居民消費經濟學論文范文

前言：我們精心挑選了數篇優質居民消費經濟學論文文章，供您閱讀參考。期待這些文章能為您帶來啟發，助您在寫作的道路上更上一層樓。

第1篇

論文關鍵詞：居民消費，財政支農支出，VAR模型，脈沖響應函數，方差分解

 

一、引言

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

擴大內需的最大潛力在農村。本文對傳統的居民消費模型進行修正，研究了影響我國農村居民消費的因素，把國家財政對農業的支出、農村居民消費價格指數等變量引入模型。結果顯示，農村居民的人均純收入、財政用于農業的支出水平對居民消費具有顯著影響。在此基礎上，本文探討了擴大農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?；魻柕谝粋€正式把理性預期假說和LCH／PIH結合起來，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果之間的矛盾。隨后發展起來的預防性儲蓄假說和流動性約束假說，采用了更符合現實的不確定性假定來研究消費最優化行為。

在研究財政支出對消費的影響方面，Fatas和Mihov、Blanchard&Peroti采用結構向量自回歸方法對政府財政支出與居民消費關系做了考察，結果表明財政擴張會導致產出和居民消費的顯著增加。

在研究預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防性儲蓄，首先，因為在居民面臨大額醫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防性儲蓄。菲爾德斯坦提出養老社會保障對居民儲蓄的替代效應和引致退休效應。他運用擴展的生命周期假說模型，考察了美國居民消費養老社會保障之間的關系。

（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：一是關于居民收入對其消費的影響。在諸多研究當中，眾多學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定地均衡。陳天祥、李貴榮（2001）分析了我國農村居民消費不足的原因，認為影響農村居民消費的因素可歸結為三類：較低的農村居民純收入水平；勤儉節約的消費觀念；宏觀經濟發展，其中收入水平對農村居民消費取決定性的影響。黃少安和孫濤（2005）從家庭倫理、道德習慣等非正規制度的角度分析研究了中國等國家和地區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濟學論文，要想擴大消費首先要讓消費者對未來的預期越來越好。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居民消費行為存在非常密切的關系，社會保障制度的健全與完善有利于擴大城鄉居民消費，推動經濟增長。

三是財政支農對居民消費影響的研究綜述

國內學術界對財政支出對農村居民消費的影響也進行了一些研究。許允彬、趙衛亞（2007）使用半參數模型考察了農村產出對農村居民消費的影響。財政農業支出、農村產出與農村居民消費等農村經濟變量之間是密切相關、相互影響的，財政農業支出的政策效應也會隨時間動態地變化。張陽、楊宏嶄（2010）利用協整和誤差修正模型對山東省財政支農支和農村消費之間的關系進行實證研究，發現山東省的財政支農支出與農村消費之間存在Granger因果關系、長期穩定的協整關系、同向變動關系和相互促進作用。

四是預防性儲蓄方面。不少學者認為未來的不確定性越大，預期未來的消費增長就越大，預防性儲蓄就越多。劉麗敏（2004）認為思考中國農村居民儲蓄行為及影響因素必須要結合中國經濟體制變遷。還有不少學者研究了城鄉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。

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

三、山東農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，山東農村居民人均消費也呈現出大幅增長的趨勢，從1978年的農村人均消費僅為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年山東農民人均消費線條圖

以上只是對歷年數據中山東農村居民人均消費的規模大致分析情況，關于山東農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、數據與模型設定

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

其中，財政用于農業的支出主要包括：支農支出、農業基本建設支出、農業科技三項費用、農村救濟費、新型農村合作醫療等等。農村消費價格指數采用的是以1977年為基期，1977年的農村消費價格指數為100。

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

四、多線段回歸模型

通過觀察分析山東省農村人均消費水平及其線條圖可知，數據在1995年、2006年有兩個顯著的突變點，可以建立關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，當時間為1978年時，T=1；當時間為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

從回歸結果可以得出如下分析：t檢驗值(除常數項外)、F檢驗值、呈現出高度的顯著性，并且不存在明顯的自相關問題。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：

五、實證回歸分析

（一）ADF檢驗

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

運用Eviews6.0對時間序列lnct和lnyt、lngt、lnpt進行ADF檢驗，以判斷時間序列的平穩性。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的；否則，若ADF值小于臨界值，則認為變量的時間序列是平穩的。

ADF檢驗結果見表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

結論

lnct

(C,T,2)

-3.013053

-3.574244

非平穩

Dlnct

(C,0,2)

-3.776756

-2.971853

平穩

lnyt

(C,T,2)

-2.881591

-3.574244

非平穩

Dlnyt

(C,0,2)

-3.519626

-2.971853

平穩

lngt

(C,T,2)

-2.089553

-3.568379

非平穩

Dlngt

(C,0,2)

-3.481609

-2.967767

平穩

lnpt

(C,T,2)

-2.586008

-3.568379

非平穩

Dlnpt

(C,0,2)

-4.834808

第2篇

論文關鍵詞：利率，匯率，房地產價格

 

一、引言

在中國經濟發展的過程中，宏觀經濟政策影響著中國經濟的發展。房地產市場近年來隨著改革開放的發展取得了很大的成就，然而在成就的同時，房地產等資產價格的快速上升，也慢慢超出了人們的心理預期。房地產與國家經濟政策相互作用很強，國家政策在房地產市場方面的影響比較典型，尤其是當國家調整利率和匯率時候，都在很大程度上影響著房地產的價格。

（一）利率與房地產價格的關系

資料來源：中國人民銀行

圖1：2002年2月21日——2010年10月20日我國存貸款基準利率

上圖是國家自2002年以來在存貸款基準利率方面的調整，從圖中可以看出，在2008年以前，國家政策的存貸款基準利率比較低，處于緩慢增長的趨勢，2008年，由于受經濟危機的影響，國家為促進經濟的穩定經濟學論文，曾五次提高存貸款基準利率，最高時分別達到4.14%和7.2%。自此之后國家放松銀根，從2008年底到2010年上半年一直保持著較低的存貸款基準利率，分別為2.25%和5.31%。2010年10月20日，由于受通貨膨脹的影響，國家首次提高人民幣存貸款利率。10月份CPI高達4.4%，11月16日央行又上調銀行存款準備金率0.5個百分點，接著宣布，從 2010年11月29日起，上調存款類金融機構人民幣存款準備金率0.5個百分點。

房地產業屬于資金密集型和勞動密集型產業,需要銀行作為中介,銀行為房地產的開發和銷售提供資金的融通,而利率是資金的價格,利率的變動必然會對房地產的供給和需求產生影響,從而帶來房地產價格的波動論文格式。按照四象限模型理論，房地產資產價格(P)=租金（R）/資本化率（i），即P=R/i。利率水平的變動會影響到房地產供需狀況，假設資本市場能對各種資產的價格進行有效調整，使投資進行風險調整后，能夠獲得社會平均投資回報，那么，利率上升使投資者愿意將資產投向其他領域，導致房地產市場資金減少，價格下降，直到達到均衡，其引導機制為：利率上升→房地產價格下降→新開發建設房屋量下降→市場存量下降→租金上升，需求下降→達到均衡。反之，利率下降，房地產市場資金增加，價格上升。

圖2：房地產市場四象限模型

（二）匯率與房地產價格的關系

資料來源：中國外匯交易中心和外匯管理局

圖3：人民幣兌美元匯率中間價

從圖中可以看出，自2005年7月份國家實行參考一籃子有管理浮動的匯率政策以來，人民幣升值幅度很大，從2005年7月21日的1美元兌換8.2765元人民幣，到2010年11月21日的1美元兌換人民幣6.6389元，升值近19.8%。

一般理論認為經濟學論文，當一國貨幣升值時，其代表的資產價格會上升，例如房地產價格，居民消費品價格等，出口下降。在本幣升值的背景下，首先，央行為保持經常賬戶和資本賬戶外匯頭寸的平衡，不得不加大本國貨幣供給，這樣無形中加大的M2的供應量，這些貨幣會進入房地產市場，引起房價上漲；其次，在存在本幣升值的預期下，國外“熱錢”會大舉流入國內，炒作房地產市場和與其相應的股票市場，也使得房價上漲。二者傳導機制為：人民幣升值→國家外匯儲備增加→貨幣供應量增加→流動性過剩→通脹壓力增加→以人民幣計價的資產價格上升。

二、文獻綜述

國外關于利率和匯率對房地產價格研究的文獻相對于國內較多，但是他們大多都是通過單一影響因素分別分析利率和匯率對于房地產價格的影響，沒有綜合分析這兩者對于房地產價格的共同影響。Kau和Keennan(1980)在文章中認為利率與住宅需求成反比例關系，利率提高將是住宅需求降低，反之，則能促進住宅需求。 Abraham和Hendershott（1996）做出了一個模型，模型考慮了一些滯后的變化量，該模型說明住宅價格和利率成負相關。[①]Korhonen和Wachtel(2005)運用VAR模型，以獨立國家聯合體為樣本，發現匯率變動對本國物價和房地產價格有較大影響。但是也有一些相反的論點，Goodman(1995)在論文研究中發現，住宅需求和利率存在正比例關系。Krugman(1989)認為，國外出口商為了占領市場，改變營銷策略，所以匯率變動對國內消費品價格和房價不顯著。[②]

國內關于這方面的研究文獻不是很多。除了利率以外，也有部分學者從匯率方面研究與房地產的關系。宋晗（2008）在論文中把影響房地產市場價格的機制分為預期機制、財富機制和溢出機制經濟學論文，而預期機制能更好的解釋人民幣匯率與房地產價格之間的關系，建立匯率和房地產價格關聯模型。沈慶劼（2007）[③]在文獻中提出，在人民幣幣被低估和對外人民幣升值的背景下，通過影響房地產的供給與需求，與房地產價格的高漲有著密切的聯系論文格式。黃安永，周林（2010）[④]通過分析近幾年的利率波動與房價走向，表明中國房地產的發展和利率存在著很強發關聯性，國家必要時可以采用上調利率的辦法使房價平穩。

由此可見，關于房價在利率和匯率方面的存在著不同的觀點，西方國家和國內的一些研究人員、學者只是單獨地從利率或者匯率分析房地產市場，而沒有把二者結合綜合分析對房地產市場的影響。本文在闡述房價變動的同時，綜合分析了利率和匯率對國內房價的影響，通過建立二元模型，來分析二者對房價的影響程度。

三、構建模型及檢驗

（一）數據選取

本文通過利率和匯率兩個解釋變量來分析被解釋變量房地產價格，由于現在國家存在一些統計數據的局限性，而上海的房地產市場發展較為完善，數據保存和分析方面做的工作也比較理想，而且上海房地產市場價格在全國房地產價格中有很強的代表性，市場機制相對很完善，所以本文選取中房上海住宅指數作為被解釋變量（房地產價格）。表1選取2005年7月至2010年10月的人民幣兌美元的匯率平均中間價作為解釋變量（匯率采用直接標價法），考慮到人民幣存款和貸款利率的浮動性幅度不是太大，本文選取自2005年以來調整的人民幣貸款利率作為解釋變量（利率），由于中房上海住宅指數較大，選取變量時按照中房住宅指數的1/100作為變量，從2009年12月份中房上海指數作如下調整，住宅指數1999年10月取值1000點，所以調整后歷期漲跌幅度不變，更有利于比較分析。

表1：2005年7月—2010年10月中房上海住宅指數與人民幣匯率和貸款利率

 

時間

中房住宅指數*100

匯率中間價

貸款利率%

時間

中房住宅指數*100

匯率中間價

貸款利率%

Jul-05

14.15

8.11

5.58

Mar-08

18.99

7.02

7.47

Aug-05

13.88

8.1

5.58

Apr-08

19.23

7

7.47

Sep-05

13.57

8.09

5.58

May-08

19.47

6.95

7.47

Oct-05

13.41

8.09

5.58

Jun-08

19.81

6.9

7.47

Nov-05

13.11

8.08

5.58

Jul-08

19.81

6.84

7.47

Dec-05

12.86

8.07

5.58

Aug-08

19.6

6.85

7.47

Jan-06

12.73

8.07

5.58

Sep-08

19.37

6.83

7.2

Feb-06

12.66

8.05

5.58

Oct-08

19.24

6.83

6.93

Mar-06

12.66

8.02

5.58

Nov-08

18.98

6.83

6.93

Apr-06

12.69

8.01

5.85

Dec-08

18.81

6.84

5.58

May-06

12.76

8.01

5.85

Jan-09

18.68

6.84

5.58

Jun-06

12.9

8

5.85

Feb-09

29

6.83

5.31

Jul-06

12.88

7.98

5.85

Mar-09

29

6.83

5.31

Aug-06

12.95

7.95

6.12

Apr-09

29.16

6.83

5.31

Sep-06

13

7.9

6.12

May-09

29.47

6.82

5.31

Oct-06

13.05

7.8

6.12

Jun-09

30.41

6.83

5.31

Nov-06

13.07

7.84

6.12

Jul-09

31.95

6.83

5.31

Dec-06

13.06

7.78

6.12

Aug-09

34.36

6.83

5.31

Jan-07

13.05

7.75

6.12

Sep-09

35.77

6.82

5.31

Feb-07

13.05

7.74

6.12

Oct-09

37.36

6.82

5.31

Mar-07

13.1

7.73

6.39

Nov-09

39.63

6.82

5.31

Apr-07

13.25

7.7

6.39

Dec-09

41.84

6.82

5.31

May-07

13.4

7.65

6.57

Jan-10

42

6.82

5.31

Jun-07

13.75

7.62

6.57

Feb-10

42.46

6.82

5.31

Jul-07

14.27

7.57

6.84

Mar-10

43.13

6.82

5.31

Aug-07

14.95

7.56

7.02

Apr-10

43.88

6.82

5.31

Sep-07

15.77

7.51

7.29

May-10

44.32

6.82

5.31

Oct-07

16.96

7.47

7.29

Jun-10

43.93

6.81

5.31

Nov-07

17.82

7.4

7.29

Jul-10

43.63

6.77

5.31

Dec-07

18.47

7.3

7.47

Aug-10

43.63

6.79

5.31

Jan-08

18.78

7.18

7.47

Sep-10

44.24

6.74

5.31

Feb-08

18.85

7.11

7.47

Oct-10

44.65

第3篇

有關國民經濟學論文范文一：現代服務業對國民經濟的貢獻探析

摘要：過上述分析可以發現，國民經濟的增長對于國家綜合實力的提升具有重要作用，而現代服務業對國民經濟增長的具有重要作用，所以對現代服務業充分認識，并結合實際情況不斷強化具有重要意義，這是一項長期伴隨國民經濟發展的任務，應以發展的眼光看待現代服務業。

關鍵詞：現代服務業;國民經濟

前言:

在經濟全球化、全球一體化逐漸深化的過程中，國家要想在國際上占有優勢，必須通過各種途徑提升自身的經濟水平，而生產過程的同化導致服務水平的差異直接決定其產品在市場競爭中的占有份額，所以服務業對國民經濟的增長具有不可忽視的貢獻。

一、現代服務業分析

現代服務業是在信息技術、知識經濟發展的過程中產生的新型服務業，其利用現代化新技術、新服務方式和管理理念，使傳統服務業的業態發生了明顯的變化，能夠向其他行業釋放較強外溢效應，是對整體經濟競爭力具有提升作用的服務行業的集合體，其需要去引導消費、向社會提供高附加值、高層次、知識型的生產及生活服務，由此可見其具有現代性、高新技術性、知識密集性、動態性、生產性等特點，其是信息化、現代化經營理念的發展成果，公共服務職能愈加突出，所以現代服務業不同于第三產業，其廣泛分布于三大產業之中[1]。

二、現代服務業對國民經濟的貢獻

(一)現代服務業的產業波及效應

首先市場上對現代服務業產品需求量的增加，將直接推動其產品生產中所需要的相關產品行業的發展，形成相互消耗式的波及效應，例如現代服務業中的物流業發展會帶動汽車生產企業的壯大，現代服務業中的房地產業發展會帶動鋼筋、水泥等企業的生產等，由此可見現代服務業的發展因消耗會波及相關產業，而相關產業的消耗又會形成現代服務業的間接消耗波及，以此推動國民經濟整體的增長;其次，受消費者以此購齊消費心理的影響，現代服務業會形成配套需求式波及效應，例如消費者最初購買智能手機的目的是觀看直播球賽，但其在業余時間可能會利用智能手機撥打電話、觀看付費電子小說、付費視頻，玩付費游戲等，為滿足這種配套消費需求，現代服務業的產品會自覺與相關產品形成互補關系，這在一定程度上也拉動了國民經濟的增長;除此之外，由于現代服務業是在信息科技和現代管理理念的基礎上產生的，屬于新興產物，所以其具有示范作用，形成示范波及效應，例如其自身的特色決定會出現咨詢、管理等新的行業形式，會在信息傳播交流速度逐漸加快中影響人的消費觀念，以此引領居民消費，拉動經濟增長。

(二)現代服務業激發生產者新的投資需求

首先，隨著現代物流業、信息傳輸服務、管理咨詢服務等現代服務業的出現和發展，生產者舍去了建造倉庫、配置車隊、信息交流、尋找市場等環節的成本開支，使其生產成本相比過去得到明顯的提升，為生產者隊伍壯大和生產規模的擴大提供了可能;其次，金融業的發展、技術服務、管理咨詢服務等現代服務業的發展，使生產者的融資渠道擴寬，例如民間小額貸款，為中小型生產者的發展提供經濟支持，使生產者產品升級、提升自身管理水平等方面更有保證，這不僅有利于生產者開拓產品相關產業，也有利于其在原有產品的基礎上結合市場需求擴大規模，以此拉動市場經濟的發展;再次，現代服務業中的市場調查服務、會展服務、媒體宣傳服務等可以使生產者及時、全面的了解消費者的消費需求，從而針對市場需求進行產品的開發和改進，為生產者提供展示自身產品、服務優勢的平臺，使其在市場中的影響力得到加強，從而為生產者創造更多的經濟利潤;除此之外，現代服務業中的調研、策劃、咨詢服務及保險業使生產者的投資風險在事前事后都得到有效的控制，由此可見現代服務業可以使生產者的生產難度降低，而生產利潤增加，由此推動生產規模的擴大，推動國民經濟的增長。

(三)現代服務業激發消費者消費需求

首先，現代服務業重視產品的研究開發，而隨著居民生活水平的提升，人們對個性化、品牌化的追求愈加旺盛，生產者為追求經濟利潤，積極與現代服務業相關服務相結合，使其產品供應相比過去更加具有吸引力，以此激發消費者消費;其次，隨著現代服務業分期付款等服務形式的出現，使消費者的消費觀念由傳統的先賺錢后消費向先消費，后付款轉變，而且使消費者的消費需求更加旺盛，使房地產、汽車行業等一次性消費成本較多的產業在消費模式發生變化后得到了快速的發展，以此推動了國民經濟的增長;再次，隨著現代服務業中的各種保險服務的出現，使消費者對工作、健康等方面有可能出現的風險的恐懼心理得到緩解，這在一定程度上也激發了消費者的消費熱情;最后，現代服務業中為消費者提供的多種支付方式，如信用卡、網上交易等，使消費過程的安全性、便利性等更有保證，也激發了消費者的消費行為，而消費需求的增加將直接推動工業生產規模的擴大，推動國名經濟增長。

(四)現代服務業的就業機制

現代服務業的顯性就業機制和隱形就業機制都非常明顯，顯性就業機制是現代服務業自身發展中創造了龐大數量的就業機會，例如淘寶行業作為現代服務業中電子商務的重要組成部分，其截止2014年向社會提供近20萬的就業崗位，而且仍以每月5000個新店鋪開張的速度持續增長，而隱形就業機制是現代服務業發展對其相關產業就業機制的影響，其主要表現在對就業收入產生的乘數效應、因推動技術進步而創造就業機會、對供需結構的調整，從而使就業結構發生變化等方面，例如人才結構不合理的狀況、勞動力市場運行不穩定等，以此擴大就業的空間，在現代服務業刺激消費者需求，推動產業規模擴大，的同時可以提供更多的就業機會，由此推動國民經濟增長。

結論:

通過上述分析可以發現，國民經濟的增長對于國家綜合實力的提升具有重要作用，而現代服務業對國民經濟增長的具有重要作用，所以對現代服務業充分認識，并結合實際情況不斷強化具有重要意義，這是一項長期伴隨國民經濟發展的任務，應以發展的眼光看待現代服務業。

參考文獻

1、論經濟學視角下我國農民的國民待遇問題張術環;學術論壇2006-04-10

2、堅持教育創新 努力提高國民經濟學專業博士生培養質量林木西;張今聲;馬樹才;學位與研究生教育2007-05-15

有關國民經濟學論文范文二：旅游產業對國民經濟的貢獻研究

摘要：通過研究2004-2013年黑龍江省旅游增加值與GDP的比重以及旅游產業的貢獻率等指標，分析出旅游產業對黑龍江省國民經濟的直接影響，發現旅游產業在我省國民經濟中扮演重要角色。

關鍵詞：旅游產業;國民經濟

一、旅游產業對黑龍江省國民經濟的貢獻分析

(一)黑龍江省旅游產業發展概況

黑龍江省位于中國的東北部，隨著我國改革開放的不斷深入，旅游產業作為朝陽產業迅猛發展。1996年9月，黑龍江省召開旅游工作會議，明確指出要把旅游業作為全省新興經濟支柱產業和新的經濟增長點，提出將黑龍江省打造成北國風光特色旅游開發區的目標，要求充分利用黑龍江省獨具特色的自然、生態資源，整合旅游資源，把哈爾濱、五大連池、鏡泊湖、扎龍濕地、神州北極、興凱湖、小興安嶺、撫遠華夏東極、大慶溫泉、鶴崗黑龍江界江等十大旅游地作為黑龍江省旅游業發展重點，輻射全省。目前我省有旅行社613家(其中5家入選全國百強旅行社，位居東北三省之首)、星級飯店309家、家庭旅館230家、景區景點1000余個(其中包括國家A級景點175家)、中國優秀旅游城市9個、S級滑雪場29家。黑龍江省20082013年度旅游產業發展良好，旅游收入穩步增長，平均增長率達到18%左右。

(二)研究方法

采用旅游增加值進行旅游產業對黑龍江省國民經濟的直接影響分析。然后，使用貢獻率指標并加以修訂，采用一元線性回歸模型研究其間接影響。

(三)旅游產業對黑龍江省GDP的影響

1.旅游產業對黑龍江省GDP的直接影響。以往對于黑龍江省旅游產業與國民經濟的比較，采用旅游總收入和GDP直接比較的方法。旅游總收入是一段時間內黑龍江省旅游業的全部旅游收入，而黑龍江省GDP則是這段時間的生產總值，是所有產業的增加值之和，其與旅游收入屬于不同的統計口徑，如果將兩者進行比較，會夸大旅游產業對國民經濟的影響。因此，本文借鑒李江帆、李美云在1999年發表的《旅游產業與旅游增加值的測算》中提出的旅游增加值概念，將旅游增加值與國內生產總值相比較，從而得出結論。黑龍江省旅游總收入除2005年增長緩慢外，2006-2013年均穩步上升。旅游增加值也呈逐步遞增趨勢，其中，雖然2004、2005年受到非典影響、2011年全球經濟復蘇導致升幅略有下降，但總體發展情況較好，絕對數值穩步提升。旅游增加值絕對數值的增加并不能完全說明旅游產業的發展情況，只有旅游增加值占黑龍江省GDP的比值增大才能充分說明旅游產業的發展水平。通過計算得出，旅游增加值占黑龍江省GDP的比例基本呈上升趨勢，其占第三產業GDP的比例達到支柱產業標準，說明黑龍江省旅游產業在國民經濟中占有重要地位，貢獻較大。雖然黑龍江省旅游產業發展趨勢較好，但與經濟發達地區相比尚有差距，這與地理位置、環境、資源等因素相關。因此在制定旅游產業發展戰略時應有針對性地進行部署規劃。除了從旅游增加值的角度研究旅游產業對國民經濟的影響外，通常還需運用貢獻率指標分析旅游產業的經濟效益。貢獻率是指某產業的產出量與投入量之比，借此了解這一產業生產的產值利用中間消耗的比例。2004-2013年黑龍江省旅游產業的貢獻率在1.4%~11.6%之間上下浮動。受2003年非典影響，2004年黑龍江省旅游收入下降，2005年開始回升，又由于2008年全球發生經濟危機，導致2008-2011年旅游經濟再次陷入低潮，直到2012年有所好轉。這是由于旅游產業的特殊性質，容易受到外界因素的影響，從而導致2004-2013年黑龍江省旅游產業的貢獻率有所波動。總的來說，黑龍江省旅游產業的貢獻率水平逐步上升，說明旅游產業發展前景廣闊。

2.旅游產業對黑龍江省GDP的間接影響。旅游產業自身收入是對黑龍江省GDP的直接貢獻，而其通過間接消費和誘導消費又為旅游目的地做出進一步的經濟貢獻，即旅游產業對GDP的間接影響。本文采用回歸分析方法，研究旅游收入對黑龍江省國民經濟的間接影響。建立一元線性回歸方程：y=a+bx，設黑龍江省GDP為y，歷年的旅游收入為x?；貧w系數的標準誤差顯著性水平小于0.05，可以認為所建回歸方程有效。R方的值是0.993，R方的值越接近1，說明回歸方程對樣本數據點擬合得越好，表明旅游總收入與黑龍江省的GDP關系密切。回歸方程的顯著性檢驗結果表明：回歸平方和為111400000，殘差平方和為799502.325，總平方和為112200000，F統計量的值為1114.759。F值檢驗目的是檢驗自變量與因變量之間的線性關系是否顯著，是否可用線性模型來表示。F值越大，說明自變量造成的因變量的線性變動越大于隨機因素對因變量的影響，自變量與因變量之間的線性關系越顯著。這里F值較大，說明旅游總收入造成的黑龍江省GDP的線性變動遠大于隨機因素對黑龍江省GDP的影響，二者之間的線性關系較顯著。根據回歸方程計算結果，每產生1個單位旅游收入，黑龍江省GDP增加8.326個單位，說明旅游收入對黑龍江省GDP的間接影響顯著。

二、結論

通過研究20042013年黑龍江省旅游增加值與GDP的比重以及旅游產業的貢獻率等指標，分析出旅游產業對黑龍江省國民經濟的直接影響，發現旅游產業在我省國民經濟中扮演重要角色。選用旅游增加值這一指標與全省GDP相比較，避免了用旅游收入與GDP相比較帶來的數據夸大。貢獻率彌補了旅游增加值的不足，體現了旅游產業帶來的經濟效益。運用一元線性回歸模型，分析旅游產業對黑龍江省國民經濟的間接影響，得出每產生1個單位旅游收入，會使黑龍江省GDP增加8.326個單位的結果?；谏鲜龇治鼋Y果，總體來說，黑龍江省旅游產業發展趨勢良好，但交通運輸業、郵電通信業、餐飲業、住宿業、零售業等旅游關聯產業的支撐能力不足。因此，必須提高旅游業與其他產業的關聯程度，才能提高旅游產業對國民經濟的貢獻。此外，還應逐步完善旅游產業的統計數據，建立健全旅游業的法律法規，針對黑龍江省特點制定旅游發展戰略規劃，整合旅游資源，創新旅游商品，保持旅游產業的可持續發展。

參考文獻