出有一部分钱可以用于消费。第四，城乡社区支出挤入了居民消费，城乡社区支出每增加1个百分点，居民消费将上升0.058个百分点。这方面可以理解为***府在社区方面增大了支出，相当于给予了居民补贴，完善社区基础配置等，生活环境变好了，正如广场舞，就是因为有一个好的大的广场，居民在锻炼器具、服饰等方面的支出就会增加。第五，农林水务支出挤出了居民消费，在1%的水平显著。农林水务支出每增加1个百分点，居民消费将下降0.216个百分点。国家增加农林水务方面的支出，使得农林水方面的投资效益被看好，居民增加了对农林方面的投资，因此较少了消费支出。
三、相关***策建议
消费支出论文第3篇
关键词:***府消费支出;PPS抽样;简单随机抽样
一、引言
国民经济核算中，***府消费是指***府部门为全社会提供公共服务的消费支出和免费或以较低价格向用户提供的货物和服务的净支出。***府消费与居民消费一起构成总消费，是一国最终需求的重要组成部分，增加***府消费支出是扩大内需的重要手段。中国经济发展存在严重的内需不足问题，必须把立足点放到依靠内需上来。***府首先应加大自身消费支出。***府加大对“三农”的支持力度、增加农村基础设施建设投资;完善社会保障体系;增加公共教育投入;增加城乡居民收入，提高其消费能力;培育成熟的消费环境等，这不仅是满足***府支出的需要，也是对于现实经济运行格局的一种强烈的支持保证。当社会个人与家庭的消费相对不足而没有集中起足够消费力量的格局下，关注***府消费支出，由***府等宏观管理部门主动地、适度地放松对消费支出的限制，是必需的***策选择。
在我国国民经济核算体系中，涉及***府消费核算的主要有三处:一是支出法国内生产总值核算;二是资金流量表实物交易部分;三是收入分配及支出账户。对我国***府消费支出的估计方法进行研究，可以为宏观经济***策的选择提供一些参考。本文通过对我国31个省、市、自治区的不等概率抽样和简单随机抽样，分别抽取15个、10个省市作为研究样本进行实证分析，同时对两种方法进行比较分析。
二、PPS抽样表述
(一)PPS抽样的基本内涵。不等概率抽样是指在抽取样本前给总体的每一个单元赋予一定的被抽中概率。不等概率抽样分为有放回与不放回两种情况。在有放回的不等概率抽样中，最常用的是按总体单元的规模大小来确定抽选的概率。设总体中第i个单元的规模度量为Mi，总体的总规模度量为M=M，则该单元的抽选概率为Z=，这种不等概率抽样称作按与规模大小成比例的抽样，简称PPS抽样。
(二)PPS抽样实施方法。PPS抽样方法有:累积总和法、拉希里方法、规模累积等距抽选的方法、***法等，本文主要采用规模累积等距抽选的方法。
规模累积等距抽选方法的表述:设总体单元数为N，其规模度量分别为M1，M2，…，MN，将规模度量按代码法进行累积，直至M=M。若抽取样本容量为n，则先求等距抽样的间隔K=，然后在1～K之间随机等概率抽取一个数，假设为r，则r所在的单元代码区间相应的单元即为被抽中的单元。以后每隔K个度量值，即r+K，r+2K，r+3K，…，r+(n-1)K等数字所在的单元代码区间的相应单元，即为被抽中的单元。
三、PPS抽样实证分析
选取我国31个省、市、自治区、直辖市2007年***府消费支出额数据。
(一)总体总量的估计
1、以2007年***府消费支出额作为规模Mi，并进行累计，得表1。(表1)
将M0=M=3824111除以样本量n=15，得抽样间隔K==254940.73。在1～K之间抽一随机数，假设R=175745，处于北京的代码范围，因此北京作为抽中的样本。其余样本代码为:175745+254940.73=430685.73，430685.73+254940.73=685626.46，940567.19，1195507.92，
1450448.65，1705389.38，1960330.11，2215270.84，2470211.57，2725152.3，2980093.03，3235033.76，3489974.49，3744915.22，分别是:河北、辽宁、黑龙江、江苏、安徽、江西、山东、河南、湖南、广东、海南、贵州、***。
2、这15个省市的被抽选概率为Zi=，分别为:北京0.0534，河北0.0514，辽宁0.0303，黑龙江0.0321，江苏0.0912，浙江0.0613，安徽0.0197，江西0.0195，山东0.0967，河南0.0526，湖南0.0359，广东0.0861，海南0.0049，贵州0.0137，***0.0240，用这15个样本省市来估计2008年的***府消费支出，采用汉森-赫维茨估计量，得:
==×(++…+)=4505720.155
故，估计推断这31个省市的***府消费支出额为4505720.155百万元。
3、抽样的方差:
()=-
=[(4955307.048-4505720.155)2+
(4268315.491-505720.155)2+…+(4481807.397
-450720.155)2]=5597070249.9182
4、置信度为95%的置信区间为:
±Z，即:
4505720.155±2
=4505720.155±149627.1399
即:4356093.015～4655347.295。2008年这31个省市的实际***府消费支出为4564495百万元，位于置信区间之内。
(二)总体均值的估计
1、==×4505720.155≈145345.8115(百万元)
2、方差的估计式:
()=-=×5597070249.9182≈5824214.6201
所以，总体均值的抽样标准误为:
=2413.3410
3、置信度为95%的置信区间为:
±Z即:
145345.8115±2×2413.3410
即:140519.1295～150172.4935。2008年平均每个省市的实际***府消费支出为147241.7742百万元，位于置信区间之内。
四、简单随机抽样实证分析
简单随机抽样又称纯随机抽样:设有限总体总有N个单元，从中抽取容量为n个单元的样本，使得每一个可能的样本都有相同的概率被抽中。具体应用到本文中的***府消费支出，把这31个省市按1～31排列，在EXCEL中生成一组n=10的随机数:15、30、4、10、8、27、16、9、12、21。即被抽选的省市为:山东、宁夏、山西、江苏、黑龙江、陕西、河南、上海、安徽、海南。
(一)总体均值的估计
1、==y=×(448602+19400+…+22631)=174053.9
即2008年平均每个省市的***府消费支出为174053.9百万元。
2、抽样方差
()=s=(1-)(y-)=×(1-)××217461902374.9=1636810017.88
抽样标准误:=40457.5088
(二)总体总量的估计
=N=31×174053.9=5395670.9
()=N(y)
=31×163680017.88
=1572974427178.44
=
=1254182.7726
五、结论
通过对全国各地区***府消费支出的PPS抽样估计，2008年全国各地区***府消费支出位于置信区间之内，并且通过PPS抽样和简单随机抽样的实证分析对比，我们可以很明显的看出，不论是总量估计还是均值估计，PPS抽样的方差都要小于简单随机抽样的方差，PPS抽样要明显优于简单随机抽样。由此可见，不等概率抽样虽然在实施方面较简单随机抽样复杂，但是对差异总体较大的总体单元进行抽样估计会更为精确有效。
主要参考文献:
[1]倪佳勋.抽样调查[M].广西师范大学出版社，2002.
[2]金勇进，蒋妍，李序颖.抽样技术[M].中国人民大学出版社，2002.
[3]陈彩虹.***府消费支出与扩大内需[J].财***研究，1999.8.
[4]顾莉洁.不等概率抽样中若干方法的比较[D].苏州大学，2003.
消费支出论文第4篇
(一)财***民生支出对居民消费的影响机制财***民生支出，即财***支出用于民生领域的开支。虽然对于民生支出没有统一的界定，但是根据基本公共服务的界定，财***民生支出的内容主要包括:教育、医疗卫生、社会保障和就业、环境保护和生态建设、公共安全等方面的支出。从理论上说，财***民生支出对居民消费的影响机制可以描述为:***府财***民生支出和居民消费之间是互补关系，财***民生支出对居民消费具有“挤入效应”，即***府财***民生支出的增加会引起居民消费的同方向增加，财***民生支出对居民消费的提振作用体现在两个方面:首先，在增加收入方面，教育、医疗卫生等民生支出通过提高居民的人力资本水平，提高个人获得持久收入的能力，从而增加居民的消费能力。而社会保障支出类民生支出则可以通过收入再分配，增加居民的可支配收入水平，使其减少消费预算约束，增加当期消费;其次，在减少支出方面，***府民生支出可以增加教育、医疗卫生、社保等民生类公共服务的供给，减少居民未来大额刚性支出的预期，改善居民消费环境，从而提高居民的消费意愿。
(二)近年来湖南省财***民生支出情况由于财***支出的统计口径在06－07年前后的变化较大，因此选取了2007－2012年湖南省分项财***民生支出的数据。在湖南省五项财***民生支出中，占比最高的是教育支出，其次是社会保障和就业支出、医疗卫生支出、公共安全支出、环境保护支出。总体上来看，五项支出的比例比较稳定，近年来没有特别大的波动，民生投入增加比较明显的是医疗卫生支出，由2007年的4．36%显著提高到了2011年的7．29%。
(三)近十年来湖南省城乡居民消费情况1．居民消费水平逐步提高，但速度较慢2012年全省城乡居民人均消费支出分别为14609元和5870元，比1992年增加12503元和5144元。但湖南城乡居民人均收入和人均消费的年均增长都低于人均GDP年均增速。2．居民消费率和消费贡献率双双持续走低最终消费是由居民消费和***府消费组成1992年湖南居民消费占到最终消费的90%，2000年下降到78%，之后下降趋势不变，2012年居民消费占76．4%。居民消费占比逐年下降。同期***府消费占比逐年提高。湖南省的经济增长模式基本属于消费需求和投资需求双驱动型。2000年以前湖南经济发展主要依赖消费，平均消费率达到70%以上。2000年以后随着工业化进程加快，基础设施和扩大再生产的需求不断加大，投资在经济增长中的地位显现。2000－2012年湖南投资率连续13年攀升，从2000年29．5%的提高到2012年的56．4%，对经济增长的贡献率也从2000年23．1%上升到2012年62．7%;消费率则从2000年69．6%下降为2012年的45．9%，对经济增长的贡献率从2000年68．7%下降为2012年39．8%。
二、湖南省财***民生支出与城乡居民消费关系的实证分析
(一)指标选取与数据来源1．指标选取(1)因变量(Y):Y1表示城镇居民人均消费;Y2表示农村居民人均消费(2)自变量(G)为人均财***民生支出。由于财***民生支出的项目较多，选取湖南省财***民生支出占比排在前三位的项目进行分析，包括:人均教育支出(G1);人均社会保障和就业支出(G2);人均医疗卫生支出(G3)(3)控制变量(I):I1表示城镇居民人均可支配收入;I2表示农村居民人均纯收入2．数据来源选用的变量:城乡居民人均消费支出数据、财***民生支出(含人均教育、人均社会保障和就业、人均医疗卫生支出)数据、城镇居民人均可支配收入及农村居民人均纯收入数据均来源于《湖南统计年鉴》(1992－2012年度)。
(二)模型构建与计量分析1．平稳性检验本文将所有变量取自然对数，然后本文采用ADF检验方法检验被分析序列的平稳性，即是否存在单位根及其个数。对滞后阶数的确定主要依据AIC、SC准则，由Eviews软件自动选择。ADF单位根检验的具体结果见表2，由表2可知，各序列的一阶差分均为单整，符合协整条件。2．协整检验对于同阶单整的时间序列，只有存在协整关系时，变量之间才会有稳定对应的函数关系。常用的协整检验方法有恩格尔———格兰杰两步法(AGE检验)和Johansen协整检验。采用Johansen协整检验。城市居民的人均消费(logy1)与人均财***民生支出(logg1、logg2、logg3)以及(3)控制变量(lo-gi1、logi2)之间的协整检验关系见表3，农村居民的人均消费(logy1)与人均财***民生支出(logg1、logg2、logg3)以及(3)控制变量(logi1、logi2)之间的协整检验关系见表4。由表3、表4可知，logy1、logy2分别与logg1、logg2、logg3以及logi1、logi2在5%显著水平上存在4个协整关系。3．回归结果运用OLS方法对城市居民的人均消费、农村居民的人均消费分别与人均财***民生支出与控制变量的关系，进行回归，得到表5、表6。
三、结论与建议
以上实证分析的结果表明，湖南省财***民生支出对居民的消费的影响效果在城镇和农村之间存在较大的差异。针对城镇地区:第一，财***社会保障和医疗投入对促进消费均有积极的效果，这表明，城镇地区财***对社会保障和医疗的投入，让居民省下了用于养老、就业、医疗等的开支，提高了居民的福利水平，让居民减少了后顾之忧，增加了消费;第二，财***教育投入没有提振城镇居民消费，对居民消费有一定的“挤出效应”。针对农村地区:第一，财***社会保障投入对居民消费提振有较为积极的效果，这表明，农村社会保障的投入，如社会福利、社会救助支出的增加，解决了农村居民的后顾之忧，节省了用于这些项目的开支，切实提高了居民的福利水平;第二，财***医疗卫生投入对居民消费的影响不显著，未能提振居民消费。原因可能是城镇居民对疾病认识程度更高，即便是小的发烧感冒也会去寻求医疗服务，减少健康损失，而在农村地区情况则完全不同，医疗支出费用占据了农民可支配收入的较大比例，农民内心抵触患病就医，无论如何都尽可能降低医疗费用支出，因此，即使***府加大对医疗卫生的投入，农民也不会认为他们省下了医疗的开支，从而增加消费;第三，与城镇一样，财***教育投入在农村依然没有提振城镇居民消费，对居民消费有一定的“挤出效应”。
消费支出论文第5篇
论文摘要摘要：消防大队的经费支出必须严格遵循支出流程审核管理制度，如此才能确保经费发挥最大程度的能效，保障各项任务的完成。
消防大队的经费支出管理，主要是按照批准的预算（经费收支计划），经过经费支出交换物资的过程，保障各项任务的完成。遵循经费支出原则，严格经费支出流程审核是确保经费支出正确、合理的有力保障，可以最大程度的发挥经费的使用效能。试就经费支出的原则和业务流程透析基层消防部队经费的使用管理。
1.经费支出的原则
1.1执行预算（经费收支计划）。经费支出应坚持先预算再支出的原则，且预算经费来源也已确定，能够得到充足保障。反之，预算中没有列入的项目，就没有经费保障，自然不能办理借款、预支、报销等经费支出业务。
1.2保证火场。火场的经费保障一般可通过猜测列入预算，但一些重、特大火场和抢险救援的开支，往往是不可猜测的，也就不可能列入预算。这是消防部队的职能、性质决定的。对重、特大火场和抢险救援事故现场这种具有战斗性质的非凡经费开支应采取先支出经费保障灭火战斗和抢险救援任务的完成，后办理调整预算、追加经费支出指标的手续，决不能以没有经费支出预算而贻误战机。
1.3压缩消耗。消防大队的经费开支大部分是行***消耗性支出，经费支出应以生成、提高战斗力为前提，合理计划，尽量压缩日常消耗品支出，提高经费使用效益。
1.4恪守权限。按照***消防局《有关经费审批权限的规定》，大队一级的经费开支审批权限为摘要：200元以下开支由财务人员根据预算（计划）和有关标准制度审核，大队分管领导审批；200元至500元以下开支由财务人员根据预算（计划）和有关标准制度审核，大队分管领导提请大队***（总支）审批；500元以上开支，按上述程序审核，由大队***（总支）提请支队业务部门同意后，报支队后勤处审批。经费开支的审批权限规定的很明确，报销审批程序也很严谨，但仍有不少干部乱序、越权审批。这里首先要解决的是熟悉新问题。任何时候都要清醒地熟悉到摘要：权力和责任永远是相等的，人的人生价值不是用审批权限来衡量的，工作的权力和责任不是个人待遇，按审批程序办理开支业务是分清经济责任的重要环节。
2.经费支出的审核
消防大队的经费支出业务，有货币直接支出、货币换回物资、经费报销结算和个别的实物支出四种类型。办理消防大队的经费支出业务，财务人员既是经费物资支付的经办人，又担负着经济业务审核复查的职责。作为经办人，不可能经办四种类型的全部业务，但作为审核复查人，大队的所有经济业务都在其职责范围以内。下面以审核复查为主线，探询消防大队经费支出业务的重点管理环节。
2.1货币直接支出业务。消防大队的经费支出业务，多数属货币直接支出业务，因此，货币直接支出业务是大队经费支出业务的主要业务类型。货币直接支出业务又可分为凭票报销付款，转账预付货款，现金临时借款和凭票配发实物四种性质不同的业务。在办理和审核这四种性质不同的货币支出业务时，应根据其性质确定不同的侧重点。
2.1.1凭票报销付款。凭票报销付款是以办理经济业务的原始凭证，经过审核、验收、批准等程序后，直接报销经费并领取现金或银行付款票据的业务方式。凭票报销付款业务方式的性质是本单位的经济权益和货币资产等额减少，表现为本单位自愿承担该经济业务的经费支付。凭票报销付款业务方式的特征是付出的货币收回的概率极小，也就是说其经办人、审核人和批准人防止经济损失的责任极大。因此，办理凭票报销付款业务必须注重以下事项摘要：一是受理业务票据时必须对票据进行严格、规范的审查。对经审查发现不合法、不真实、不准确、不完整和不符合报销程序的票据，不得受理。二是核对预算。看该付出业务是否列入预算，是否超出预算数额。三是对审查合格的票据在支付货币时，支付的现金不但要认真清点，而且必须复点，并和收款人当面结清；支付银行存款开具付款凭证不但要数字准确，而且要收款单位名称、收款银行、开户账号、填证时间、预留印鉴等情况都要清楚齐全；货币支付后在原始凭证上加盖“现金付讫”或“银行付讫”戳记。四是对“钱变物”的经济业务，不但要审查经费支付的票据，还要严格审查物品管理的手续资料。够固定资产标准的，是否办理了固定资产管理资料；属库存物资的，是否办理了入库手续；属在用物资的，是否办理了验收责任手续；应入账核算的物品，要根据原始凭证和有关资料记账。五是对用凭票报销的经费清偿债券债务关系的综合业务，要和原债权债务凭证一并审查，仔细结算清楚，假如有收回款项还应按收回款项的数额开给收据，结算结果要在经费结算表上的“结算栏”中填写清楚。
2.1.2转账预付货款。转账预付货款是在经济业务没有完成时提前支付一部分款项，在经济业务终结时结清所有款项的业务方式。转账预付货款业务的性质是支付经费，但并没有报销，使单位形成了债权。表现为本单位货币资产减少，而债权资产增加，单位的资产总额没有变化。转账预付货款业务的特征是债权资产的变现率较低，也就是说要承担预付的款项能否收回的责任。因此，办理转账预付货款业务时应注重以下事项摘要：一是严格审查付款依据。预付款项有合法的、符合经费支出审批程序文字依据，财务部门才能据以办理转款业务。付款依据可能是经济合同，可能是领导批件，也可能是某项协议。但都必须指明经济业务的具体内容，如和之发生经济关系的单位名称和性质，购货数量和单价，交货方式和地点，验收标准和办法，结算方式和期限，开户银行和账号，违约责任和处罚等情况。付款依据还必须有收款单位的收据，作为收到款项的证实凭证，不能仅凭文字依据办理付款业务。二是核对预算。就是看预付款项所办理的经济业务是否在年度预算项目之内，不在预算项目之列不能办理预付款。三是办理过付款业务的所有凭证资料，要及时整理并编制记账凭证登记入账。不能形成“票据抵库”使账账不符或账款不符。在核算往来款项的“暂付款”科目下，必须按收款单位名称设置明细科目具体核算债权清算情况。四是在经济业务结束清算货款时，先要抵扣预付款，以免形成死账、呆账、无头账。
2.1.3现金临时借款。现金临时借款业务方式和转账预付货款业务方式的性质、特征基本是一致的，它们的区别在于转账预付货款是由银行划转给债务单位，而现金临时借款是直接支付现金给个人。办理现金临时借款业务应注重的事项摘要：一是凭“借据”付款。借据一式三联，一联存根；一联付款记账；应交给借款人的一联，暂押在财务部门作为借款的证实，还清借款后再退给借款人。二是核对预算。没有列入支出预算的项目不能借款。三是临时借款要根据“借据”记账联，按照借款人姓名在往来款项科目即“暂付款”科目设置明细科目，具体核算债权清算情况。四是借款人办完经济业务报账时，必须先抵扣临时借款。五是严禁“白条抵库”和借款不入账的行为发生。
2.1.4凭票配发实物。凭票配发实物业务是大队凭物资调（支）拨单无偿地将库存物资配发给消防中队和大队机关使用。这类业务虽然没有直接和货币资产发生关系，但是，库存物资也是资产，资产无偿地发出必然要引起大队权益的减少。大队的库存物资有自购物资和供给物资两种来源，自购物资的减少必然要引起大队有关经费权益的减少；上级供给物资的减少，必然引起“供给基金”的减少。因此，凭票配发实物业务的性质实际上也是大队资产和权益的等额减少。凭票配发实物业务的特征是“明物暗钱”，受“重钱轻物”思想的影响，轻易忽视管理和核算。在办理凭票配发实物业务时应注重的事项摘要：一是配发实物必须开具正规的物资调（支）拨单。物资调（支）拨单最少一式四联，一联存根；一联大队财务记账；一联中队司务长记账；一联仓库保管员记实物账。不得无票发物，也不得打白条领物。二是分清“自购物资”和“供给物资”。大队的库存物资是流动实物资产，作为资产必然有其来源。自购物资的来源是用“银行存款”这一流动货币资产换回的流动实物资产，虽然其经费已从银行支付了，但并没有报销，实物资产无偿地发出形成减少，按照借贷相等的原则必须找出权益减少的对象。因为大队的自购物资是用大队的经费购买的，只能在大队把握的有关经费中报销无偿发出的实物资产；供给物资的来源是上级无偿调拨，大队并没有支付经费而增加了实物资产，当时实物资产入库时就按照借贷必相等的原则，给其确定了一个来源科目即“供给基金”，因此，对供给物资配发使用时形成减少，必然同时等额减少“供给基金”科目。三是对发出的实物资产既要登记经费账，又要登记物资账，还要做到账账相符。四是每次配发业务办完后，要及时清点盘库，检查核对发出物资业务的准确程度，切实做到账实相符。
2.2货币换回物资业务。消防大队的货币换回物资业务，就是通过支付银行存款或库存现金购回库存物资，把货币资产变成了实物资产，其权益并没有发生实质性的变化，也就是说其经费并没有报销。
货币换回物资业务在基层单位的业务量较少，但却是管理上易出现新问题的部位。其原因主要是领导等管理人员思想熟悉和观念存在偏差，认为经费支出后已报账，物品长短和自己已经无责任。这种思想就是熟悉不到货币资产变成实物资产后，其经费并没有报销，仍然还是挂在账上的。因此，办理货币换回物资业务必须注重以下事项摘要：
2.2.1严格控制物资管理定额。物资管理定额主要包括两部分内容摘要：一是库存物资限量。就是大队库存的各种物资不应超过的数量定额。超过限量存放物资，最易发生物资的积压、损坏，最终造成经费的浪费，因此，基层大队应尽量少购置库存物资，库存物资能够保障部队正常的物资保障即可。二是库存物资限额。就是大队库存的各种物资总计不得超过经费定额。超过物资定额购置存放物资，不但易造成物资的积压浪费，而且还会造成影响各项经费保障的严重后果。
2.2.2严格执行单位综合预算。大队的预算不是仅仅对经费而言的，大队的库存物资也是大队预算的主要内容之一。有的预算支出项目发出库存物资就可把预算支出保障项目完成，有的预算支出项目既要支出经费，还要发出物资才能完成保障任务。因此，用预算既控制经费管理，同时控制物资管理，是一种综合管理行为，其效益肯定高于单项管理效益。
2.2.3认真落实财产物资清查。财产物资清查盘点制度是财务管理重要内容之一，也是检查、核对、检验大队经费物资支出业务质量的主要办法。目前，我们基层单位在财产物资清查盘店制度方面普遍落实的不太好，从而引发了不少的经济新问题甚至案件，教训是非常深刻的。必须熟悉到，经费和物资管理是相辅相成、唇齿相依、互为因果的关系，任何重此轻彼的熟悉或行为都是不符合“三个代表”要求的。坚持定期认真地、彻底地、全面地清查财产物资，对清查出的新问题，必须查明原因，追究有关责任人的行***、经济、法律责任。
2.2.4积极学习市场经济知识。在市场经济条件下，尤其是我国加入世贸组织后，同时存在机遇和挑战。新形势就要求我们必须尽快学习市场经济知识，把握市场经济规律、市场价值规律、区域经济规律等经济知识；必须尽快学习市场采购经验，把握物价行情、供需矛盾、讨价还价、谈判技巧乃至集中采购、***府采购、***队采购等方法和经验；必须尽快学习财***金融知识，把握经济发展趋向猜测、财***状况升降猜测、银根松紧物价猜测等知识和眼光。按市场经济要求来处理大队的支出业务，就会趋利避害，减少经费支出，提高保障质量和效益。
2.3经费报销结算业务。经费报销结算业务是指办理经济业务开始时预支或借出经费，在经济业务办理终结时凭据办理经费报销和结算原预支或借出款项手续，解除债权债务关系的综合业务活动。
经费报销结算业务从三个方面引起单位的资产和权益的变化摘要：一是经费支出增加，二是债权权益减少；三是还可能引起货币资产的增加或减少。经费报销结算业务的特征是经费报销业务、债权债务结算业务和货币收付业务综合在一起进行，使业务内容复杂化，对基层财务人员的业务素质要求较高。办理经费报销结算业务应注重以下事项。
2.3.1严格审查凭证。审查经费报销结算业务的原始凭证包括摘要：一是报销经费的原始凭证。原始凭证是否真实、合法、准确、完整，需报销经费的业务是否纳入预算（计划）、是否超出预算，经办、复审、验收、批准等手续是否齐全，是否达到固定资产标准纳入固定资产核算和管理；二是原借款、预付款项的原始借据。原借据是否保管完整，有无分期还款记录，是否和借款人或单位的债务余额相符，和债务人或单位有无分歧；三是结算后需应收回一部分货币的原始票据。假如是结算后应支付货币，其原始凭证就是经费报销凭证，但必须在经费结算表的“结算栏”填清原借款数额、报销数额和付款数额，以明确结算关系和责任。假如是结算后应收回货币，则必须按入库货币数额开给收据。
2.3.2认真办理结算。办理债权债务结算业务必须头脑冷静，仔细认真，核对清楚，才能达到债权债务双方满足的效果，心平气和地解除债权债务关系。办理债权债务结算业务解除债权债务关系时，会出现三种结算情况摘要：一是报销数大于借款数。报销数大于借款数时，用报销数偿还原借款或预付款项后的余额，应支付给相应数额的货币（现金或银行存款）才能解除债权债务关系，现金或银行付款票据和原借据必须当时付清，并在原始凭证上加盖“现金付讫”或“银行付讫”戳记。不得“打白条”。二是报销数小于借款数。报销数小于借款数时，报销数不够偿还原借款或预付款项，必须收回相应数额的货币，才能解除债权债务关系。收回货币时必须开给和收款数额相符的收据（该收据应和报销凭证一并编制记账凭证），根据收据办理完货币收付后，应在收据上加盖“现金收讫”或“银行收讫”戳记，并将收据的“缴款人收执”联和原借据退给债务人或单位。假如暂时不能收回货币，那就不能解除债权债务关系，应当在原借据上注明扣还日期和数额，并由债务人在原借据上签章，仍在财务抵押。并在经费结算表的“结算栏”注明结算数额情况。三是报销数等于借款数。报销数等于借款数，正好用报销数偿还原借款或预付款项，不发生货币收付业务就解除了债权债务关系。应在经费结算表上的“结算栏”填明原借款数额和报销数额，以明确结算关系和责任。并将原借据退还给债务人或单位。
2.3.3细心清点货币。办理经费报销结算业务引起的货币出、入库业务，因为数额一般不大且比较繁忙，致使对货币的清点、鉴别、整理等方面会出现一些疏漏，是应当非凡注重的。不管业务头绪多么繁杂，都应以冷静的心态认真地、仔细地对货币或银行收付票据坚持清点、鉴别、复点的制度和手续，避免长、短款事故的发生。
2.4实物支出报销业务
实物支出报销业务就是库存物资投入使用时报销其占用的经费的经济核算业务。实物支出报销业务的性质是大队的经费和流动实物资产等额减少。实物支出报销业务的特征是达到固定资产标准的，将进入固定资产核算范围；达不到固定资产标准的，将进入物资账或在用物品登记簿按在用物品管理。实物支出报销业务的性质和特征决定了基层普遍不重视这个核算环节。因此，办理实物支出报销业务时应注重的事项有摘要：
2.4.1认清实物支出实质。一是实物支出报销是经费支出报销的一个重要环节，它的实质和经费支出报销的实质是一样的，都是单位的资产减少。二是库存物资虽然在购置时也付了款，报了账，但它只是资产类型的变化，由货币资产变成了实物资产，其所占用的经费并没有报销。三是对实物计价核算是新时期财务工作主要的拓展领域，是加强部队财务管理的重要举措，也是堵塞基层财务管理“暗流”的具体办法。四是库存资产的实物和经费都可以用“统一尺度”——货币来衡量。
2.4.2按照预算发放物资。物资发放是单位预算组成的一个方面，所有物资配发业务都应严格按照预算列定的支出数额控制支出。做到没列入预算支出的物资不发放，超预算数额的物资不发放，超标准物资不发放。因为，控制不住物资发放，单位经费预算的执行就成了无本之木的空话。
消费支出论文第6篇
【关键词】消费函数；消费性支出；可支配收入；预防性储蓄；流动性约束
凯恩斯（Keynes，1936）在《就业、利息和货币通论》中提出了“消费函数”的概念。认为收入和消费之间存在函数关系，在他看来，“无论从先验的人性看，或从经验中之具体事实看，所得之绝对量愈大，则所得与消费之差距亦愈大。一般而论，实际所得增加，则储蓄在所得中所占的比例增加”。该理论就是凯恩斯著名的“边际消费倾向递减规律”。消费变动同收入变动始终保持着函数的关系，称为消费函数。
一、凯恩斯消费函数
假设在决定居民消费的众多因素中，除收入外，其他因素都保持不变。凯恩斯用C=C（y）来表示消费和收入之间的关系，其中C是消费支出，y是收入水平。边际消费倾向MPC=c/y，平均消费倾向APC=c/y。如果消费支出和收入水平间存在着线性关系，则边际消费趋向为一常数，可以线性化地表示为：Ct=a+bYt，其中Yt表示第t期的可支配收入，Ct表示第t期的消费性支出，系数b表示边际消费倾向（MPC），和增加一单位的收入所引起的消费增加部分，系数a表示自发消费，消费函数表示自发消费与收入的引致消费之和。
二、凯恩斯消费函数实证检验
（一）模型构建
本文根据凯恩斯绝对收入假说消费理论，建立以下消费函数模型：Yi=β1+β2Xiμi。其中β1和β2为总体回归函数中的系数，μi为总体扰动项。本文首先根据1980至2012年内蒙古城镇居民人均年消费性支出和人均年可支配收入的数据做散点***，从而检验两个变量间是否存在相关关系。通过检验可以发现：人均年消费性支出和人均年可支配收入两个变量间相互关系的散点***上的点接近于一条直线，这说明两个变量间是存***性相关的关系的。
（二）实证分析和模型求解
本文根据凯恩斯消费函数的指标，选取了内蒙古城镇居民1980至2012年人均年消费性支出（Yi）和人均年可支配收入（Xi）共计33年的数据（单位：元）。这些数据摘自内蒙古自治区统计局编著的《辉煌的五十年》和《奋斗的内蒙古》，其余原始数据分别摘自历年《内蒙古统计年鉴》。
本文数据的处理使用Excel 2007，样本数据的实证分析使用Eviews 5.0软件工具。采用最小二乘法（OLS）对样本数据进行回归，回归估计的主要结果回归估计参数β=0.762307，表明内蒙古城镇居民人均年可支配收入如果每增减变动1元，那么城镇居民人均年消费支出就相应地增减变动0.762307元。这与凯恩斯消费函数中边际消费倾向的经济学意义相符。可决系数调整后R方为0.9983，表明找整体上所构建的模型对样本数据的拟合程度较高，也就是说解释变量“城镇居民人均年可支配收入”对被解释变量“城镇居民人均年消费支出”的绝大部分做出了解释，该估计模型也通过了T检验。
（三）异方差性的检验和修正
根据上述最小二乘法（OLS）的回归结果进行异方差检验，由White检验可知，Obs*R-squared=18.83061>x■■（2）
5.99147，因此拒绝原假设，但不拒绝备择假设，即该模型存在异方差，需要进行异方差的修正。
本文运用了加权最小二乘法（WLS）进行异方差修正。分别运用权数w1=1/X，w2=1/X∧2，w3=1/spr（X），模型经过这三种权数进行修正后的效果如下表1所示。
表1 三种权数修正结果
由于W3的调整后R方值（拟合程度）比W1的调整后R方值要好很多，同时W3的F值也要比W1的F值高很多，综合考虑，本文选择采用较优的W3做权数修正后的结果。
通过运用加权最小二乘法（WLS）而进行异方差的修正后，Obs*R方值=2.099138
（四）自相关的检验和修正
本文对于异方差修正后的回归结果，进行了自相关性的检验。Durbin-Watson stat=0.76089。对于样本量为33，一个解释变量的模型，5%的显著性水平，由查DW统计表可知，dL=1.383，dU=1.508。此时模型的DW=0.76089，正好落在0到dL=1.383之间的正自相关的区域，拒绝H0：p=0，即本例存在自相关。为解决模型的自相关问题，我们对X进行滞后一期处理，消除了自相关对本模型的影响。具体结果见下表2。
表2 修正自相关滞后一期结果
（五）回归方程与实证结论
由表4异方差修正后估计结果可得回归方程为：Yi=
20.83403+0.776226Xi；Se=（113.7098）（0.015839）；t=（0.183221）（49.00804）。调整后R方=0.998895，F=13108.54，df=31，DW=1.54816均达到理想水平。
本文根据内蒙古自治区城镇居民近33年的人均年消费支出和可支配收入进行了回归分析，得出如下结论：解释变量“城镇居民人均可支配收入”对被解释变量“城市居民人均年消费支出”的99.88%以上的差异做出解释；通过t检验，本文认为解释变量“城市居民人均可支配收入”对被解释变量“城市居民人均年消费支出”有着显著的影响（置信度为95%）。从而证实了凯恩斯消费函数在经济社会中的有效性和实用性。
三、***策建议
（一）增加城镇居民纯收入
根据本文得出的实证结论：“城市居民人均可支配收入”对 “城市居民人均年消费支出”有着显著的影响（置信度为95%），这说明了内蒙古城镇居民的人均年消费支出和可支配收入直接相关。所以要想提高居民的消费水平，首先要想方设法提高居民的可支配收入。只有经济水平提高了，才有可能提高消费水平。提高城镇居民可支配收入，可以通过大力发展特色、绿色生态产业战略，保证内蒙古经济的可持续发展，提高城镇居民的可持续收入。由粗放、传统和封闭型的经济模式向集约、现代、开放型的经济模式转变，从而逐步走向产业化发展的道路。
（二）完善社会保障制度
我国社会保障建设力度的加强对提高居民未来收入，增强居民对消费的信心有着举足轻重的作用。我国用于公共医疗的***府开支，在财***开支中的比例比其他国家低很多，尽管实行全民医疗尚不现实，但可以实行***府主导下的公益保险制度，即由***府出面并根据不同的收入水平对不同的阶层给予财***补贴，再加上企业和个人的出资来购买医疗保险。还要利用保险制度，完善医疗保障。
（三）发展诚信消费信贷
通过发展消费信贷的方式可把中低收入阶层居民未来收入变现为即期收入，从而提高居民即期的消费水平。居民可借助消费信贷这一手段购房、买车和旅游等，这不仅有助于消费结构的改善，更有助于消费层次的升级。发展消费信贷要从两方面入手，一方面从发展金融市场，提高金融服务质量等方面入手，改善贷款条件苛刻、贷款利率较高，降低消费信贷的门槛，完善个人信用积累制度，为居民提供跨期消费的客观条件。另一方面，要转变量入为出的消费历年，鼓励跨期消费，不断完善社会保障制度，从而使居民有跨期消费的愿望和能力。
参 考 文 献
[1]马克思，恩格斯.《马克思恩格斯全集》第1卷.人民出版社，1972
[2]汪浩瀚.《微观基础、不确定性与西方宏观消费理论的拓展》.经济评论.2012（2）
消费支出论文第7篇
论文关键词：财***支农结构，农村居民消费，VAR
农业部门的特殊性决定了***府必须对农业发展给予必要的财***支持，对此，中央***府一直非常重视，特别是近年来连续7个中央1号文件说明了这一点。在农业财***的各项支出中，支援农村生产支出和农林水利气象事业费的比重最大且在不断上升，农业基本建设支出次之，在90年代中期后大幅上升，农村救济费和农业科技三项费用支出一直在低位缓慢增长。同时，我国的经济转型之路必须要依靠广大农村居民的消费力的提高才能顺利进行。经济学理论早已证实了***府支出对居民消费的影响VAR，对于财***支农的各项支出，究竟怎样的结构才能对农村居民的消费起到最大的促进作用，这是一个值得研究的问题。
一、相关研究述评
关于***府支出与居民消费之间的关系,理论界一直都悬而未决。一种观点认为***府支出对居民消费有促进作用，即有“挤入效应”，另一种观点则认为***府支出会减少居民消费，即有“挤出效应”。国外学术界在实证结果方面也存在较大的分歧。Kormendi[1]、Ahmed[2]、Tsung-wu Ho[3]等运用不同的研究方法发现***府支出对居民消费存在显著的挤出效应。另一些学者却认为***府支出对私人消费有拉动效应，如Aschauer[4]、Blanchard 和Perotti[5]、等的研究。国内研究得出的结论也并不一致。刘溶沧和马栓友[6]、胡书东[7]、李广众[8]等研究证实我国财***支出对居民消费具有挤入效应。而黄赜琳[9]、潘彬等[10]；陈太明[11]等的研究得出财***支出挤出居民消费的结论。
为数不多的学者研究了财***支农对农村居民消费的影响，如李燕凌与曾福生[12]根据布朗—杰克逊估计方法,从农村公共支出影响因素及公共支出对私人消费影响的视角,运用1994年和2003年的截面数据及1994～2003年的面板数据数据对中国东部、中部和西部地区农村公共支出效果进行了分析，得出对不同地区和不同消费项目的影响并不同。储德银和闫伟[13]利用面板模型的研究结果认为财***支出对农村居民消费具有挤入效应。朱建***和常向阳[14]也利用面板模型研究表明,地方财***支农支出对农村居民消费具有显著的正向影响,而补贴性支出的影响不显著。胡永刚和杨智峰[15]使用SVAR方法的研究表明，财***农业支出对农村产出和居民消费是挤入的,科技费、救济及其他费与基本建设费对农村产出与居民消费有较明显的长期效应,事业费对农村产出与居民消费的短期效应明显,长期效应较弱。
检索国内对财***支农对农村居民消费影响的文献，发现大多研究没有注意到将可支配收入这个变量纳入到计量模型中，按照Tsung-wu Ho[3]观点，忽视此点会导致估计结果可能会是有偏的。鉴于此，本文将财***支农中的支援农村生产支出和农林水利气象事业费、农村基本建设支出、农业科技三项费用、农村救济费分别与消费与收入建立向量自回归（VAR）模型以考察不同的支农项目对农村居民消费的影响。
二、数据来源与实证方法的选取
（一）数据说明
财***对农业的支持是通过以下几个项目来实现的：支援农村生产支出和农林水利气象事业费、农业基本建设支出、农业科技三项费用支出、农村救济费等。
为了克服物价波动的影响,农民人均纯收入、农民人均消费支出选取1978～2006年数据，并利用农村居民消费价格指数进行平减。由于1985 年以前的农村居民消费价格指数***未予公布, 本文用城市居民消费价格指数(1978 年= 100) 代替, 1985 年及其以后的农村居民消费价格指数是将当年***公布的指数(1985 年= 100) 剩以1.342 (城市CPI1985年=134.2)而得来, 这种指标构造方法来自于Gale Johnson[16]选取农村人均纯收入是因为它实际上就是人均可支配收入。
农民人均所得财***支农数据的说明：由于对2006年后农村基本建设支出、农业科技三项费用和农村救济费的统计已停，鉴于数据的可得性，这三项变量选取了1978～2006 年的数据；支援农村生产支出和农林水利气象事业费选取1978～2008年度数据。财***支农用农村地区商品零售价格指数进行了平减。
变量定义：RI=人均农民纯收入；RC=人均农民消费支出；SZNS=人均支援农村生产支出和农林水利气象事业费；***JS=人均农村基本建设支出；KJSX=人均农业科技三项费用；***=人均农村救济费。最后，为了消除异方差，将变量取对数后再做进一步的检验和回归。
本文数据均来源于相关年度的《中国农村统计年鉴》、《中国统计年鉴》、《新中国50年统计资料汇编》、中经网统计数据库。
（二）实证方法
传统的经济计量方法（如联立方程模型方法）是以经济理论为基础来描述变量关系的模型。但是VAR，经济理论通常并不足以对变量之间的动态联系提供一个严密的说明，而且内生变量既可以出现在方程左端又可以出现在方程的右端使得估计和推断变得更加复杂。而Sims[21]提出向量自回归（VAR）这种多方程模型就可以解决这些问题。VAR模型是用模型中所有当期变量对所有变量的若干滞后项进行回归。VAR（）模型为：
， ～
其中，是的列向量，表示滞后阶数，是阶参数矩阵，是阶随机误差列向量。是 阶方差协方差矩阵。对最大滞后期数依据Akaike信息准则(AIC)确定。因为VAR模型右侧只含有滞后变量，而这些变量与误差项不存在相关关系，所以可以用OLS法对VAR模型内的方程逐一进行估计，且参数估计量具有一致性。根据本文的研究目的，建立四个三向量VAR模型，向量取值分别为：
模型Ⅰ：；模型Ⅱ：；
模型Ⅲ：；模型Ⅳ：。
本文将运用基于回归系数的Johansen 协整检验方法来检验变量之间的协整关系。得出协整检验的结果之后, 本文进一步利用Granger 因果关系检验以确定变量之间是否存在短期因果关系。接下来对VAR模型进行脉冲响应函数分析和方差分解以考察内生变量的冲击及不同冲击的重要性。
三、实证结果与分析
（一）ADF检验
对于时间序列数据, 为了避免出现伪回归现象, 本文首先利用ADF单位根检验法检验变量的平稳性,如果变量是单整的, 从而可以对相关变量进行协整检验以确定***府支出和居民消费支出的长期稳定关系。VAR滞后阶数以AIC值最小为原则,检验结果如表1所示。通过检验发现, 这些对数化的变量均为非平稳性变量, 而它们的差分序列平稳变量。所以, 这些变量都是过程，下面将进一步检验它们是否存在协整关系。
表1ADF单位根检验结果
序列
检验形式（C，T，K）
ADF检验值
临界值
结论
（C，T，0）
（C，0，0）
（CVAR，T，1）
（C，0，0）
（0，0，0）
（C，T，0）
（C，T，0）
（0，0，0）
（0，0，0）
（C，T，0）
（0，0，0）
（C，TVAR，0）
-2.719422
-3.403646
-2.813014
-2.849955
3.530990
-6.474696
-2.257807
-5.176240
-1.424645
-5.700810
1.478173
-7.729773
-3.218382*
-2.967767**
-3.221728*
-2.967767**
-1.610211*
-4.309824***
-3.225334*
-2.653401***
-1.609798*
-4.339330***
-1.609798*
-4.339330***
不平稳
平稳
不平稳
平稳
不平稳
平稳
不平稳
平稳
不平稳
平稳