導語：如何才能寫好一篇居民消費水平分析，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

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在新型城鎮化的大背景下，基于我國多個省份的面板數據，對我國居民消費水平與其影響因素之間的量化關系進行研究。結果表明，居民消費水平不僅與經濟發展水平存在著正相關關系，同時還與城鎮化程度存在正相關關系，它們都對人民生活水平的提高起到促進作用，所以，我國城鎮化程度的進一步提高必然會有利于人們生活水平的提高。

關鍵詞：

居民消費水平；經濟發展水平；城鎮化程度；量化關系

一、引言與文獻綜述

城鎮化是我國經濟發展的主要動力，新型城鎮化對我國的發展方式提出了更為嚴格的要求。城鎮化歸根到底是人的城鎮化，人的城鎮化必然與人民的生活質量存在密切關系，否則推薦城鎮化進程就失去意義。長期以來，很多學者研究了居民消費水平與其影響因素之間的關系。徐鳳等運用協整理論,對改革開放以來中國經濟增長與國內居民消費之間的關系進行研究，并指出兩者之間存在著長期穩定的關系，消費對經濟增長具有長期、穩定的促進作用[1]。付波航等基于中國29個省份1989—2010年的面板數據，對城鎮化、人口年齡結構這些人口消費環境或制度變量與居民消費之間的關系進行了實證研究[2]。劉厚蓮指出，人口城鎮化率與居民消費率呈現正相關關系，城鄉實際收入差距與居民消費需求呈現倒U型關系[3]。田青等利用1999—2006年30個省、自治區、直轄市的相關數據分析消費習慣、收入、購房支出、醫療、教育支出、收入波動及利率等因素對消費的影響，實證結果表明，消費習慣、收入是影響消費的主要因素，而收入波動及利率對居民消費的影響不顯著[4]。以我國1978—2004年的年度數據為基礎，建立反映城/鎮化水平和消費增長動態關系的向量自回歸(VAR)模型，在模型的基礎上，運用脈沖響應函數和方差分解分析了城鎮化發展對城鎮居民和農村居民消費增長的動態影響，并指出城鎮化發展對居民消費增長有促進作用，特別是城鎮化發展對農村居民消費增長的累積效應大于對城鎮居民消費的累積效應，并且正向拉動效應的持續時問更長也更穩定[5]。儲德銀等通過建立協整方程和誤差修正模型，從城鄉比較視角分析我國居民消費需求的影響因素，并研究得出收入水平對城鄉居民消費的影響程度最大，而收入分配和政府支出對城鄉居民消費影響的絕對程度基本相同[6]。潘明清等從勞動力流動視角分析城鎮化影響居民消費的內在機制，使用1996—2011年的省級面板數據，采用動態GMM估計方法，重點檢驗了勞動力流動、城鎮化進程以及它們的交互作用對居民消費的影響并證明了城鎮化的積聚效應大于外部成本效應，城鎮化促進了居民消費增長[7]。祁毓等在理論機理分析的基礎上，分別構建2002—2008年和1997—2008年全國30個省份的面板數據,實證研究了不同來源的收入對城鄉居民消費的影響。

二、相關變量敘述城鄉居民消費的影響[8]。

（一）居民消費水平居民消費水平是指居民在勞務或者物質產品的消費過程中，對滿足發展、享受和生存需要達到的程度，可以用勞務和物質產品的質量和數量反映出來也可以通過消費過程中消耗的貨幣量反映出來。本文所采用的就是地區居民消費的貨幣金額數來反應這個地區的居民消費水平。

（二）城鎮化程度城鎮化程度在不同學科中的定義不同，比如，人口學是指城鎮人口占總人口的比重，地理學上是指城市景觀的比重。本文依據多數學者的研究方法，用一個地區城鎮人口占這個地區總人口的比重來表示該地區的城鎮化程度。

（三）經濟發展水平經濟發展水平是指一個國家經濟發展的規模、速度和所達到的水準。反映一個國家經濟發展水平的常用指標有國民生產總值、國民收入、人均國民收入、經濟發展速度、經濟增長速度。本文采用一個地區的人均生產總值來反映該地區的經濟發展水平。

（四）變量數據來源本論文中所采用的數據均來自國家統計局網站，有些是直接采用網站的統計數據，有些是根據需要對網站的數據進行了簡化計算，因此，可以保證數據的真實性和權威性。

三、建立模型與分析

（一）變量的平穩性檢驗在對面板數據進行分析時，首先要對數據進行平穩性檢驗看其是否存在單位根，如果存在單位根則數據不平穩，不能直接進行分析，必須對其差分項進行平穩性檢驗直至平穩為止。為了論述方便。下文中居民消費水平、城鎮化程度和經濟發展水平分別用JMXF、CZH和JJFZ表示。平穩性檢驗的方法主要有ADF-Fisher卡方檢驗、PP-Fisher卡方檢驗、Im,PesaranandShinW-stat和Levin，Lin&Chu-t檢驗[6]，本文依據數據的特征選擇ADF-Fisher卡方檢驗與Im,Pe-saranandShinW-stat作為檢驗方法。檢驗結果如表1。由表1可知，JMXF、CZH和JJFZ都為二階單整序列，可以進行協整分析。協整檢驗方法主要有Kao檢驗、Pedroni檢驗和Johansen協整檢驗基礎上的面板數據協整檢驗。本文如表2所示，在5%顯著性水平下拒絕了原假設，說明JMXF、CZH和JJFZ三者之間存在協整關系。

（二）模型估計本文依據一般構建面板數據的模型形式，構建模型如下：由表3可知，JMXFit=-3625.236+12207.27×CZHit+0.261261×JJFZit。JJFZ與CZH都和JMXF之間存在著正相關的關系，由此可以推出，城鎮化程度與人均生產總值都對提升人結論民的消費水平、對于提高人民的生活水平有著促進作用。通過以上的研究可以看出，雖然我國經歷了多年的城鎮化進程，城鎮化程度也達到了一定水平，但是在新型城鎮化的大背景下，人均消費水平依然與城鎮化水平密切相關，人民生活水平的提高仍然依賴于城鎮化的不斷推進。

參考文獻：

[1]徐鳳，金克琴.中國居民消費與經濟增長關系的實證研究[J].北京工商大學學報，2009，24（2）：109-113.

[2]付波航，方齊云，宋德勇.城鎮化、人日年齡結構與居民消費———基于省際動態面板的實證研究[J].中國人口·資源與環境，2013，23（11）：108-114.

[3]劉厚蓮.人口城鎮化、城鄉收入差距與居民消費需求-基于省際面板數據的實證分析[J].人口與資源，2013，（6）：63-70.

[4]田青.我國城鎮居民消費影響因素的區域差異分析[J].管理世界，2008，（7）：27-33.

[5]胡日東，蘇桔芳.中國城鎮化發展與居民消費增長關系的動態分析[J].上海經濟研究，2007，（5）：58-65.

[6]儲德銀，經庭如.我國城鄉居民消費影響因素的比較分析[J].中國軟科學，2010，（4）：99-105.

[7]潘明清，高文亮.我國城鎮化對居民消費影響效應的檢臉與介析[J].宏觀經濟研究，2014，（1）：118-125.

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關鍵詞：國內生產總值；消費水平；經濟增長

一、引言

消費、投資和凈出口是拉動經濟增長的三大需求。它們之間的比例是否合理，直接影響著宏觀經濟效益和經濟的可持續發展。近些年來，我國投資率不斷攀升，經濟增長過度依賴投資和出口的拉動。這種失衡狀況如不盡快改變，將會造成大批生產能力閑置，直接影響國民經濟的持續快速健康發展。采取有效措施擴大消費，增強消費對經濟增長的拉動作用，是緩解這一矛盾的根本出路

宏觀經濟學中，消費支出受多種因素影響，如居民收入水平、物價水平、利率、收入分配、個人偏好、社會風尚等等。經濟學家一般認為，在影響消費的各種因素中，收入是影響消費最重要、最穩定的因素。根據凱恩斯的收入決定理論，收入是消費的主要決定因素，利率不重要。鑒于此，本文將國內生產總值即GDP作為影響消費水平的一個重要變量。但戰后的研究表明，絕對收入假設適用于短期分析而不是適用于長期分析，導致了“消費函數之謎”。這就是相對收入假說、生命周期假說和持久收入假說興起和發展的原因。所以，為了克服收入對消費水平影響的這個片面性，本文引入了人口因素即人口數量。人口的短期波動雖對消費的影響較小，但人口與消費在長期具有較強聯系。

國內生產總值分為名義國內生產總值和真實國內生產總值。名義國內生產總值指用生產物品和勞務的當年價格計算的全部最終產品的市場價值：真實國內生產總值指用從某一年作為基期的價格計算出來的全部最終產品的市場價值。所以為了更好地研究收入對消費水平的影響，引進另一個重要因素――價格指數，即CPI。

二、模型構建與數據收集

（一）模型構建

模型設為

Yi＝β0+β1X1i+β2X2i+β3X3i+μ

其中： Y表示遼寧省居民消費水平； X1表示遼寧省GDP； X2表示遼寧省人口數量； X3表示遼寧省CPI；β0，β1，β2，β3表示要估計的參數； μ表示隨機擾動項。

（二）數據收集

本文采用1987-2008年的年度數據，樣本量為22，如表1所示。

三、模型的參數估計

運用Eviews軟件對數據進行回歸分析，如表2所示。

可得：F=814.9911，通過查表得知，遼寧省居民人均消費水平與各個解釋變量之間線性關系顯著。

R2=0.992692，表明模型的擬合優度比較好。但是X3變量的t值不顯著。同時，查DW臨界表得到，DW值小于du。

綜上所述，根據計量經濟學知識，需要對模型進行的檢驗和修正。

四、對模型進行多重共線性檢驗與修正

首先，運用Eviews軟件得到相關系數矩陣表，可以看出：X1與X2之間關系密切，但X3與X1、X2之間聯系不強。

其次，運用Eviews分別做Y對X1，X2，X3的一元回歸，得：

R12=0.975536，表明模型的擬合優度比較好。

R22=0.821000，表明模型的擬合優度比較好。

R32=0.262925，表明模型的擬合優度比較差。

綜上所述，X1，X2的R2值都較好，但是X3的R2值很低。所以引入新的解釋變量X4=X1/X3表示當年遼寧省實際國民生產總值。

修正后的模型：

Yi=β0+β1X4i+β2X2i+μ

其中：Y表示遼寧省居民消費水平；X4表示實際國民生產總值；X2表示遼寧省人口數量；β0，β1，β2，β3表示要估計的參數；μ表示隨機擾動項。

最后，運用Eviews對修正后的模型做最小二乘法的回歸，得：

Y=-13211.77+57.24447X4+3.555411X2

F=1505.735通過查表得知，表明從總體上看，遼寧省居民人均消費水平與各個解釋變量之間線性關系顯著。

R2=0.993730表明模型的擬合優度比較好，比較原始模型有所提高，同時，各參數的t值也比較顯著。

五、對模型進行異方差檢驗

運用Eviews對模型進行White檢驗，如表3所示。

可以得出：

nR2=10.79494，在α=0.05時，X0.05（22）=33.9，nR2

六、對模型進行自相關檢驗

運用Eviews對模型進行一階，二階自相關檢驗，得知：此模型存在自相關。因此，運用Eviews對模型進行迭代法修正，經兩次迭代，如表4所示。

可得：

Y=-17036.78+55.57623X4+4.498220X2+

0.949126AR（1）-0.540892AR（2）

F=1615.302，通過查表得知，表明從總體上看，遼寧省居民人均消費水平與各個解釋變量之間線性關系顯著。

R2=0.997684，表明模型的擬合優度比較好。

DW=2.364359，查DW臨界表得到，DW大于du，同時，小于4-du，各參數的t值顯著，模型比較理想。

七、結論

模型的經濟意義：當其他因素不變時，遼寧省實際生產總值每增加1億元，遼寧省人均消費水平將增加55.58元：當其他因素不變時，遼寧省人口每增加1萬。遼寧省人均消費水平將增加4.5元。

文中的實際生產總值由名義生產總值除以消費價格指數得出的，所以，說明消費價格指數也對居民消費水平有影響，當名義生產總值不變時，消費價格指數越低，消費水平越高。

綜上所述，實際生產總值，人口數量及消費價格指數均對居民消費水平有影響，其中實際生產總值的影響作用明顯。

參考文獻：

1、杰弗里?薩克斯,弗利普?拉雷恩.全球視角的宏觀經濟學[M].上海人民出版社,2004.

2、劉榮鋒.中國人口數量與消費的實證研究[J].改革與開放,2009(5).

3、戴維?羅默.高級宏觀經濟學[M].上海財經大學出版社,2009.

4、古扎拉蒂.計量經濟學[M].中國人民大學出版社,2000.

5、朱江,田映華,孫全.我國居民消費與GDP的誤差修正模型研究[J].數理統計與管理,2003(2).

6、周雙燕,鄭循剛.中國居民消費結構影響因素研究[J].消費導刊,2010(3).

7、馮子標,張問敏.經濟發展中的城鎮貧困問題[J].當代經濟研究,1999(2).

8、鄭新立.增強消費對經濟增長的拉動作用[J].求是,2006(11).

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【關鍵詞】廣西;農村居民;消費水平;消費結構

0.引言

從1992年亞洲銀行“大湄公河次區域經濟合作計劃”的啟動，到2004年中越兩國政府“兩廊一圈”戰略達成共識，再到2006年7月廣西壯族自治區正式對外中國―東盟“M”型區域經濟合作戰略的構想，作為前沿地帶的廣西，對外貿易數額飛速增長，農村居民的消費水平逐步提高，消費結構有了很大變化。2009年廣西農村居民最終消費979.18億元，而1978年僅為35.9億元。正確分析廣西農村居民消費水平和消費結構的現狀與變動情況，對于采取恰當的消費政策和消費途徑，最終達到優化消費結構、提高消費需求、刺激經濟增長以及全面建設小康社會具有重要意義。

1.消費理論研究綜述

由于西方已不存在所謂的“三農”問題，因此西方學者對農村居民消費問題的研究極為鮮見。近年來，我國學者借鑒現代西方消費理論，對我國農村居民的消費問題進行了大量的理論和實證研究。關于我國農村居民消費水平與消費結構的研究如下：盧嘉瑞等具體從中國農民消費結構的演變與比較研究、中國農民消費結構的影響因素、中國農民消費結構現狀及評價等方面進行了研究。孫江明和鐘甫寧(2000)研究指出，在一定的收入水平下，居民收入分配差距的擴大會降低平均消費傾向和造成農村消費結構的斷層和脫節。戴園晨和吳詩芬((2001)研究發現，在居民消費結構逐步升級中，農村消費結構升級滯后于城市，而且消費的地區差距以及層次差距也是在農村表現得尤為明顯。唐玲(2003)指出農村消費結構升級的主題是溫飽向小康型消費階段邁進。

2.農村居民消費水平的變動過程

2.1收入水平與消費支出及消費傾向的關系考察

依據西方消費經濟學理論，居民的一切消費都是以收入水平為依據的。消費支出是指一定時期用于日常生活的全部支出。按照消費函數理論，隨著收入和消費水平的提高，居民消費支出在收入中所占比例，即平均消費傾向APC，呈遞減趨勢。

表一廣西壯族自治區農村居民純收入、消費支出、人均消費傾向

資料來源：《廣西壯族自治區統計年鑒》歷年

從表一得出，自1990年以來廣西壯族自治區農村居民的人均純收入有了大幅度提高，尤其是1994年，農村居民的人均純收入首次突破千元大關，達到1107.02元，比上年增長25.1%。2009年農村居民人均純收入實現3980.44元，比上年增長了7.8%，比1990年的639.45元增加了3340.99元，年均增長10.5%。從表中的人均消費支出一欄可以看到，1990年人均消費支出僅為536.97元，2009年增長到3231.14元，年均增長10.2%。收入年均增長速度要快于消費支出增長的速度。同時，從表中的APC一欄可以發現APC是呈下降趨勢的，驗證了凱恩斯關于平均消費傾向遞減的規律。總的來說，從1990年到2009年廣西農村居民的人均純收入和人均生活消費支出基本呈較快增長勢頭。平均消費傾向APC總體上呈遞減趨勢。

2.2恩格爾系數

隨著家庭和個人收入的增加，家庭收入中用于食品方面的支出比例將逐漸減小，這一定律被稱為恩格爾定律，反映這一定律的系數被稱為恩格爾系數，它是表示生活水平高低的一個指標，指食物支出與總支出的比例。恩格爾定律表明，食物開支占總消費數量比重越大，恩格爾系數越高，生活水平越低；反過來，食物開支占比重越小，恩格爾系數越低，生活水平就越高。國際上常常用恩格爾系數來衡量一個國家和地區人民生活水平的狀況。根據聯合國糧農組織提出的標準，恩格爾系數在59%以上為貧困，50-59%為溫飽，40-50%為小康，30-40%為富裕，低于30%為最富裕。

表二 廣西壯族自治區農村居民恩格爾系數

資料來源：《廣西壯族自治區統計年鑒》歷年。

從表二可以看出，廣西壯族自治區農村居民恩格爾系數逐漸呈現下降的趨勢，說明廣西農村居民的生活水平是逐漸提高的。廣西農村居民在1990到1995年間，農村恩格爾系數一直大于60%，由此說明廣西農村居民生活消費水平一直處于貧困狀態。直到1995年以后，農村居民恩格爾系數才維持在50%到60%之間，農村居民生活有了本質性改善，已基本解決溫飽問題。2009年，農村居民恩格爾系數為48.7%，逐步向小康社會邁進。

3.消費結構變化的描述

消費結構是在一定的社會經濟條件下，人們在消費過程中所消費的各種不同類型的消費資料的比例關系。

表三廣西壯族自治區歷年農村居民消費結構

資料來源：《廣西壯族自治區統計年鑒》歷年

從表三可看出，居民的食品支出從1993年的453.5元上升到2009年的1572.82元，增長3.47倍。與此同時，恩格爾系數由1993年的63.6%下降為2009年的48.7%，下降的幅度較大。按照恩格爾定律，恩格爾系數呈遞減趨勢說明廣西農村居民的生活水平在逐步改善。

衣著支出從1993年的30.4元增長到2009年的91.82元，占總消費支出份額卻從4.3%下降到2.8%。從表中我們可以看到，衣著消費支出的比例呈緩慢下降趨勢，持續在3%左右。從農村的實際衣著消費構成來看，衣著消費仍處于低級階段，可見農村的成衣市場還是有極大潛力的。

居住是農民的基本生產生活資料，對農民的生產生活有著較大的影響，從表中可以看到農民的居住消費從1993年的75.4元上升到2009年的677.92元，增長了近9倍，同時也是消費項中增長較快的一個，其占總支出的比重從1993年的10%增至2009年的21%。

家庭設備、用品及服務支出分三階段變化，第一階段從1993到1996年，這一時期家用消費水平快速增長，收入的增加使得高檔家用產品開始進入百姓人家。第二階段從1997到2004年，家用消費此時一直徘徊在65元左右，無法再繼續上升。其主要原因是廣西農村居民所居住的山地環境給很多公共服務的提供帶來阻力，致使家用消費支出完全處于停滯狀態。第三階段從2005年到2009年，家用消費水平快速增長。科學技術及經濟的發展方便了農村居民電力與水力的供應，之前的山地環境不再成為很多公共服務的障礙，農村居民開始大量購買使用現代化的電器設備。

自1993年以來，廣西農村居民的平均壽命由原來的68歲增至71歲，醫療保健消費支出持續加快，基本己超出了收入的增長速度，這深刻體現出農民越來越關心自己的身體，醫療保健意識逐步提高。同時，醫保費用的高增長也反映出我國醫療體質改革在農村實施中的弊端，醫藥價格節節攀升，使農民的醫療支出加快，農民負擔加重。隨著廣西交通通訊的發展，到2003年止，廣西摩托車人均擁有量36.2輛，交通工具得到明顯改善，鄉村電話用戶也大幅度增長，農村電話普及率已達到50%以上。■

【參考文獻】

［1］廣西壯族自治區統計局編.廣西壯族自治區統計年鑒[Z]（1990年至2009年）.廣西:中國統計出版社.

［2］覃崢.廣西壯族自治區農村居民消費問題研究[D].北京：首都師范大學，2007.

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關鍵詞：消費水平；時間序列；二次型模型；指數型模型

一、引言

居民消費水平是指居民在物質產品和勞務的消費過程中，對滿足人們生存、發展和享受需要方面所達到的程度。通過消費的物質產品和勞務的數量和質量反映出來。現在物價上漲，我國的消費水平和消費能力提高，對我國的經濟發展有一定的推動作用。

所謂時間序列是按照時間的順序排列的統計數據。對時間序列進行觀察，研究，找出一定的規律，預測將來的趨勢。在日常生活，生產中，時間序列隨處可見，時間序列分析的應用領域很廣泛。本文將運用于經濟領域。

二、樣本與數據處理

本文選用1993年-2012年的居民的消費水平年度數據作為樣本。（數據來源：中國統計年鑒2012）

根據EViews7.0得到時序圖，知樣本總體呈現出不斷上升的趨勢。進一步做單位根檢驗可得：P值為1，P值大于0.05，故不能拒絕原假設，即存在單位根，該序列不平穩。

由于序列不平穩，所以對樣本數據進行差分處理。經過一階差分后的單位根檢驗結果中，P值為0.4349，P值大于0.05，故接受原假設，即存在單位根，該序列不平穩。經過二階差分后的單位根檢驗結果中，P值為0.01，P值小于0.05，故拒絕原假設，即不存在單位根，該序列平穩。

三、模型的選擇

1. 二次型模型的建立

由于原序列經過二階差分得到平穩序列可知，此序列可能為二次型序列，所以對其進行二次型模型處理。

（1）確定二次型模型

由EViews7.0

圖 對原序列的二次型擬合圖

由圖1可得到二次型模型，但也需要對其殘差自相關等分析，而后對殘差進行模型擬合。

（2）二次型模型殘差分析

由EViews7.0可得二次型模型的殘差分析圖，可得Q統計量的P值小于顯著性水平5%，所以該序列為非白噪聲序列，則需要進行殘差模型的擬合，使得序列的模型由兩部分組成，即二次型模型和殘差序列進行殘差模型的擬合。

（3）殘差序列模型的擬合

由EViews7.0可得二次型模型的殘差分析圖可知，殘差的偏自相關圖看成為2階截尾，因此建立模型ar（2）進行擬合。由EViews7.0可得殘差序列估計結果可知其常數項未能通過檢驗，所以刪去常數項，模型通過顯著性檢驗，模型中AR（1）對應的常數為1.2953，P值為0，AR（2）對應的常數為-0.6441，P值為0.003，擬合優度為0.7116。由殘差模型可得出殘差模型擬合效果很好，而且各統計量都能通過顯著性檢驗。

（4）對此模型做殘差是否為白噪聲序列檢驗，由EViews7.0可得白噪聲檢驗圖，該殘差序列檢驗的P值都顯著大于顯著性水平α=0.05，所以該殘差序列為白噪聲序列，不需要繼續研究。

（5）殘差的異方差性檢驗

利用EViews7.0進行ARCH檢驗可得P值為0.3577，所以P值顯著都大于顯著性水平α=0.05，所以殘差模型不存在異方差。

（6）由以上步驟可知，二次型模型顯著，則建立模型：

2. 指數型模型的建立

（1）對該序列求取一階差比率，一階差比率數相差不大，對該序列進行單位根檢驗，P值為0.0137，P值小于0.05，故拒絕原假設，即不存在單位根，該序列各期數值的一階差比率平穩。所以可以用指數型模型進行擬合。

（2）由EViews7.0可得原序列指數型模型估計，常數為7.091156，P值為0，@TREND為0.121162，P值為0，擬合優度為0.9773。由指數型模型可知，該模型基本顯著，但仍需對殘差進行檢驗，再由EViews7.0得出指數模型殘差檢驗圖，可知該模型殘差P值皆小于0.05，所以為非白噪聲序列，則還需對殘差模型擬合。

（3）殘差序列的擬合

根據指數模型的殘差檢驗圖可知，該殘差序列的偏自相關系數二階截尾，所以選用AR（2）模型進行擬合。得到模型中的AR（1）的常數項為1.26，AR（2）的常數項為-0.5906，擬合優度為0.7778。可知殘差模型擬合效果很好，且都通過顯著性檢驗。（4）殘差模型的白噪聲檢驗與異方差檢驗

由eviews7.0可得殘差模型的白噪聲性檢驗結果，該殘差序列檢驗的P值都大于顯著性水平α=0.05，所以該殘差序列為白噪聲序列，不需要繼續研究。

利用EViews7.0進行ARCH檢驗可得P值為0.242，所以P值顯著都大于顯著性水平α=0.05，所以殘差模型不存在異方差該殘差序列。

（5）由對數模型通過變換，可得原序列的指數型模型為：

四、最優模型的選擇及預測

二次型模型中的擬合優度等于0.9818，指數型模型的擬合優度等于0.9773，所以二次型的擬合優度較好，大概的確定二次型模型比較理想，進一步比較二次型和指數型的擬合圖知：二次型模型預測效果更好。

由二次型模型預測出的2013～2015年的預測值如下：

表 指數型模型預測結果 單位：元

五、 結論與政策性建議

1.結論

居民消費水平的值和預測值，說明中國居民消費指數一直處于增長趨勢，這是也說明人均可收配支出增長，人們的生活條件越來越好。同時使消費水平持續增長，政府調控也非常重要。由于在預測預測中影響因數很多，所以預測值僅為理論值，實際值以中國統計年鑒為準。不過通過我們的預測，還是可以預見居民的消費水平會繼續保持增長趨勢。生活必需品和生產資料價格的穩定對社會的穩定有著重要作用。

2.政策性建議

政府在制定消費政策時要根據消費函數的特征進行制定。由協整理論可知居民的消費主要取決于居民的收入，要提高居民消費水平，提高居民可支配收入是最重要的。具體措施如下：

（1）適當提高國家機關和事業單位職工工資水平。

（2）建立健全社會保障制度。

（3）要繼續強化稅收調節個人收入分配的功能。

參考文獻：

[1]王燕.應用時間序列分析（第三版）[M].北京：中國人民大學出版社，2012.

[2]龐浩.計量經濟學[M].北京：科學出版社，2010.

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關鍵詞:GDPI;CPI;協整檢驗;誤差修正模型

中圖分類號:C913.3

文獻標識碼:A

文章編號:1005-5312(2010)08-0098-01

本文采用了《河北經濟年鑒》1984――2008年河北省地區生產總值指數GDPI和居民消費價格指數CPI的時間序列數據,利用協整關系分析等計量分析方法,探討河北省地區生產總值與居民消費水平之間是否存在長期穩定的關系。

一、河北省居民消費水平與經濟增長關系的實證分析

(一)指標的選取和處理

本文選用GDPI(上年=100)來反映經濟的增長情況,CPI(上年=100)反映居民消費水平。由于數據的自然對數變換不改變原來的協整關系,并能使其趨勢線性化,所以對GDPI和CPI取對數,分別用InGDPI和InCPI表示,以下所有的分析都使用Eviews3.1計量經濟分析軟件來完成。

(二)數據的單位根檢驗

判斷經濟時間序列變量水平數據是否存在長期均衡關系可采用協整性檢驗,而格蘭杰因果檢驗則可檢驗經濟時間序列變量之間是否存在因果關系,兩者均要求經濟時間序列變量具有平穩特征。因此我們采用ADF檢驗對個變量進行單位根檢驗,各變量的檢驗結果見表1。

由表1可知,InGDPI、InCPI的一階差分DInGDPI、DInCPI在5%的顯著性水平上拒絕了有單位根的原假設,因此它們均是1階單整I(1)。可進一步進行協整回歸。

(三)協整檢驗和Granger因果關系檢驗

對兩個變量數據進行EG兩步法協整檢驗,由于haGDPI和InCPI時間序列均為一階平穩,具有相同的整形階數,故可以考慮兩者之間是否存在協整關系。用普通最小二乘法(0Ls)估計InGDPI、lnCPI之間的方程,同時計算并保存殘差ecm,估計方程為:

InCPI=1.457550+0.6794841nGDPI

對殘差序列ecm進行ADF單位根檢驗,得檢驗的統計量值-2.085177,小于顯著性水平5%時的臨界值-1.9574,因此可認為估計的殘差序列ecm是平穩序列,表明序列InGDPI、InCPI具有協整關系。Granger因果關系檢驗的結果表明,在5%顯著性水平上,河北省地區生產總值和居民消費水平存在單向Granger因果關系。即地區生產總值是居民消費水平增長的Granger原因,但居民消費水平不是地區生產總值增長的Granger原因。

根據Granger定理,一組具有協整關系的變量具有誤差修正模型的表達形式。因此,在協整檢驗的基礎上,來進一步建立包括誤差修正項在內的誤差修正模型,以此來研究模型的短期動態和長期調整特征。DInCPI對DlnGDPI和ecru回歸結果如下:

DlnCPIt=0.001483+0.164170DInGDPIt-0.464430ecmt-1

t:(0.153667)　(0.483755)　(-2.768882)

R2=0.292479　DW=1.373427　F=4.340559

各項統計量表明,模型基本通過檢驗。誤差修正項系數為負,符合反向修正機制。模型中的被解釋變量的波動可以分為兩部分,一部分是短期波動,一部分是長期均衡,差分反映了變量短期波動的影響。因此居民消費的短期變動可以分為兩部分:一部分是短期收入波動的影響,一部分是偏離長期均衡的影響。根據模型的參數估計量,短期地區生產總值波動的變化會引起居民消費水平波動的同方向變化,即地區生產總值波動變化1%,將引起居民消費波動變化0.164170%。誤差修正項ecmt-1的系數大小反映了對偏離長期均衡的調整力度。從系數的估計值-0.464430來看,當短期波動偏離長期均衡時,以-0.464430的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

二、給我們的啟示

因果分析的結果表明,河北省經濟的增長能在很大程度上促進居民消費水平的提高,但居民消費的增加并不能直接帶動經濟的增長。因此,只有通過啟動消費進而影響投資才能最終達到促進經濟增長的目的。

對于刺激消費的一些短期性政策,雖然在短期內可能會擴大消費,但不可能影響收入和消費的長期均衡關系,前一期擴大的消費會在下一期的消費中進行修正。因此,長期來看。要刺激消費市場,必須依靠增加居民的可支配收入。

參考文獻:

篇6

改革開放以來，隨著中國經濟的快速發展，人民生活水平不斷提高，居民的消費水平也在不斷增長。研究中國全體居民的消費水平與經濟發展的數量關系，對于探尋居民消費增長的規律性，預測居民消費的發展趨勢有重要意義。在本研究中，通過在《國家統計數據庫》選取了1978年～2009年的年度人均GDP和年度全國居民平均消費水平，并對人均GDP對居民消費水平的影響以及2010年居民消費水平進行預測。

二、一元線性回歸分析

可以看出.居民消費水平（Y）和人均GDP（X）大體呈現為線性關系，為分析中國居民消費水平隨人均GDP變動的數量規律性，建立線性Y=a+bx。回歸模型。

參數估計及檢驗 應用Eviews進行操作得下表：

根據分析結果，可以得出回歸方程為：y=a+bx=0.360x+327.3329，常數項和GDP系數的參數估計分別對應系數為327.3329和0.3598。此外，殘差平方和是2611591，對數似然值是-226.3618，分別是最小二乘估計和最大似然估計目標函數的值。

1978年到2009年這期間的居民人均消費和人均GDP之間的相關系數為0.987，說明我國人均GDP與居民人均消費之間存在著高度的相關關系，我國人均GDP每增長一元，我國居民的人均消費就增加0.36元。這符合我國的國情，也符合宏觀經濟理論框架。在結果中，參數估計量的標準差分別是70.49， 0.00749。對應常數項C和變量X系數兩個參數估計的T的統計量分別是32.81，114.52，反映兩個參數都是顯著的。

2.檢驗

T檢驗：是對回歸系數的線性統計關系的檢驗，得出t值4.643139查表得tα/2 （30）=2.042。t值大于查表值，因而成立，則x與y之間有顯著地線性關系。

R檢驗：相關系數檢驗，也是一種判別兩個變量之間是存在線性相關關系以及關系強弱的一種方法。具體可由可決系數和相關系數進行判別。R=0.987查表得R（α，30）=0.349。R>R（α，30），因而x和y線性相關顯著，通過檢驗。

F檢驗：是通過構造F統計量并與查表值相比較判別x與y是否有線性關系的一種方法。查F分布表Fα（1，，30）=250，F=2304.509，F> Fα（1，，30），因此自變量x與y之間存在顯著地線性關系，通過檢驗。

D-W檢驗：主要用于檢驗隨機擾動項有無自相關存在。回歸結果中，DW= 0.099373 D-W檢驗有效。

綜上可得，上面的回歸方程可作為最終確定的數學模型：Y=0.360X+327.3329

做點預測，將X2010=29991.8代入預測模型得2010年居民消費水平值為11120.52元。當2010年人均GDP為X2010=29991.8時，Yf 平均置信區度95%的預測區間為（11120.52+285.6785，11120.52 -285.6785）最終得（10834.8415，11406.1985）元。

篇7

關鍵詞：居民消費；二元性；差異

中圖分類號：F126文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2014）11-0007-02

目前，我國作為一個發展中國家所存在的二元經濟結構還沒有消除，由此所形成的城鄉居民消費的二元性對居民的消費需求造成阻礙影響，極大地制約了經濟的快速協調發展。因此，縮小城鄉收入差距，消除城鄉居民消費的二元性，是擴大我國消費需求，推動經濟持續健康發展的必由之路。

一、城鄉居民消費率的二元性

作為居民消費的兩個有機組成部分，我國的居民消費率呈現出二元性特征。從對1978―2010年我國農村居民與城鎮居民消費率的變化趨勢對比可以看出，農村與城鎮居民的消費率呈逐年擴大的趨勢。農村居民消費率從1990年的24.2%下降到2010年的7.8%，達到了歷史以來的最低水平，下降了16.4個百分點，年降幅約78%。特別是近幾年，農村居民消費率下降尤為嚴重。而城鎮居民消費率則呈現相反的發展方向，從1990年的24.6%上升到2010年的26%。其中，2000年時達到最高為31.1%，上升了6.5個百分點；2000年往后有所降低，但降幅并不大。

二、城鄉居民消費水平的二元性

改革開放之后，我國城鄉居民的消費水平均出現了巨額增長，但是由于城市居民的消費基數和增長速度都比農村居民要大，所以城鄉居民的消費水平差距自1978年改革開放以來越來越大。1978年，農村居民消費水平為138元，而城鎮居民消費水平為405元；到2010年，農村和城鎮居民的消費水平分別達到4 455元和15 907元，分別是1978年的32.28倍和39.27倍，增長速度分別達到0.31%和0.38%。雖然34年來農村居民和城鎮居民消費支出額的增長都是巨大的，但城鎮居民的消費水平增長速度比農村居民高出0.05個百分點。農村居民消費的起點本就比城鎮居民低，再加之增長速度又慢于城鎮居民，那么消費水平差距的擴大就是必然的。

（一）城鄉居民消費中實物水平的差異

我國自1973年開始城鄉社會消費品零售總額呈大幅度增長趨勢，但城鄉社會消費品之間的差額是呈現先縮小再擴大的趨勢。

（二）城鄉居民消費中服務水平的差異

城鄉居民消費中以醫療保健、文教娛樂用品及服務、交通通訊來近似代表居民的服務性消費，由統計局中的醫療保健、文教娛樂用品及服務、交通通訊數據相加得出。分析其數據看出，我國自改革開放后城鄉居民服務性消費的比重呈大幅度增長趨勢，但城鄉服務性消費的比重間的差額是呈現先擴大再縮小的趨勢。

（三）城鄉居民消費品質量水平的差異

從前面的分析雖然可說明城鄉消費的一些差距，但實際上應不僅關注量上的差別，也應關注質上的差別，如果考慮商品的性價比，農村消費品的價格甚至遠遠高于同類的城市消費品。當前，我國農村市場遠未成熟，城鄉市場分割嚴重。由于大量商業企業尚未延伸向農村，在農村銷售的商品種類和數量都非常有限。農村消費市場供給渠道單一，競爭不夠充分，因此在沒有嚴格的管制和有效的打假措施下，生產、銷售假冒偽劣產品比正品更能獲得超額利潤，農村成了傾銷假冒偽劣商品的“溫床”。據中消協的調查顯示，31.3%的農民認為購買生活資料不方便，37.2%的農民認為購買生產資料不方便。2002年以來，曾被假冒偽劣商品侵權的消費者占54.9 %，煙、酒、飲料、兒童小食品這四種與生活息息相關的食品遭遇假貨的比率都超過了10%。

三、城鄉居民消費結構的二元性

消費結構是指在一定社會經濟關系下，人們在消費過程中消費不同類型的消費資料的比例關系。分析1978―2010年城鄉居民家庭恩格爾系數可以看出，隨著城鄉居民生活水平不斷提高，1995年以來我國城鄉居民家庭恩格爾系數總趨勢在下降，城鎮居民家庭恩格爾系數從1995年的50.1%下降到2008年的37.9%，逐步實現小康，走向富裕。農村居民家庭恩格爾系數從1995年的58.6%降到2008年的43.7%，基本達到小康水平。但是農村居民的恩格爾系數明顯高于城鎮居民，這說明農村居民的消費水平明顯低于城鎮居民。

分析1978―2010年城鄉居民家庭人均消費支出結構可以看出，我國城鄉居民消費結構有一些相似性，即食品支出占比例最大，但比重逐漸下降，然而不論是城鎮居民還是農村居民住與行兩方面的消費支出逐年增高，城鎮居民2002年住、行支出分別為624.36元、267.24元，2010年上升為1 332.14元、1 254.80元；農村居民住、行支出在1980年分別為22.5元和0.6元，到2010年上升為835.2元和461.1元，農村居民食品和居住兩項基本的生活保障花費占據了消費支出的主要部分。在城鎮，日用的耐用消費品已基本普及，正步入住房、私家車、子女教育的消費升級階段；而在農村，大件耐用消費品多年來并未形成消費熱點，住房、私家車、子女教育消費更是相對困難。城鎮居民精神文化生活相對豐富，農民在文教娛樂用品、服務方面的消費與城鎮居民相比要少。這表明，盡管城鄉居民的消費結構不斷升級，但城鄉居民之間還存在著較為明顯的結構性差異，農村居民消費層次相對較低。

（一）居民食品消費比較

在人均食品消費方面，農村居民消費水平比城鎮居民低很多，2010年農村居民人均食品消費為1 800.7元，而城鎮居民人均食品消費為4 259.81元。農村居民營養性、動物性食品的消費量遠不及城鎮居民，2006年農村居民人均消費豬牛羊肉、家禽、鮮蛋及制品、水產品的數量分別是同一收入檔次下城鎮居民的75.5%、76.6%、82.1%和88%。

（二）城鄉衣著消費比較

2010年，農村居民人均衣著消費為264元，而城鎮居民人均衣著消費則高達1 165.91元，城鄉衣著消費相差懸殊。此外，衣著消費質量檔次上也有顯著差別。城鎮居民衣著消費以中高檔為主；農村居民的衣著消費在向成衣化轉變中，也開始由低檔向中檔轉變，但總體上仍以中低檔為主，更注重衣著的結實耐用、經濟實惠。

（三）城鄉居住消費比較

首先，從居住支出比重看，農村遠高于城鎮。城鎮居民住房支出比重明顯偏低，而農村住房支出比重偏高，這主要受城鄉消費觀念不同的影響。其次，從支出額來看，由于城鄉收入水平的差異，農村居住支出額上升緩慢，年均增長速度為9.8%；而城鎮居住消費年均增速達到19.6%。再次，從居住面積和居住質量來看，農村居住面積大，而城鎮居住質量高。城鎮人均居住面積從1997年的17.8平方米提高到2004年的25平方米，農村人均從22.5平方米提高到27.9平方米。但是，城鎮居民住房全部為鋼筋混凝土結構且內部裝飾考究甚至豪華，而對于農村居民，住房建設大多是為了滿足基本生活需要，農村居民尚有近25%的草房、土坯房。

（四）城鄉文教娛樂及醫療保健消費比較

改革開放以來，城鄉居民文教娛樂和醫療保健支出都在逐步增加，文教娛樂支出已經在城鄉各項支出中躍居第三位。但是，由于城鄉收入水平差距以及消費環境的差異，城鎮居民這兩項支出額和支出比重均高于農村居民。

Analysis of the duality of the consumption of the urban and rural residents

ZHU Chun-hong，ZHAO Juan-xia

（Tianjin University of Technology，Tianjin 300387，China）

篇8

【關鍵詞】 居民消費； 收入分配； 稅收制度； 征管信息

長期以來，我國經濟增長主要依靠投資和出口來拉動，經濟高增長的背后是高投資、高消耗和高污染。靠資源投入的粗放式增長是不可持續的。我國政府在盡力改變這種狀況，采取了很多補救措施、出臺了相關政策制度。“十二五”規劃提出堅持擴大內需戰略，把擴大消費需求作為擴大內需的戰略重點。中央經濟工作會議明確提出把著力擴大內需特別是消費需求列為2012年的主要工作之一。消費在國民經濟發展中的作用凸顯。

一、消費在國民經濟中的地位分析

（一）低消費是我國經濟的軟肋

改革開放以來，我國經濟出現了特有的高投資、高儲蓄、高順差及低消費的“三高一低”現象，經濟增長主要靠投資和出口這“兩駕馬車”，拉動經濟增長的消費卻逐年出現下降。2010年我國的消費率僅為47.4%，低于發達國家和發展中國家。低消費帶來高儲蓄，高儲蓄又促成了高信貸和高投資，內需不足只能通過出口來解決過剩的產能，高順差又帶來我國外匯占款過多，流動性過剩，加劇了通貨膨脹。高順差加大了我國經濟的外貿依存度，加大了我國宏觀經濟的風險。這種粗放式增長與我國“十二五”規劃提出的內生驅動、創新增長的經濟發展方式格格不入。

（二）促進消費、實現消費的均等化是我國構建和諧社會的必備前提

人類生產勞動的最終目的是為了消費，只有將勞動成果通過最終消費轉化為人類更高的生活水平和生活質量，人類的勞動、經濟的發展才能回歸本來的意義。否則，搞經濟、促發展、保增長只是停留在“為了生產而生產”“為了增長而增長”的怪圈，商品的價值不能通過最終消費實現，國民經濟就難以維持良性循環。消費水平直接關系到人的生存狀況，每個社會成員都有最基本的消費需求，包括基本營養、基本教育、基本醫療、基本住房，人們生活水平與生活質量的提高必然伴隨著這些基本消費需求的提高。當前我國社會問題集中表現在財富差距、收入差距和消費差距的拉大，富人太富、窮人太多，行業之間和地區之前和城鄉之間的差距在加速，社會階層固化，社會分化在加速。消費差距的拉大導致社會公平的缺失。只有消費逐步均等化，讓普通老百姓老有所養、學有所教、病有所醫、住有其居，生活水平和生活質量不斷提高才能構建和諧社會。

（三）當前我國消費領域存在的主要問題

消費是指最終消費，包括公共消費和私人消費。公共消費包括政府自身消費（行政成本）和社會性消費（政府用于教育、醫療、社保等方面的支出）；私人消費是指居民消費，是社會居民用于衣食住行等方面的生存支出和發展支出。改革開放以來，我國GDP年均增速9.8%，財政收入年均增速接近20%，按支出法核算的GDP最終消費支出年均增長9.65%，低于財政收入和GDP的增長速度。2000—2010年10年間的消費率（消費占GDP的比重）分別為62.3、61.4、59.6、56.8、54.3、51.9、50.0、49.548.4、48.2、47.4，呈逐年下降趨勢；而政府消費占GDP的比重卻穩中有升，1988年為20%，2008年至2010年分別為：27.4、27.4、28.7。可見，居民消費率下降是我國消費率下降的主要原因。

二、稅收促進居民消費的機理分析

（一）居民的收入水平和公共消費水平決定了居民的消費能力

消費受到收入水平的約束，居民消費能力會隨居民可支配收入的提高而提高。在收入水平一定的情況下，理性的消費者會依據現期收入的多少來決定將收入的多少份額用于消費。用于消費份額的大小受到政府社會性公共消費水平的影響。政府社會性公共消費（社會保障）水平提高，將減少居民由于教育、醫療、社保、廉租房等方面的支出；否則，社會居民將會減少現期消費、增加儲蓄以備生活不測之需。

（二）收入分配狀況影響居民整體的消費水平

收入水平決定消費需求結構。貧者會把大部分的收入用于維持基本生活消費，富者只需用收入的很小一部分就可以維持基本生活消費了。因而，貧者的邊際消費傾向較高，富者的邊際消費傾向較低。因此，增加貧者的收入將會極大地提高社會消費。縮小收入分配差距將會極大地釋放社會消費力，這樣有助于提高社會居民整體的消費率。

（三）強化稅收的公平分配職能，減緩收入分配差距

稅收主要在再分配領域發揮作用。在初次分配格局的基礎上，通過稅收制度的設計，如超額累進稅率、稅收的減免和加成等實現對高收入者課以重稅，對低收入者少征稅、免稅，甚至負稅（轉移支付）從而實現公平分配。提高對所得和財產征稅的份額，能夠弱化財富的積累效應、緩解收入分配差距、促進當前消費。

（四）間接稅稅率影響物價水平

間接稅往往作為商品和勞務價格的組成部分而嵌入商品和勞務的銷售價格之中。社會公眾消費任何商品和勞務，都在負擔國家的稅款。由于我國稅收收入過分依賴間接稅，使得政府的稅收收入很大部分是通過公眾消費了含有較高的間接稅的商品和勞務實現的。我國以間接稅為主體的稅制結構推高了物價，在居民可支配收入一定的條件下，降低了居民的消費能力，尤其是抑制了中低收入者的消費能力。

三、我國現行稅制中存在的不利于公平分配的問題

（一）以間接稅為主體的稅制結構不利于公平分配

我國現行稅收制度是1994年基于分稅制改革施行的，雖然確定了流轉稅和所得稅為主體的雙主體稅制結構，但實際運行的結果是以流轉稅為主體。流轉稅屬間接稅。從1994年稅改以來，間接稅占稅收總收入的比重雖略有下降但一直在70%以上，1994年為79%，1998年降為77%，2000年降為74%，從2002年開始一直保持在73%左右。直接稅占稅收收入的比重從1994年的16.2%到1998年的16.9%，再到2002年的25%，雖然上升了近10個百分點，但總的來說還是以間接稅為主體的稅制結構。

間接稅是可以轉嫁的，稅負轉嫁是稅收負擔的再分配。政府征收間接稅雖是從企業征收的，但最終還是由作為消費者的社會居民來負擔。稅負轉嫁與商品的供需彈性直接相關。一般來說，生活必需品的需求彈性較小，納稅人很容易把稅負轉嫁給消費者，而非生活必需品、奢侈品的需求彈性較大，稅負則不易轉嫁。由于低收入階層的收入用于生活必需品的份額較大，其恩格爾系數比較高；而富裕階層用于生活必需品的收入份額則較小，其恩格爾系數比較低，因而，貧者的負擔率高，富者的負擔率反而低，體現了間接稅的累退性。

（二）個人所得稅存在弊病

個人所得稅通過超額累進稅率的制度設計，使高收入者多繳稅，低收入者少繳稅或不交稅，達到結果的相對公平，具有較強的收入再分配功能。但我國現行個稅調節功能有限，甚至存在某種程度上的逆向調節而被社會詬病。原因有三：一是我國的分類征收模式沒能體現量能原則；二是費用扣除沒考慮家庭贍養負擔；三是我國沒有建立起收入、財產數據庫和沒有實行現金交易報告制度，無法確定納稅人的收入，導致稅收流失嚴重，富人少繳稅，“納稅人收入無法確定”被稱為中國稅收第一難。

（三）財產稅不完善

財產稅的分配功能比較強，對財產征稅，不利于儲蓄和財產積累，而有利于現期消費。比如，對遺產與贈與征稅將改變我國國民過度節儉和遺留遺產的習慣，將國民潛在的購買力轉化為現實的購買力，尤其有利于提高高收入者的即期消費。開征社會保障稅使社保資金有了穩定的來源，會提高社會居民的消費預期，降低儲蓄率，有利于現期消費。我國現行財產稅征收范圍小、征收面過窄，財產稅占我國稅收收入的比重僅為6%左右，調節力度非常有限。

（四）征稅環節惡化了收入分配狀況

我國稅收一般遵循屬地主義原則，納稅地點為機構所在地。我國的增值稅和消費稅在生產環節征收的比例很高。生產環節征稅意味著有生產就有稅收。一般來說，發達地區是產品的輸出地，欠發達地區、落后地區是產品的輸入地，生產環節征稅意味著消費地得不到稅收收入。同樣，城市地區因擁有人才、信息及較完備的公共產品和公共服務而成為工商企業的坐落地，廣大的農村地區僅為消費地。稅收利益由農村流入城市，落后地區流入發達地區，加劇了地區之間、城鄉之間的收入差距。同樣，造就了我國高投資、高污染和地方政府異化的怪圈。

四、建立促進居民消費的稅收政策

（一）降低間接稅稅率

當前我國70%以上稅收來自間接稅。大幅度降低間接稅的稅率，尤其是降低生活必需品的稅率，對某些生活必需品實行零稅率。這樣，不但能降低物價、提高居民尤其是中低收入者的消費能力，還有助于保障弱勢群體的基本生活水平。間接稅的累退性使收入越高稅負越低，降低間接稅的比重，改變過分依賴間接稅的稅制結構，實現稅收的公平。

（二）完善個人所得稅，加快向綜合征稅的轉變

在我國現行的稅制中，個人所得稅擔負著主要的調節收入分配差距的重任。2008年以來我國通過了三次稅改：提高了免征額、減少了級距、降低了低級稅率，加強了對高收入群體的征管，對年收入12萬元以上的納稅人需自行綜合申報，個稅的公平分配職能得以加強。但是稅務系統的征稅數據表明，我國富人納稅額與其資產占有份額還是不相稱，富人階層存在少繳稅的現實。

我國的分類所得稅制對不同類別的所得，費用扣除標準、適用稅率不同，存在各類所得之間稅負不均衡，存在稅收籌劃空間。費用扣除沒有體現納稅人的家庭供養負擔及生活成本，沒有體現量能原則。因此我國個稅改革方向應是綜合征稅模式，只有綜合征稅才能給個人所得稅一個“殺富濟貧”的美名，公平分配職能才能真正實現。當然，這些改革的推進需要與我國的征管水平相適應。

（三）健全財產稅制度，弱化財富的積累效應

在我國，通常意義的財產稅包括車船稅、房產稅、城鎮土地使用稅、契稅等。對財產稅的改革思路應是擴大征收范圍、強化對貧富差距的調節。一是擴大房產稅的征收范圍，對房產保有環節征稅、對超生活需求的房產征稅，而不只對商業用房征稅，對居住用房簡單地按套免稅；二是開征社會保障稅，夯實我國社會保障資金，提高居民的消費信心；三是車輛購置稅也應體現汽車的價值和檔次，統一10%的購置稅，調節作用有限；四是著手遺產與贈與稅的調研，做好相關的法律、財產信息的申報登記等配套制度。

（四）改變征稅環節

國際稅收經驗表明，對生產環節多征稅、對最終消費環節少征稅甚至不征稅的稅制不利于社會經濟健康發展。如果改在消費環節征稅，則欠發達地區、農村地區在消費產品時可以獲得稅收收入。稅收利益將驅使地方政府將主要的行政目標放在如何創造良好的消費環境和人居環境以吸引更多的人到此居住。國家對重復建設、資源浪費、環境污染將無為而治，在消費環節征稅對消費的引導和帶動作用將很快顯現出來。

（五）做好稅制改革的配套基礎設施

稅務機關征稅的依據是對納稅人的交易、收入或財產的確認，掌控納稅人的信息資料成為一切稅收征管的基礎。我國每年有大量的稅款流失是不爭的事實。無法確定納稅人的收入、財產和交易成為“中國稅收第一難”，所得稅、財產稅的征收對我國的征管信息提出了很高的要求。推進結合戶籍管理的收入申報、財產登記等社會征信系統建設成為我國稅制改革的必要外部條件。推行非現金結算和現金交易報告制度，注重與銀行、海關、房管局、證券交易所、雇主及主要的消費場所的信息庫聯網，以實現稅務部門對收入、交易、財產的有效監控。

【參考文獻】

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［2］ 鄭幼鋒.促進居民消費的稅收政策研究［J］.稅務與經濟，2009（5）.

篇9

（一）居民消費現狀

衡量國家居民消費情況的一個重要指標是居民消費率，合理的消費率不僅能夠改善居民的消費水平和消費結構，而且能夠刺激國民經濟的良好發展。我國居民消費需求與消費速度遠遠低于世界平均水平。

（二）我國居民消費結構不合理

隨著社會的發展，物質需求的滿足呈現遞減的趨勢，但是精神需求的滿足卻是呈現遞增的趨勢。物質消費占總消費的三成，精神消費占總消費的七成，此為最適宜的消費比例。然而就現今來看，我國的溫飽型消費與享受型的消費之間的比例失調，這嚴重制約了我國經濟和社會的發展。食品消費與居民的人均消費支出在我國有很強的相關性，居住消費和教育消費水平相對偏高，醫療保健和文化教育娛樂產品和服務的發展享受型消費比例低于20%，在農村居民的中比例甚至比這還要低，但這些卻都是推動其他國家消費的重要項目。這與我國缺乏基礎設施建設，醫療保健系統不完備，農民缺乏健康意識等因素都相關。城鎮居民的消費水平快速增長，而農村居民消費水平的增長勢頭卻一直緩慢，在我國農村有很大的消費短板，提高農村居民的消費傾向，加強農村金融服務，發展農村消費市場，開采農村消費潛力，將會成為快速刺激國內需求的首選。

（三）我國稅收政策在刺激居民消費增長方面存在的缺陷

1、當前稅收制度對居民收入的調節力度不夠，影響居民整體消費水平的提高，表現在：在調節收入差距方面，個人所得稅仍顯不夠，有以下缺點：一是采取分類征收，由于對納稅人不同的應稅項目分別依照國家稅務總局規定的稅率計算應納稅額，可能導致那些應納稅所得額較大卻分別屬于多個應稅項目的納稅人稅收負擔相對更輕。二是費用扣除范圍和標準不夠合理，我國當前實施的沒有考慮到納稅人個人住房建設費用、醫療費用和教育費用等與生活相關的費用和家庭實際情況的不同，只是統一實施相同的扣除標準。三是稅率設計不盡合理，盡管在2011年對個人所得稅進行了第四次調整，對工資、薪金所得實行七級超額累進稅率，但級次仍顯較多，且最高邊際稅率較高，而一些非勞動收入如股利、財產轉讓、偶然所得等稅率卻相對過低，這會在很大程度上制約個稅公平職能的發揮。

2、當前稅制對于消費結構調整的力度不夠大，主要表現為消費稅的征稅范圍、稅率設置還不夠科學。消費稅的征稅對象主要該當是非群眾一般日常消費品，征稅項目應當和國內居民的消費水平和消費結構相適宜。現行消費稅對一些普通消費品，如化妝品、啤酒、黃酒和一些生產材料，如輪胎、酒精仍在征收稅款，并且稅率較高，但卻不包括高檔電器、電子產品、皮毛制品、保齡球等一些高端消費產品，這樣不僅難以體現稅收公平，也限制了居民的消費結構升級，不利于促進居民消費增長。

3、現有財產稅的稅收制度在征收對象和征收過程中存在著問題。一是財產稅的征稅范圍不夠，房產稅沒有將超生活需求的房產納為征稅對象，這樣不僅不能反映稅收的公平原則，也不利于資源的有效配置。二是沒有開征遺產和贈與稅。我國居民在增加收入后往往更加傾向于儲蓄而不是消費，將積累的財富傳給子孫后代。這種做法不利于提高居民的消費傾向，不能有效地刺激居民消費。三是當前財產稅的征收項目稀少。目前財產稅只是對房地產，車輛征稅。而沒有對其他固定資產和無形資產，如機械設備、貴金屬及無形動產等征稅，導致財產稅對收入和消費的調節效果有限。四是財產稅率設置不科學。目前由于我國東中西部地區之間經濟發展不平衡，因此并不適合使用統一的財產稅稅率。

4、當前稅收政策在保障低收入家庭，對其基本生活的扶持力度仍然不夠。在我國目前雖然沒有征收社會保障稅，但有在征收社會保障費。然而我國征收的社會保障費與世界上其他國家征收的社會保障稅相比，存在著很大的問題，例如征收職能軟化、效率低下以及保障覆蓋面窄等，同時由于社會保障費在法律方面還很不健全，使得社會保障資金的來源缺少法律保障，甚至一些社會成員基本生活難以保障，提高消費就更加不可能了。

二、稅收政策對居民消費需求的作用機制

（一）所得稅對居民消費需求的作用機制

因為邊際消費傾向呈現遞減趨勢，收入分配一定會影響總消費。收入分配越公平，社會的總需求就會越大；收入分配差距越是懸殊，社會總需求就會越小。據調查，高收入家庭的平均消費傾向比低收入家庭的平均消費傾向幾乎低百分之二十四。從整個社會看，低收入群體的擴大會使社會有效需求減少。國家利用稅收政策控制整個社會居民的收入差距，降低消費的負面影響。在理論上，促進國內居民消費的稅收政策關鍵應當是“減稅”，通過減少應繳納的個人所得稅，刺激消費需求增加，提高居民的可支配收入，進而增加有效需求，從而實現增長。

（二）商品稅對居民消費需求的作用機制

商品價格和消費需求之間是負相關的關系。商品價格的提高會抑制消費需求，這使得稅收楔子直接降低了居民的可支配收入，而稅收楔子作為商品價格的重要組成部分正是稅負轉嫁的結果。以商品稅為主體的稅收結構，雖然表面大多數稅收由企業納稅人負擔，但間接稅收最終卻都轉嫁到了消費者身上，它是通過影響價格來影響人們的消費決策。所以，調整和改進稅收制度結構的著力點應該是提高居民的可支配收入，減小間接稅的比例，增加直接稅的比例。同時由于商品稅的累退性，使得低收入群體相對高收入群體有更重的稅收負擔，從而社會的邊際消費傾向會由于商品稅的累退效應下降。商品稅的累退或累進性及累進程度都由免稅扣除額決定。免稅扣除額越高，征稅率越低，甚至在規模不變的情況下，也可以增加納稅人的可支配收入，提高消費能力。因此，通過調整商品稅的免稅扣除額，也不失為一種強有力的改變邊際消費傾向的方法。

（三）財產稅對居民消費需求的作用機制

財產稅不僅能夠很大程度上調節社會財富，而且在地方政府收入的籌集方面也有著不容忽視的作用。除了企業利潤和政府收入，社會的收入和財富在居民中的分配結構也在很大程度上影響著居民的消費。通過征收遺產稅和贈與稅，可以調節個人財富的儲蓄量，有效地降低人們對于積累財富的熱情，增加即期消費。

三、刺激居民消費的稅收政策取向

（一）加大個人所得稅對收入分配的調節力度

當前在我國實行的稅制中，個人所得稅是主要的調節收入分配差距的稅目。自2011年以來我國先后進行了四次個人所得稅的稅制改革：提高了個人所得稅的免征額，級距減少到了七級，降低了稅率，加強對高收入階層的管理，個人所得稅的分配公平職能得到加強。但征稅數據顯示，富人繳納的稅額與其占有資產并不相稱，仍然還有少繳納稅款的現實。所以我們應該把個人所得稅改革的重點放在其征收模式上面，即實行綜合與分類相結合的混合模式，對于那些沒有費用扣除的股息、紅利所得，偶然所得等投資項目實行分類征收，而對于那些工資薪金、勞動報酬、稿酬、特許權使用費等勞務報酬所得則實行綜合征收。擴大費用扣除范圍，將個人住房建設費用、醫療費用、教育費用等納入其扣除范圍，還要考慮到贍養老人、撫養孩子等不同實際情況，具體問題具體分析，以確定不同的扣除標準，減輕納稅人的負擔。只有這樣才能真正實現個人所得稅的公平分配職能。

（二）調整改革消費稅征稅結構，合理引導消費方向

1、對消費稅的征稅范圍進行科學調整。一些在過去是高端消費品，而在現在是生活必需品和生產資料的消費品，也包含在消費稅的征稅范圍之內。而一些新增高端娛樂消費，如保齡球等活動，這些活動價格高利潤大、且消費此類項目的消費者收入相對較高，卻沒有被納入消費稅的征稅范圍。所以，首先可以選擇一些當前較為普遍的消費品，而且在征稅后不會造成消費者生活水平的下降，因此可以對一些具有一定價值的消費品作為課稅對象，例如皮草服飾、高檔家庭耐用消費品、工藝品等。其次，將娛樂性產業，如臺球、保齡球等，以及特殊服務性行業，例如桑拿、按摩等項目納入消費稅的征稅范圍。第三，對于不利于可持續發展的、能夠造成生態環境污染的消費品征收消費稅。例如一次性紙杯、一次性筷子等。

2、分離消費稅稅價，使消費者明確自己是否承擔稅負、承擔多少稅負，讓消費稅不具隱蔽性，同時可以明確地反映國家抑制或促進某些產品和服務的消費需求的政策。

（三）完善財產稅制度，弱化財富的積累效應

1、實施一般財產稅的征收，擴大財產稅的征收范圍和稅基。可以將超生活需求的房產納入征稅范圍，促進房地產的合理流動，進而促使居民將原本用于這部分房產的資金流向消費市場；也可以通過擴大財產稅的稅基，對各類固定資產、無形資產及銀行存款、股票、債券和其他證券等征收財產稅。通過這些改革措施，既能使用于固定資產或無形資產項目的資金流向消費領域，達到刺激消費的目的，也能促進資產項目的合理分配和有效循環。

2、開征遺產稅和贈與稅。開征這一稅種，有利于在一定程度上改變我國人民固有的節儉儲蓄和將財產傳承給子孫后代的習慣，促進居民增加即期消費。

3、建立累進稅率。可以采取一般的財產稅稅收體系，通過擴大征收范圍和稅基，對符合條件的財產累計匯總，不針對單獨財產進行征稅，這樣有利于提高財產稅累進性。同時要對低收入群體設置免征額。

（四）完善社會保障體系，增強居民的消費信心

1、加強家庭的社會保障能力。由于中國相對落后的農村經濟發展水平，人均國民資源以及越來越龐大的人口，在很短的時間建立健全社會保障制度在農村地區很難實現。因此，我們應該充分發揮和繼承社保的功用。針對我國現存的泛博的農村地區，要具體情況具體分析，充分發揮家庭保障功能，進而提高家庭保障能力。

2、加強土地的社會保障功能。進一步改善和加強農村社保制度，高度重視土地所有的社會保障能力不僅表現在土地的生產方面，更應該強調其發展能力和效益方面，進而提高補償標準。

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（一）城鄉居民消費與資源環境協調性評價分析

1.消費項足跡結構分析。

研究采用生態足跡方法，評估居民消費與資源環境的協調發展水平，結果顯示：2010年青海省城鄉居民人均消費足跡為1.5193hm2，從各消費項來看，生物資源賬戶人均消費足跡0.8767hm2（占2010年城鄉居民消費生態足跡總量的57.71％）；能源及用品賬戶人均消費足跡0.3835hm2（占25.24％）；建設用地、污染、交通和水足跡賬戶人均消費足跡分別為0.0336hm2（占2.21%）、0.1758hm2（占11.57%）、0.0291hm2（占1.92%）和0.0206hm2（1.35%）。分析可見，生物資源賬戶、能源及用品賬戶占消費足跡比例較大，合計為82.95%，反映當前食品、用品等傳統物質消費項目是產生環境污染與資源占用的重要貢獻項。

2.消費占用土地類型結構分析。

從土土地類型看，耕地、化石能源用地和草地所占比例顯著高于其它類型用地。原因在于食品是物質消費的主要組成部分，青海省居民牛羊肉和奶制品消費量較大，故消費占用的土地類型主要為耕地和牧草地，2010年兩類土地占用比例之和為56.8%；隨著耐用品消費、交通工具數量增加，化石能源用地比例提高到34.6%。

3.消費足跡與區域生態承載力比較分析。

2010年青海省城鄉居民人均消費足跡為1.5193hm2，同期人均生態承載量4.4055hm2（扣除12%生物多樣性保護面積）。生態承載力遠大于消費足跡，不存在生態赤字。但消費足跡與生態承載力存在結構赤字，即2010年青海省水資源生態承載量最大，占40.74%，其次為草地占34.32%，由于沒有專門用于吸收CO2的土地，故化石能源用地承載力為0；耕地人均承載量僅為0.4916hm2，而人均消費足跡為0.6863hm2，該類土地顯然不能滿足消費需要，耕地產品仍然需要依靠外界輸入。

（二）城鎮居民不同收入群體生活消費的環境基尼系數計算與分析

2010年青海省城鎮居民不同收入組環境洛倫茨曲線介于絕對公平分配曲線和收入洛倫茨曲線之間，環境基尼系數為0.104，反映城鎮居民消費占用的生態環境資源相對公平，而收入基尼系數為0.3412，不同收入組的生活消費占用的生態環境資源差距較收入差距小。以不同收入組為單位，計算2010年城鎮居民不同消費項的環境基尼系數，結果是，生活交通消費的環境基尼系數為0.2456、衣著及生活用品消費為0.1768、生活用水及能源消費為0.1472、生活污染為0.1463、食品消費為0.0656。不同消費項占有生態環境資源的公平性具有較大的區別，高收入組私家車保有量增加，交通能耗占有的生態環境資源不公平性較強，而食品消費占有的生態環境資源則具有相對較強的公平性。以上分析結果的形成原因在于不同收入組消費性支出在家庭總支出中的比重及消費支出結構的差異。2010年城鎮最低收入組人均消費性支出在家庭總支出中的比重為81％，隨著收入水平提高，消費支出占家庭總支出的比重逐級降低，最高收入組僅為62.9％；從消費結構分析，醫療保健和教育文化娛樂服務兩項非物質消費支出在最低收入組消費支出中的比重為15％，隨著收入水平提高該比重逐漸增加，最高收入組為30％。

二、結論與建議

（一）生活消費占用土地結構與生態承載力結構不對等，存在生態結構赤字，是區域人口與資源環境協調發展的限制因素。

2010年青海省城鄉居民人均耕地、化石能源用地和水域生態承載力不足，存在赤字。耕地承擔著提供食物消費的主要功能，城鄉居民對耕地的需求量最大，但由于氣候等原因青海省人均耕地承載力小于耕地消費足跡；化石能源用地是生活用品、能源消耗和消納生活垃圾占用的生態空間，由于任何區域都不存在用于消納污染物的用地，隨著消費品數量和能耗增加，該項人均生態赤字逐年增大，最終轉化為對自然生態資本的消耗；水域主要指地表水資源，用于提供水產品和吸納廢水，由于自然條件限制，水域承載力不足。生態赤字最終轉換為對自然資本的消耗或外部資源的占用，限制實現可持續發展。

（二）城鎮居民人均消費足跡略高于農村居民，原因在于兩類消費群體在消費水平、消費理念、消費模式和消費結構等方面都存在一定差異。

未來隨著城鎮化發展，農村居民消費水平逐步提高，人均消費足跡量和消費足跡總量將逐步增長，而同時城鎮化也使人口聚集、生活污染物的自然處理和消納渠道衰退，人口發展所產生的資源占用和環境污染問題將更突出。

（三）環境基尼系數小于收入基尼系數，不同收入群體占用的生態環境資源相對公平。

2010年青海省城鎮不同收入居民環境基尼系數為0.104，而收入基尼系數為0.3412。原因在于隨著收入水平提高，消費性支出在家庭總支出中的比重逐漸降低，而非物質消費支出在總消費支出中的比重逐漸增加。不同消費項的環境基尼系數也存在差異，原因在于不同收入群體對食物等生活必需品方面存在剛性需求，因此差異性較小；而高收入群體對于高檔消費品、奢侈品等享受型消費品具有較強的消費能力，所以消費足跡較大。

（四）盡管由于統計資料局限計算結果可能存在一定偏差，但還是客觀反映了居民生活消費環境影響的實際情況。

如在農村生活用能中未計算薪柴使用量等，計算結果比較保守；在水資源生態承載力計算中，假設青海省單位面積的產水量相等的，且計算中僅考慮人口總量和土地面積，結果存在一定偏差；盡管如此，計算結果比較客觀地反映了青海省2010年居民生活消費環境影響的實際情況、城鄉差異。

（五）為緩解城鄉居民消費對生態環境的影響，應采取相應措施。