時間：2022-09-29 15:25:53
序論：在您撰寫居民消費經濟學論文時，參考他人的優秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發您的創作熱情，引導您走向新的創作高度。
論文關鍵詞：金融危機，需求，中美貿易出口
一、引言
2007年由美國次貸危機引發的全球金融危機，已在世界范圍內產生相當深遠的負面影響。美國消費明顯減緩，影響了中美貿易間的往來。2006年我國對美出口額同比增長率基本維持在20%，但在金融危機的影響下，這個數據從2007年8月開始下降，2009年除12月份以外，其余月份我國對美出口額同比增長全都為負增長。作為高度依賴國際市場的出口大國，對美出口的下降，會直接影響到我國的國民經濟。
影響中美貿易出口有多種因素。而金融危機的需求傳導機制應該說是影響出口貿易最為重要的一個因素。此次金融危機使得許多消費者對美國經濟前景感到擔憂，對未來持悲觀的態度。據測算,美國經濟增長率每下降1%，中國對美出口就會下降5%~6%。美國消費減少，美國的經濟就步入衰退時代經濟學論文，而我國對美出口也會呈現出明顯的下滑態勢。
為化解金融危機給我國經濟帶來的影響，中國政府采取積極的財政政策和寬松的金融政策，計劃兩年內投資4萬億元擴大內需，保障經濟平穩運行。在擴大內需的條件下，中國的出口貿易可以更好地利用國內和國際兩個市場、兩種資源。
本文分析了2007年8月至2010年3月這段時期內，國內外需求對我國對美出口貿易的影響論文格式模板。這對促進中美貿易具有重要的實踐意義。
二、文獻綜述
學者對國際金融危機對出口貿易的影響程度眾說紛壇。在理論分析方面，姜鴻（2009）認為美國金融危機通過影響中國的出口、投資和消費，傳導到我國的實體經濟，但對我國實體經濟的總體影響程度有限。短期內我國應來取措施促進出口，長期內則應擴大內需，進行產業結構調整。王聰，張海云（2009）認為金融危機導致世界經濟整體下滑。短期內，外部需求萎縮、國際原材料價格上漲和人民幣升值導致的企業出口成本上升、國外銀行信貸緊縮導致的國內企業資金周轉能力下降以及貿易保護主義抬頭等因素使得中國出口貿易增速明顯下降。從中長期來看，外需明顯萎縮是影響中國出口貿易增長的主要因素。而裴長洪（2008）則認為應避免高估美國次貸危機對我國出口貿易的影響。美國經濟下滑,居民收入下降，將對其進口需求產生不利影響,但同時也會加大對進口廉價商品的依賴，只要我國商品繼續保持價格競爭優勢，可以克服美國經濟的不利影響。因此，美歐經濟不景氣，對我國出口增長和市場擴大未必是絕對的壞事。
在實證分析方面，田苗（2009）采用1997年第1季度至2008年第4季度的季度數據，運用VAR模型和脈沖響應分析了貿易伙伴國美國和歐元區國家GDP下滑對我國出口貿易的影響。其中美國的GDP增量在初期會對我國出口有一個短期的正效應，這種沖擊在第2期以前逐漸減小，但是在第2期以后，這種正沖擊效應放大說明美國GDP對我國的出口貿易的影響存在半年以上的時間推移。裴平、張倩（2009）選取了2007年4月至2008年12月的月度數據經濟學論文，實證研究了我國對前十大出口對象國的出口總額與這些國家的人均GDP、股市總市值、失業率，以及人民幣有效實際匯率之間的關系。結論是在國際金融危機背景下，這些國家的人均GDP下降和失業率增加，對我國出口貿易的負面影響很大；這些國家股市總市值的變化和人民幣實際有效匯率的波動，對我國出口貿易的負面影響較小。
三、國內外需求對中美貿易出口影響的理論分析
根據國際經濟學理論，一個國家的出口主要取決于該國真實的國民收入和本幣實際購買力有關。也就是說，中國對美出口取決于兩個變量：一是美國的國民收入。美國的國民收入可以用美國商品零售總額來代替，因為美國商品零售額在美國占個人消費開支的一半，相當于國內生產總值的三分之一，因而是觀察美國經濟增長狀況的重要指標之一；二是人民幣實際購買力，它與CPI和人民幣對美元匯率有關。人民幣對美元匯率在金融危機時期基本保持在6.82左右，變動幅度微小，因此不考慮人民幣匯率這一因素。
鑒于國內市場對國際市場具有一定程度的替代性，當出口在國際市場碰壁時，國內市場能夠將部分國際需求轉為內銷。本文用我國社會消費品零售額來代替我國需求，分析其在危機時期內對中美貿易出口的影響。
本文將美國商品實際零售總額（剔除了美國居民消費價格指數因素），中國社會消費品實際零售總額（剔除了中國居民消費價格指數因素）列為解釋變量，這樣不但考慮了居民消費價格指數這一因素，而且美國商品和中國社會消費品實際零售額比名義值更能準確地反映現實。
圖1顯示了2007年8月至2010年3月這一期間中國社會消費品實際零售額（RCR）和美國商品零售額(RUR)的走勢。由圖可見，RUR在這一時期明顯有減緩的趨勢，而RCR不斷在小幅上升。
四、國內外需求對中美貿易出口影響的實證研究
（一）、變量選取及數據來源
本文采用2007年8月至2010年3月時間段的月度數據進行分析論文格式模板。為取得實際值，各變量均剔除了物價因素。其中，我國對美出口額（EX）和我國社會消費品實際零售額（RCR）都剔除了我國居民消費價格指數（CCPI），美國商品實際零售額（RUR）剔除了美國居民消費價格指數（UCPI）。EX來源于中國海關經濟學論文，CR來源于中國統計局，UR來源于美國商務部，CCPI來源于中國統計局，UCPI來源于美國勞工部，CCPI和UCPI均為同比數據。
（二）、變量的單位根檢驗
為消除數據可能存在的異方差現象，將變量作對數處理，分別以LnEX、LnRCR和LnRUR來表示。通過Eviews利用ADF法對這三個時間序列及其差分序列進行單位根檢驗，結果如表1所示：
表1 ADF單位根檢驗
變量
檢驗形式
DW值
ADF值
1%臨界值
5%臨界值
檢驗結論
lnex
（c,n,1）
1.968759
-2.462022
-3.670170
-2.963972
非平穩
D(lnex)
(c,n,1)
1.921250
-4.032403
-3.679322
-2.967767
平穩*
Lnrcr
(c,t,0)
1.763556
-2.907864
-4.284580
-3.562882
非平穩
D(lnrcr)
(c,t,0)
1.934354
-5.388697
-4.296729
-3.568379
平穩*
lnrur
(n,n,0)
2.0922816
-1.317892
-2.641672
-1.952066
非平穩
D(lnrur)
(n,n,0)
1.999653
-5.337233
-2.644302
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
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
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?？偟膩碚f，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?；貧w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
論文關鍵詞：包容性增長，城鄉社會保障，養老保險，醫療保險
一、包容性增長和社會保障制度城鄉銜接的關系
在人民網2011年你最關注的十大問題調查中，“社會保障”以71090票居于榜首，回顧近年的兩會調查，2010年的兩會調查中，社會保障中的養老保險以104887票排在首位；2009年的兩會調查，社會保險位居第八位；2008年社保養老也進入兩會調查前十。從歷年調查來看，關系國計民生的社會保障問題越來越受到人們的關注。社會保障是社會穩定的“安全網”和“減震器”，是構建和諧社會的重要摘要標志和前提，而城鄉居民的最大的權利失衡莫過于社會保障。
包容性增長是基于經濟不均衡增長和人們不能共享經濟快速增長成果這一現實問題而提出來的。所謂包容性增長，即在關注經濟快速增長的同時，也要關注政治建設、文化建設和生態文明建設，更加關注社會建設和民生問題。包容性增長是一種機會均等、普惠共享的增長，強調人們都平等地享有發展和分享經濟增長成果的權利，而不是被排除在經濟增長進程之外；是一種科學和諧、可持續的增長，強調轉變經濟發展方式，保障弱勢群體，實現教育公平、充分就業、合理分配和勞動關系的和諧；是一種全面發展、統籌協調的增長，強調城鄉、地區、人群的統籌協調發展。實現包容性增長是社會保障發展的保障和基礎，而大力推動社會保障的發展作為實現包容性增長的一種手段，也會為包容性增長提供社會基礎；兩者相輔相成，互為基礎，相互促進。
二、包容性增長模式下我國社會保障制度城鄉銜接問題分析
我國城鎮已經建立了以社會保險為核心的相對較完善的社會保障制度，而新型農村合作醫療制度、新型農村養老保險制度的實施也對農村社會保障水平的提高起到了一定的改善作用，但國家社?；鸬墓┙o嚴重向城市傾斜，占35%的城市人口得到近80%的社?；?，城鄉社會保障差異仍然較為突出，嚴重不平衡。
1.農村社會保障范圍有了進一步擴大，但總體保障水平仍然較低
實現包容性增長，要求社會保障的發展要更好地處理好 “普惠”與 “適度”的關系。包容性增長強調所有人都能夠機會均等、公平合理地享有經濟發展的成果，在此模式下，社會保障應該將所有人群納入其保障范圍，同時，其保障水平既能夠滿足國民基本生存和發展的需要，又要與一定時期的社會經濟發展水平相適應。據《中華人民共和國2010年國民經濟和社會發展統計公報》統計，2010年底，全國列入國家新型農村社會養老保險試點地區參保人數10277萬人，新型農村合作醫療參合率96.3%，合作醫療基金支出總額為832億元，累計受益7億人次，無論從覆蓋面看，還是從參保人數看，都有了進一步增長，但保障水平仍然較低。例如，雖然農村養老保險需求水平相對較低，但是如果考慮到城市化、社會發展、生活水平提高、物價上漲等多種因素經濟學論文，考慮到今天為自己的晚年生活投保的人在二十、三十甚至四十多年后進入老年期時的經濟、社會背景，現在交納的數額很少的養老保險金，就會出現養老保險養不了老，保不了險的情況。因此，與城市相比，農村的社會保障需求仍然尤為突出。
2.農村傳統保障功能及手段已失去基礎，但社會養老機構發展相對落后
隨著農村經濟社會制度及相關基本社會條件的變化，農村傳統的保障功能及保障手段都已經在進一步弱化。農村的集體經濟基本上名存實亡，集體在社會保障中的作用幾乎消失殆盡；其次，作為農民祖祖輩輩最重要的保障資料——土地，其社會保障功能正在加速弱化；最后，由于計劃生育政策的推行，傳統的家庭養老功能也面臨前所未有的矛盾。家庭的扶養能力卻幾乎達到極限的同時，農村低水平的養老保險并不能滿足需要，在此背景下，農村養老機構的發展也至關重要。截至2010年底，農村養老服務機構3.1萬個，床位213.9萬張，收養各類人員170.4萬人。從國際經驗來看，市場經濟發達國家的養老服務機構每千人擁有的床位數在50張-70張。在中國，65歲以上的老人每千人擁有的床位數不過23.5張。保守估計，養老機構的床位缺口數量在300萬以上。
3.城鄉社會保障制度多元分割，農村社保發展地區差異顯著
實現包容性增長，要求社會保障在項目和制度的協調與整合方面取得突破。當前，社會保障制度分散化、碎片化現象嚴重，各個保障項目孤立開來，獨立運行，每個項目的多種制度也是如此，不同地區更是如此，這就無法從制度層面保證社會保障的公平性和效率性，因而更難從社會保障制度的執行和實踐層面保證社會保障的公平性和效率性。這種現象固化了城鄉二元結構和社會階層結構，既不利于實現城鄉人口流動和社會融合，又不利于通過社會互濟來分散風險、保持醫療保險基金財務的穩健性和可持續性，從而直接損害制度運行的效率。
4.保險費征繳困難，基金保值增值壓力大
對于進城的農民工而言，企業應承擔一定的保險費，但由于部分企業生產經營困難，國有企業、縣以上城鎮集體企業減員增效，參保職工急劇下降，而私營企業對參保認識不到位，參保面不廣，加之社會保險經辦機構缺乏有力的征繳手段，企業欠繳、少繳或拒繳的情況時有發生，收繳難度很大，甚至當年收支平衡發生困難，支付能力逐年下降。另外對于農村的貧困人口而言，其參加社會保障能力較差。例如2010年大約4223.7萬農村困難群眾受國家財政資助才參加了新型農村合作醫療。另一方面，如果社?；鸩荒苡行У卦鲋担瑢⒑茈y達到應有的保障水平。過去一段時間物價的持續漲幅，在一定程度上給廣大勞動者、退休人員特別是困難群眾的基本生活造成了影響論文服務。我們必須看到，自1996以來，國債利息不斷下降，銀行儲蓄收益或購買國債收益已經微乎其微，相對于日益顯著的通貨膨脹而言，基金保值與增值的壓力顯而易見。其中養老保險基金能否保值增值決定著能否適應未來人口老齡化高峰的需要，特別是隨著人口壽命的延長將要形成社會性的老齡化趨勢。
5.社會保障統籌層次較低，抵抗風險能力較弱
實現包容性增長，要求社會保障將提高統籌層次與實現制度間、地區間的轉移接續相結合。目前社保制度在基金分割上主要表現為區縣統籌，統籌層次較低，風險分攤范圍有限，不同地區差異顯著，很難實現不同地區間社保基金的調劑和關系的轉移接續。隨著城鎮化的加快和就業方式的多樣化，人口流動頻繁，而各個制度間和地區間的轉移接續制度還沒有完全建立起來，嚴重阻礙人才的流動，損害人們的既得社會保障權益，影響人們參與社會保障的積極性。
三、包容性增長模式下積極推進城鄉社會保障銜接的途徑
1.建立多層次的社會保障體系，逐步提高保障水平
完善的社會保障體系，不僅取決于覆蓋范圍的大小，而且取決于保障水平的高低。首先要按照權利與義務相對應、公平與效率相結合的原則，建立參保繳費與待遇掛鉤的激勵約束機制，鼓勵人們參保繳費；其次要改變目前主要依靠基本保險、保障形式單一的局面，推進企業年金和補充醫療保險，發展商業保險和社會救助，建立多層次的保障體系。如，在養老保險方面，企業年金曾被認為是養老保險體系的第二支柱，但其發展一直較緩慢。根據社科院拉美研究所所長鄭秉文的調研數據，在目前的政策制度下，我國企業參與年金計劃的比率僅為1%，且絕大部分是中央和地方有實力的國有大中型企業，大部分中小企業無法加入進來。而與此形成鮮明對比的是，在美國私人部門中，企業年金的參保率大約為50%，并且種類繁多。不過，近期出臺的上海、四川、陜西、福建等省市“十二五”規劃中，均不同程度提及“要支持和促進企業年金和職業年金發展，提高企業職工參保率”。 《企業年金基金管理辦法》于2011年5月1日剛剛正式實施。2011年7月1日，《中華人民共和國社會保險法》也將正式施行，我國應及時制定配套的稅收優惠政策，大力發展企業年金經濟學論文，滿足人們第二層次的養老保障需求。
2.完善社保標準調整機制，切實發揮社保功能
過去一段時間物價的持續上漲，在一定程度上給廣大勞動者、退休人員特別是困難群眾的基本生活造成了影響。因此，應盡快建立社會救助和保障待遇標準與物價上漲掛鉤的聯動機制，逐步提高基本養老金、失業保險金和最低工資標準。即改變社會保障標準調整的相對固定周期，形成一種及時反應并調整的長效機制，適時調整和提高保障水平，在物價過快上漲時最大限度地保證困難群體的基本生活不受影響。由于各地區生活水平和消費水平不同，因此，具體政策各地要以當地居民基本生活費用或居民消費價格指數月度漲幅作為基本依據，在適宜時機開始實行，該機制實現各項社會救助和保障標準提高幅度與經濟發展速度、居民收入增長水平基本同步的目標。
3.創新社保基金管理方式，提高管理效率
社會保障是政府主導建立的一項管理制度，但在具體的管理方式上可以引入商業化、專業化、現代化的管理觀念，有效降低政府管理成本，提高運營服務水平，同時通過專業化的資金管理運作服務，實現社保基金的保值增值。大型保險企業擁有專門的資產管理公司，在參與、協助社?；鸸芾砗瓦\作方面可以發揮重要作用。“新型農村合作醫療共保聯辦合作項目”由政府引入商業保險機構為城鄉居民基本醫療保險和補充醫療保險提供一體化管理和服務，據悉人保健康保險公司在新農合基金醫療合作方面首創“湛江模式”，以風險保障的模式經辦新農合基本醫療保險，以共保聯辦的模式與社會醫保經辦部門開展合作。這一模式已在北京市平谷區推廣應用，其他地區可以在借鑒已有經驗的基礎上探索適宜的保險機構參與社會醫保管理的發展模式，有利于促進城鄉一體化建設。
4.完善社保基金投資制度，實現保值和增值
截至2010年底，社保基金會管理的基金總規模共8568億元，比上年增加802億元，增長10.32%，隨著基金規模進一步擴大，到2011年年底，社?；鹂赡芙咏?萬億元左右水平，到2015年有望達到1.5萬億元。2009年全國社保基金投資收益率達到16.1%，2010年為4.22%,而去年CPI的漲幅大約為3.3%，總體收益率略高于CPI上漲幅度。目前我國社會保險基金運營還存在很多問題，如投資渠道相對單一、基金運營效率低、養老保險基金管理分散，投資收益率低，2009年中國養老金賬戶的投資收益率不到2%。除了養老保險基金和失業保險基金外，社會保險基金所包括的其他基金——醫療保險、工傷保險和生育保險等的投資尚屬空白。2011年7月1日起施行的《社會保險法》，僅用了七個條款對社會保險基金的籌集、運營及監管作了原則性規定。對于社會保險基金的運營，并沒有做出具體的、可操作的規定，因此，需要對基金的投資運營模式進行改革，通過法律規定，明確界定基金的管理主體和投資主體的權利義務和法律責任。同時應放寬社保基金的投資渠道，通過多種投資方式的組合，分散投資的風險，增強資金的贏利性。
參考文獻：
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〔2〕申曙光，侯小娟.“包容性增長”的提出對社會保障帶來深刻影響[EB／OL].中國勞動保障新聞網.2010.11.15
〔3〕劉永富.建立覆蓋城鄉的社會保障體系[J]. 求是. 2007.13
產業經濟學論文范文一：地方能源消費CO2排放
1研究方法
1.1分部門能源消費CO。排放強度估算方法廣東省各部門能源消費CO。排放強度的計算方法參考《IPCC2006國家溫室氣體排放清單指南》，R為廣東省i部門單位產值的能源消費CO。排放量，Mt/萬元;C為i部門的能源消費CO排放量，Mt;X為i部門的產值，萬元;N為k燃料的低位熱值，kJ/kg或kJ/m。;為消費的化石燃料類型數，種;C為k燃料的CO排放系數，kg/TJ或m。/TJ;A為i部門k燃料的消費量，kg或m。，對于農業，建筑業，交通運輸、倉儲和郵政業，批發、零售業和住宿、餐飲業和其他服務業有分燃料類型的能源消費量統計數據，而除建筑業外第二產業的其他部門缺少分燃料類型的能源消費量統計數據，故本研究采用估算數據。為確保測算的準確性與可靠性，各種化石燃料的低位熱值及CO排放系數盡量采用適用于我國國情的數據(見表1)，具體資料來源于《中國能源統計年鑒2008》_1、國家發改委氣候司《關于公布2009年中國區域電網基準排放因子的公告》[以及《中國溫室氣體清單研究》]。本研究得到的廣東省各部門CO。排放數據，只包括化石燃料消費引起的排放量，同時沒有包括CO。以外的溫室氣體的排放量。
1.2EIOLCA模型本研究基于EIO-LCA模型建立了廣東省2007年的部門能源消費C02排放矩陣『】，具體計算見式(2)：BR(IA)Y(2)式中：B為各部門的能源消費CO。排放矩陣，b為B中元素(i為產品生產或服務提供部門的序號，J為產品或服務使用部門的序號，i一1，，，一1，，，為投入產出表中的部門數Mt(以COz計)，B的各行向量之和表示部門i在產品生產或服務提供過程中的CO直接排放量，各列向量之和表示部門J在生產中因使用部門i的產品或服務而產生的CO隱含排放量;R為對角矩陣，對角元素為R;(卜一A)為列昂惕夫逆陣，反映了經濟的中間投入產出結構以及生產技術水平，其中f為單位矩陣，A為直接需求矩陣，a為A的元素，表示第J個部門增加～個單位的最終需求時所需要的i部門的產出，取值為2007年廣東省(進口、調進)非競爭投入產出表中J部門對i部門產品或服務的直接消耗系數;Y為對角矩陣，對角元素為y，，表示J部門產品及服務的最終需求量(包括最終消費支出、資本形成、出口、調出)，萬元。
1.3數據來源與處理本研究使用的主要數據資料有2007年廣東省價值型投入產出表Dg]、分部門能源消費量。。由于投入產出表和能源消費量中的行業統計分類不完全對應，筆者以《國民經濟行業分類》(GB/T4754～2002)為基本參考，調整投入產出表的135個部門為43個部門，具體分類如表2所示。2007年廣東省價值型投入產出表只統計了各部門總的進口及調進產值，而未建立具體的進口及調進中間使用和最終使用矩陣，筆者按照WEBER等[2使用的比例等同法，假設各中間使用部門和最終使用部門對進口及調進產品的使用比例等同于對國內產品的使用比例，將各部門總的進口及調進產品進行分解，建立(進口、調進)非競爭投入產出表，得到43個部門的直接需求矩陣以及各部門產品或服務的最終需求量?！吨袊茉唇y計年鑒》給出了廣東省農業，工業，建筑業，交通運輸、倉儲和郵政業，批發、零售業和住宿、餐飲業以及其他服務業不同燃料類型的能源最終消費數據，但未給出工業分行業的不同燃料類型的能源消費數據。而《廣東統計年鑒》只統計了工業分行業的能源消費總量(以標準煤表示)，卻沒有細分至分燃料類型的能源消費量。筆者利用上述數據基于雙比例尺度(RAS)法，以工業分行業的終端能源消費總量為列目標向量，工業不同類型能源的消費總量為行目標向量，取全國工業分行業終端能源消費量分配比例為初始條件，經多次迭代運算，以估算廣東省工業分行業的不同燃料類型的能源消費量。
2結果與討論
2.1基于部門生產的CO排放分析
廣東省各部門能源消費的CO。直接排放量計算。2007年，廣東省第一產業、第二產業、第三產業能源消費的Co。直接排放量分別為4.O9、31O.45、50.65Mt，所占比例分別為1.12、85.O1、13.87?？梢?，能源消費CO直接排放主要集中在第二產業，這其中電力、熱力的生產和供應業能源消費的CO直接排放量最大，達184.02Mt，占排放總量的50.39;此外，非金屬礦物制品業、交通運輸業、黑色金屬冶煉及壓延加工業、紡織業能源消費的CO。直接排放量也較高，占排放總量的比例分別為12.29、11.66、3.90、2.4O;其余38個部門能源消費的直接CO。排放量之和僅占排放總量的19.36。因此，從部門生產的角度看，應重點針對這5個部門的生產制定CO減排政策，以控制生產中因能源消費而產生的CO。排放。廣東省各部門單位產值的CO直接排放量(以下簡稱CO直接排放強度)計算結果。根據各部門的CO直接排放強度對表2中43個部門進行分組：直接排放強度小于0.37t/萬元的為低碳強度組，0.37～3.70t/萬元的為中碳強度組，高于3.70t/萬元的為高碳強度組。2007年廣東省各部門CO直接排放強度平均為0.37t/萬元，各部門的直接排放強度差異顯著，高碳強度組只有1個部門(電力、熱力的生產和供應業)，其直接排放強度為4.98t/萬元;中碳強度組有5個部門，分別為非金屬礦物制品業，交通運輸業，黑色金屬冶煉及壓延加工業，紡織業，石油加工、煉焦及核燃料加工業，其余的37個部門都屬于低碳強度組?？梢?，要降低廣東省的CO。直接排放強度，首要應當提高中、高碳強度組部門的能源利用效率。劉暢等_2]的研究指出，科研經費支出的增加有助于高耗能部門能源效率的提高;滕玉華等_23]的研究發現，外商直接在我國投資引致的研究與開發溢出對我國東部地區的能源效率表現出明顯的影響。由此可得，提高科研經費支出，加強節能技術的開發利用，引進外商的直接投資都有利于提高廣東省中、高碳強度組部門的能源利用效率，降低CO直接排放強度，從而實現能源消費的CO減排。
2.2基于最終需求的Co。排放分析
廣東省各部門能源消費的CO隱含排放量計算結果見圖2。2007年，廣東省第一產業、第二產業、第三產業能源消費的CO隱含排放量分別為4.88、313.03、47.29Mt，所占比例分別為1.34、85.729/6、12.95?？梢姡茉聪MCO隱含排放也主要集中于第二產業，這其中建筑業的排放量最大，為67.18Mt，占排放總量的18.40。此外，非金屬礦物制品業，通信設備、計算機及其他電子設備制造業，電力、熱力的生產和供應業，黑色金屬冶煉及壓延加工業能源消費的CO隱含排放量也較大，分別占排放總量的7.96、7.34、6.69、5.64。與能源消費CO直接排放量的部門分布情況相比，能源消費CO隱含排放量的部門集中度相比較低，其余38個部門能源消費的CO隱含排放量之和占總量的53.97。廣東省各部門單位最終需求引起的CO隱含排放量(簡稱CO。隱含排放強度)的計算結果亦。根據計算結果對43個部門的CO隱含排放強度進行分組：隱含排放強度小于0.57t/萬元的為低碳密集組，0.57～5.70t/萬元的為中碳密集組，高于5.70t/萬元的為高碳密集組。由圖2可見，2007年廣東省各部門的CO。隱含排放強度平均為0.57t/萬元，高碳密集組只有一個部門(電力、熱力的生產和供應業)，其隱含排放強度為7.83t/萬元;而中碳密集組有20個部門，其余的22個部門屬低碳密集組。根據廣東省2007年(進口、調進)非競爭投入產出表中J部門對i部門產品或服務的直接消耗系數得，中、高碳密集組的部門具有密集使用COz直接排放強度高的部門的產品的特點。因此，要降低各部門的CO隱排放強度，其根本仍立足于提高電力、熱力的生產和供應業，非金屬礦物制品業，黑色金屬冶煉及壓延加工業等高能耗部門的能源利用效率。不同的最終需求類型對各部門能源消費的CO隱含排放量的貢獻具有明顯差異。建筑業的CO。隱含排放主要由省內資本形成引起;通信設備、計算機及其他電子設備制造業，電氣機械及器材制造業，紡織服裝、鞋、帽制造業，非金屬礦物制品業，黑色金屬冶煉及壓延加工業這些部門的CO。隱含排放主要由省外需求(出口及調出)引起;電力、熱力的生產和供應業以及屬第三產業的部門的CO隱含排放則主要由省內消費需求引起。統計各部門不同最終需求類型的CO隱含排放情況得出，由出口引起的CO隱含排放量最大，為135.94Mt，占排放總量的37.22其次是由調出、資本形成、最終消費支出引起的，其各自的CO隱含排放量所占比例分別為27.57、19.23、15.98?？梢?，廣東省能源消費CO排放主要是由省外的需求引起的。
對于高碳密集組，電力、熱力的生產和供應業的最終需求能源消費的CO。隱含排放量并不大，其主要因省內居民消費需求所引起的。對于中碳密集組，建筑業、非金屬礦物制品業、黑色金屬冶煉及壓延加工業、紡織業、交通運輸業、塑料制品業這6個部門的CO。隱含排放量均超過10Mt，這些部門的產品或服務需要引起的CO2排放量較高。其中，非金屬礦物制品業、黑色金屬冶煉及壓延加工業、紡織業、交通運輸業、塑料制品業這5個部門的最終需求大部分來源于省外，僅這5個部門的產品因出口國外的需求引起的C02隱含排放量之和就為59.95Mt，占廣東省排放總量的16.41，而這5個部門產品因調出省外的需求而引起的CO隱含排放量之和為39.70Mt，占排放總量的10.87?？梢?，對于這些部門應當從產業政策、稅收政策上對其規模擴張和產品出口量進行適當限制，防止高碳耗能產品從廣東省大量低價地出口及調出。與上述5個部門不同，建筑業的最終需求主要來自于省內資本形成，其引起的CO。隱含排放量為65.63Mt，占廣東省排放總量的17.97。魏一鳴等_2依據2002年我國122個部門投入產出表計算得到投資的行業需求結構，指出建筑業是投資支出的主體。若投資率過高，導致建筑業的最終需求增加，大規模的土建工程需求消耗大量高耗能產品，會造成大量的CO隱含排放。而有研究者采用完全分解的Laspeyres指數分解模型，對1995-2008年廣東省的能源消耗強度進行分解，發現1995年以來的14年間，廣東省建筑業的能源消費強度不降反升。由此看來，對于廣東省建筑業的發展需要進行有效指導，防止重復建設、過度建設以及不合理規劃導致的能源浪費，從而減少建筑業的CO隱含排放量。
對于低碳密集組，通信設備、計算機及其他電子設備制造業，電氣、機械及器材制造業，批發和零售貿易業、餐飲業以及其他等4個部門的CO。隱含排放量均超過10Mt，這些部門的產品或服務需要引起的CO排放量較高。通信設備、計算機及其他電子設備制造業，電氣、機械及器材制造業這2個部門的最終需求主要來源于省外，這2個部門的產品因出口及調出的需求引起的排放量為42.93Mt。批發和零售貿易業、餐飲業以及其他這2個部門的最終需求主要來源于省內，這2個部門的產品因省內居民消費需求引起的排放量為22.88Mt。與中碳密集組不同，低碳密集組中這幾個排放量比較高的部門在引起大量的CO。隱含排放的同時，為廣東省帶來了巨大的經濟效益。以通信設備、計算機及其他電子設備制造業為例，該部門為滿足出口或調出的需求而引起1tCO。隱含排放量的同時，也能為廣東省帶來0.93萬元的增加值。而根據張治軍朝的計算，在廣西人工林的固碳成本約為0.07萬元/t(以CO計)?？梢姡瑢τ谶@些部門而言，可以通過支付人工林的建設等簡單的固碳方式，來間接解決部門CO隱含排放量大的問題。
3結論與建議
從通過基于EIOLCA模型建立的2007年廣東省部門能源消費CO排放矩陣分析可得：
(1)不論是從部門的生產視角，還是從最終需求視角看，廣東省能源消費CO排放都集中于第二產業。其中，CO直接排放量集中于電力、熱力的生產和供應業，占排放總量的5o.39，而CO隱含排放量最大部門為建筑業，占排放總量的18.4O。
(2)從部門生產的CO排放分析看，電力、熱力的生產和供應業是CO直接排放強度最高的部門，直接排放強度達4.98t/萬元。提高高耗能部門的能源利用效率是減少CO排放量最為有效的方法之一。
(3)從部門最終需求的CO排放分析看，廣東省能源消費CO排放主要是由省外的需求引起，占排放總量的64.79。不同最終需求對各部門的CO隱含排放量的貢獻表現出明顯的差異，建筑業的CO隱含排放主要由省內資本形成引起;通信設備、計算機及其他電子設備制造業，電氣、機械及器材制造業，紡織服裝、鞋、帽制造業，非金屬礦物制品業，黑色金屬冶煉及壓延加工業這些部門的CO。隱含排放主要由省外需求引起;電力、熱力的生產和供應業以及屬第三產業部門的CO隱含排放則主要由省內消費需求引起。對于不同的部門，應當針對其CO。隱含排放的特點，制定相關的減排策略。
產業經濟學論文范文二：鋁箔紙壓弧輥及導紙板的創新
摘要：YB25軟盒包裝機鋁箔紙輸送機構的工作原理，分析了鋁箔紙在輸送過程中出現彎曲、打卷、存紙和偏斜等故障的原因,詳細地闡述了各種解決方法和效果,最終通過對壓弧輥及導紙板的改造,解決了鋁箔紙輸送穩定性較差的問題。
關鍵詞：單張鋁箔紙;壓痕輥;導紙板;壓弧輥YB25軟盒包裝機是上海煙草工業機械廠代表中方從意大利G.D公司引進并消化XISC包裝機全套制造技術生產的國產卷煙包裝設備，具有包裝質量好、性能穩定、運行速度快、自動化程度高等優點，是目前我國卷煙軟盒包裝設備的主流機型。但在生產過程中，由于設備本身的設計缺陷和原輔材料質量的影響，YB25軟盒包裝機鋁箔紙輸送裝置運行中，存在較為嚴重的堵紙和單張鋁箔紙輸送偏斜問題，致使小合煙包鋁箔紙頂、底部折疊不好等諸多質量缺陷和存紙現象，嚴重影響設備的正常運轉。經自行多次檢修，聘請主機廠(上海煙機廠)師傅調整，均未取得良好的效果，隨著設備運行時間的延長，此問題日趨嚴重。通過對鋁箔紙輸送裝置的分析研究，根據兄弟煙廠對鋁箔紙壓弧輥改造的特點，摸索出增加鋁箔紙壓弧輥的新方法，最終成功地解決了鋁箔紙在輸送過程中的存紙、偏斜等問題。
1鋁箔紙輸送裝置傳動結構原理分析
鋁箔紙輸送裝置動力來自主傳動系統的軸，通過安裝在軸上的兩個齒輪,分兩路傳遞，驅動各輸送輥齒輪，齒輪嚙合帶動各輸送輥、延展輥，實現鋁箔紙向下輸送到一號輪前端由左、右滑桿進行定位。
2鋁箔紙輸送機構工作原理
鋁箔紙供給系統是由一系列的輸送輥和過紙輥組成，經過展開驅動輥和過紙輥展開后，進入其分階段切割流程。為了避免鋁箔紙切割后出現彎曲、打卷現象，在鋁箔紙切刀前設計安裝了一對壓痕輥和兩對壓弧輥。壓痕輥有三方面作用：一是與驅動輥配合完成鋁箔紙的展開驅動，二是在鋁箔紙兩側滾壓壓痕，防止其出現彎曲、打卷現象。三是在鋁箔紙上打印產品生產班次。壓弧輥的作用是在鋁箔紙經過時滾壓出輕微縱向弧痕，以達到給鋁箔紙導向的目的，防止切割后的鋁箔紙斷面在向下運動時出現翹曲。帶有壓痕的鋁箔紙，經過鋁箔紙切刀的切割后，被分切成合格的單張鋁箔紙，每張鋁箔紙再依次由輸送輥、輸送凸輪輥和加速輪輸送，最終到達左、右滑桿處進行定位，在此處與一號輪輸送來的煙支共同推入鋁箔紙包裝成型輪(2#輪)，進入煙包鋁箔紙的折疊過程。
3故障表現形式
設備運轉時，特別是當壓痕輥磨損后,鋁箔紙從切刀下部通道斷開處跑出,或在通道下部的定位處出現彎曲、打卷現象，使鋁箔紙在通道內堵塞，或出現鋁箔紙不能準確定位，導致鋁箔紙煙包頂、底部折疊不好，剔除煙包數量增加，影響設備正常運轉，不但增加了原輔材料的消耗，而且加大了操作工的勞動強度，影響設備的有效作業率和產品的包裝質量。
4原因分析
針對上述故障表現，進行大量分析和認真研究，認為要將此類問題徹底解決，最根本的途徑是必須保證鋁箔紙在通道內輸送過程中保持挺直，使鋁箔紙輸送穩定。
在實際的使用過程中，由于鋁箔紙在運輸過程、倉儲過程中的溫差變化，以及季節變化造成的溫濕度變化等都會對鋁箔紙的應用產生一定的影響;設備運轉中，當壓痕輥磨損，無法在鋁箔紙上滾壓壓痕，鋁箔紙會出現彎曲、打卷現象?？v觀其整個輸送通道，大部分都是由導板予以導向的,也就是說,大部分通道是封閉的,封閉通道內鋁箔紙的輸送是穩定的,但封閉通道有兩處斷開較大部分:一處使鋁箔紙切刀處。另一處是鋁箔紙加速輪與定位叉之間。所以，這兩處是鋁箔紙容易彎曲、打卷和產生阻力的地方，在設備的實際運行中，也正是如此。
從2000年第一臺ZB25包裝機組引進至2003年，運行中普遍存在著鋁箔紙輸送過程中產生堵紙、打卷等現象，冬季尤為突出,針對這一現象,車間維修工、技術人員先后提出以下改進方案和具體實施辦法：
①考慮到設備運行時間較長，零部件磨損程度不一，更換04部件的鋁箔紙橡膠牽引輥(2XBWA2)、壓痕輥(2XCML1)、加速輥(3XA309)、加速軸(OX9229)(OX9232)。②調整左滑桿(2XDSA4)、右滑桿(2XDWA9),根據單張鋁箔紙在一號輪前定位時，前后高低位置不一致，確定高低差值，對輸送偏斜的單張鋁箔紙進行重新校正。通過以上更換備件與調整，均未取得良好的效果，仍存在鋁箔紙輸送偏斜、堵紙現象，影響產品質量和設備的正常運行。③將鋁箔紙輸送改為真空吸風帶傳送，改造部位較大、費用較高，維修困難。④將鋁箔紙通道改為全封閉的，實現起來存在較大的難度，而由于鋁箔紙壓痕輥的壓筋輪廓為直角，如將其尺寸加大來加深則容易將鋁箔紙壓破。⑤改變凹輥的槽半徑和加寬凸輥的寬度，安裝使用后效果也不理想。
5改進措施
根據以上改進方案，最終決定對鋁箔紙壓弧輥進行改造。在不改變其導向作用的前提下，增加鋁箔紙壓弧數量，使其更加挺直，有利于鋁箔紙在通道內正常輸送。另外，在增加壓弧輥后，壓弧輥形狀的改變又受到鋁箔紙導紙板的限制，所以，在經過認真分析、驗證后，我們對其兩側的導紙板進行改造，有利于壓弧輥的正常安裝和使用。
要想使鋁箔紙在通道的輸送過程中增加壓弧量,就必須拆除其原部件的兩對壓弧輥(見圖1), 重新安裝相應的四組壓弧輥，四組壓弧輥的外徑相同，兩組內徑不同(見圖2)。四組壓弧輥的外徑是根據原件凹輥的外徑而確定的，經上海煙機廠為我廠專門定做。四組壓弧輥的安裝位置(見圖3、4)，安裝要求是通過觀察鋁箔紙的壓弧狀況進行確定。首先，要保證鋁箔紙在輸送過程中不能被壓破;其次，要使壓弧輥滾壓出4條相同的弧痕，鋁箔紙弧痕要分明，且挺直。由于在主動軸和從動軸上各加了兩組壓弧輥，就必須對原有導紙板進行加工改造(見圖5)，便于壓弧輥的安裝和調整，改造后的導紙板(見圖6)。從而增強了鋁箔紙的挺直性，使得鋁箔紙在輸送通道內不易打卷、彎曲，穩定的向下輸送，達到預期的改進效果。
