居民消费水平分析范文

导语：如何才能写好一篇居民消费水平分析，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

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在新型城镇化的大背景下，基于我国多个省份的面板数据，对我国居民消费水平与其影响因素之间的量化关系进行研究。结果表明，居民消费水平不仅与经济发展水平存在着正相关关系，同时还与城镇化程度存在正相关关系，它们都对人民生活水平的提高起到促进作用，所以，我国城镇化程度的进一步提高必然会有利于人们生活水平的提高。

关键词：

居民消费水平；经济发展水平；城镇化程度；量化关系

一、引言与文献综述

城镇化是我国经济发展的主要动力，新型城镇化对我国的发展方式提出了更为严格的要求。城镇化归根到底是人的城镇化，人的城镇化必然与人民的生活质量存在密切关系，否则推荐城镇化进程就失去意义。长期以来，很多学者研究了居民消费水平与其影响因素之间的关系。徐凤等运用协整理论,对改革开放以来中国经济增长与国内居民消费之间的关系进行研究，并指出两者之间存在着长期稳定的关系，消费对经济增长具有长期、稳定的促进作用[1]。付波航等基于中国29个省份1989—2010年的面板数据，对城镇化、人口年龄结构这些人口消费环境或制度变量与居民消费之间的关系进行了实证研究[2]。刘厚莲指出，人口城镇化率与居民消费率呈现正相关关系，城乡实际收入差距与居民消费需求呈现倒U型关系[3]。田青等利用1999—2006年30个省、自治区、直辖市的相关数据分析消费习惯、收入、购房支出、医疗、教育支出、收入波动及利率等因素对消费的影响，实证结果表明，消费习惯、收入是影响消费的主要因素，而收入波动及利率对居民消费的影响不显著[4]。以我国1978—2004年的年度数据为基础，建立反映城/镇化水平和消费增长动态关系的向量自回归(VAR)模型，在模型的基础上，运用脉冲响应函数和方差分解分析了城镇化发展对城镇居民和农村居民消费增长的动态影响，并指出城镇化发展对居民消费增长有促进作用，特别是城镇化发展对农村居民消费增长的累积效应大于对城镇居民消费的累积效应，并且正向拉动效应的持续时问更长也更稳定[5]。储德银等通过建立协整方程和误差修正模型，从城乡比较视角分析我国居民消费需求的影响因素，并研究得出收入水平对城乡居民消费的影响程度最大，而收入分配和政府支出对城乡居民消费影响的绝对程度基本相同[6]。潘明清等从劳动力流动视角分析城镇化影响居民消费的内在机制，使用1996—2011年的省级面板数据，采用动态GMM估计方法，重点检验了劳动力流动、城镇化进程以及它们的交互作用对居民消费的影响并证明了城镇化的积聚效应大于外部成本效应，城镇化促进了居民消费增长[7]。祁毓等在理论机理分析的基础上，分别构建2002—2008年和1997—2008年全国30个省份的面板数据,实证研究了不同来源的收入对城乡居民消费的影响。

二、相关变量叙述城乡居民消费的影响[8]。

（一）居民消费水平居民消费水平是指居民在劳务或者物质产品的消费过程中，对满足发展、享受和生存需要达到的程度，可以用劳务和物质产品的质量和数量反映出来也可以通过消费过程中消耗的货币量反映出来。本文所采用的就是地区居民消费的货币金额数来反应这个地区的居民消费水平。

（二）城镇化程度城镇化程度在不同学科中的定义不同，比如，人口学是指城镇人口占总人口的比重，地理学上是指城市景观的比重。本文依据多数学者的研究方法，用一个地区城镇人口占这个地区总人口的比重来表示该地区的城镇化程度。

（三）经济发展水平经济发展水平是指一个国家经济发展的规模、速度和所达到的水准。反映一个国家经济发展水平的常用指标有国民生产总值、国民收入、人均国民收入、经济发展速度、经济增长速度。本文采用一个地区的人均生产总值来反映该地区的经济发展水平。

（四）变量数据来源本论文中所采用的数据均来自国家统计局网站，有些是直接采用网站的统计数据，有些是根据需要对网站的数据进行了简化计算，因此，可以保证数据的真实性和权威性。

三、建立模型与分析

（一）变量的平稳性检验在对面板数据进行分析时，首先要对数据进行平稳性检验看其是否存在单位根，如果存在单位根则数据不平稳，不能直接进行分析，必须对其差分项进行平稳性检验直至平稳为止。为了论述方便。下文中居民消费水平、城镇化程度和经济发展水平分别用JMXF、CZH和JJFZ表示。平稳性检验的方法主要有ADF-Fisher卡方检验、PP-Fisher卡方检验、Im,PesaranandShinW-stat和Levin，Lin&Chu-t检验[6]，本文依据数据的特征选择ADF-Fisher卡方检验与Im,Pe-saranandShinW-stat作为检验方法。检验结果如表1。由表1可知，JMXF、CZH和JJFZ都为二阶单整序列，可以进行协整分析。协整检验方法主要有Kao检验、Pedroni检验和Johansen协整检验基础上的面板数据协整检验。本文如表2所示，在5%显著性水平下拒绝了原假设，说明JMXF、CZH和JJFZ三者之间存在协整关系。

（二）模型估计本文依据一般构建面板数据的模型形式，构建模型如下：由表3可知，JMXFit=-3625.236+12207.27×CZHit+0.261261×JJFZit。JJFZ与CZH都和JMXF之间存在着正相关的关系，由此可以推出，城镇化程度与人均生产总值都对提升人结论民的消费水平、对于提高人民的生活水平有着促进作用。通过以上的研究可以看出，虽然我国经历了多年的城镇化进程，城镇化程度也达到了一定水平，但是在新型城镇化的大背景下，人均消费水平依然与城镇化水平密切相关，人民生活水平的提高仍然依赖于城镇化的不断推进。

参考文献：

[1]徐凤，金克琴.中国居民消费与经济增长关系的实证研究[J].北京工商大学学报，2009，24（2）：109-113.

[2]付波航，方齐云，宋德勇.城镇化、人日年龄结构与居民消费———基于省际动态面板的实证研究[J].中国人口·资源与环境，2013，23（11）：108-114.

[3]刘厚莲.人口城镇化、城乡收入差距与居民消费需求-基于省际面板数据的实证分析[J].人口与资源，2013，（6）：63-70.

[4]田青.我国城镇居民消费影响因素的区域差异分析[J].管理世界，2008，（7）：27-33.

[5]胡日东，苏桔芳.中国城镇化发展与居民消费增长关系的动态分析[J].上海经济研究，2007，（5）：58-65.

[6]储德银，经庭如.我国城乡居民消费影响因素的比较分析[J].中国软科学，2010，（4）：99-105.

[7]潘明清，高文亮.我国城镇化对居民消费影响效应的检脸与介析[J].宏观经济研究，2014，（1）：118-125.

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【关键词】居民消费水平；GDP；计量检验；协整；误差修正模型

一、模型的提出

改革开放以来，四川省经济得到了持续稳定的发展，居民生活水平显著提高。消费作为拉动经济发展的三大马车之一，决定着产品的需求，影响着厂商的供给，是促进就业及保证社会经济的健康发展的重要因素。除了居民收入水平是影响居民消费水平的重要因素，物价水平也会对居民消费产生不可忽视的影响。为此，本文在众多消费理论研究的基础上，结合1985～2010年四川省居民消费水平相关数据，提出如下模型：

CONS=C（1）+C（2）*I+C（3）*P

其中，CONS为四川省居民消费水平，I为四川省居民收入水平，P为四川省物价水平。

二、数据来源

从《中国统计年鉴》中可以查到从1985年到2010年的按当年价格计算的四川省居民消费水平（CONS）、地区生产总值（GDP）、人口（POP）以及居民消费价格指数（P），以1984年的居民消费价格指数为100），然后用地区生产总值除以人口就可以得到四川省人均生产总值，作为四川省居民收入水平（I）。为了克服数据的不稳定性，对数据取其自然对数。

三、模型的建立、检验及修正

1、模型的建立及参数估计

使用普通最小二乘法，带入数据后得到回归方程模型为：

LNCONS=0.6955+0.6953*LNGDP+0.2110*LNP（1）

（13.8929）（1.7593）

Adj-R2=0.9920，D.W.=1.1253

2、模型的计量经济检验

（1）异方差性检验和调整

对模型（1）进行怀特检验，检验的原假设为残差无异方差性，由于收尾概率远小于显著性水平0.05，残差存在异方差。运用加权最小二乘法加以修正，以1/abs（resid）作为权重，得到模型：

LNCONS=0.7042+0.6921LNGDP+0.2148LNP（2）

（64.0849）（7.7810）

Adj-R2=0.9997，D.W.=1.0952

再对模型（2）进行怀特检验，结果如图一所示：

图一

检验结果概率为0.0561>0.05，即模型（2）不再存在异方差问题。

（2）序列相关性检验

对模型（2）进行LM检验，以判定其是否存在系列相关性，得到ObsR-squared统计量的相伴概率为0.0772，说明存在序列相关性。用差分法消除序列自相关性，将所有变量变为其差分形式，代入数据得到的结果如下所示：

D（LNCONS）=0.0775+0.0362D（LNGDP）+0.6947D（LNP）（3）

（0.5156）（5.3434）

Adj-R2=0.5650，D.W.=1.9942

运用D.W.检验模型（3）的自相关性，查D.W.检验表的结果：样本容量n=26，解释变量k=2，临界值dL=1.22，dU=1.55。由模型（3）可知模型的D.W.值为1.9942，即dU=1.55

（3）多重共线性

模型（3）中两解释变量LNGDP与LNP的简单相关系数为0.9601，说明两者具有较强的共线性，使用剔除法消除其影响，两解释变量系数显著性检验结果如图二所示：

图二

从上图可知LNP的系数t检验值为1.7593，小于1.96，未通过显著性检验，故删除LNP，代入数据所得到的回归方程为：

LNCONS=1.2149+0.7798LNGDP（4）

（53.4192）

Adj-R2=0.9913，D.W.=1.4165

四、四川省居民消费水平与人均GDP长期关系的研究

由于四川省居民消费水平与人均GDP两个经济变量本身是非平稳的时间序列，仅用传统的单方程计量经济模型可能会产生“伪回归”现象。下面将进一步运用协整理论，对四川省居民消费水平与人均GDP数据进行单位根检验、协整检验，探索他们之间的内在关系，并建立误差修正模型。

1、观察图形

查看LNCONS与LNGDP两个时间序列的图形，可知两个时间序列均随时间呈现明显的增长趋势，这两个时间序列均属于非平稳时间序列。对这两组数据进行一阶差分后，两序列随时间上升的趋势均消失了。

2、格兰杰检验

运用EVIEWS软件对DLNCONS、DLNGDP进行格兰杰因果关系检验，选取滞后期为2，得到结果如图三所示：图三

在显著性水平α=0.05时，DLNGDP与DLNCONS互为因果关系，两者之间存在协整关系，可以建立ECM模型。

3、误差修正模型

运用EVIEWS软件得出的结果如上述模型（5）所示：

LNCONS=1.2149+0.7798LNGDP+e1（5）

（10.2475）（53.4192）

Adj-R2=0.9913，D.W.=1.4165

回归方程残差序列估计值为：et= LNCONS-1.2149-0.7798LNGDP，对残差序列进行单位根检验，如图四所示：

图四

残差的ADF检验统计量为-5.6556，小于1%显著性水平下的临界值，所以残差序列是平稳的。建立误差修正模型：

DLNCONS=0.0922+0.2143LNGDP-0.4675et-1+μt（6）

（6.1187）（2.8057）（-4.3552）

Adj-R2=0.8633，D.W.=1.5941

各项统计量表明，模型拟合优度较高，效果不错，说明模型将处于长期均衡，而模型中的别解释变量的短期波动可由差分表现。

五、结论

由上述实证分析结果，可得出以下结论：

1、四川省人均GDP与物价水平均会对居民消费水平产生影响，且其影响都为正相关。即人均GDP增加，居民消费水平提高；物价水平升高，居民消费水平也会随之提高。但是，过高的物价水平将抑制居民的消费欲望，导致居民消费需求下降，从而降低消费水平。

2、四川省居民消费水平与四川省人均GDP之间存在着长期均衡关系。到2010年底，四川省人均GDP为21361.69元，大体上只相当于世界人均GDP水平7518美元的40%。其中一个重要影响因素就是居民消费水平偏低，消费与储蓄紧密相关，传统的储蓄观念也是抑制消费增长的一大原因。

3、消费作为带动经济增长的三大马车之一，提高居民消费水平能同时带动GDP的增长。因此，需要对居民未来的消费趋势进行初步预测，适时调整产业结构和产品结构，不断改善消费环境，完善消费政策，提高消费质量，以便更好地满足人民群众日益增长的物质和文化生活需要，同时保证经济持续稳定健康发展。

参考文献：

[1]易丹辉.数据分析与EViews应用[M]，北京：中国人民大学出版社，2008.

[2]陈瑾瑜.城乡居民消费水平的影响因素分析[J].特区经济，2012/02.

[3]陈娟，林龙，叶阿忠.基于分位数回归的中国居民消费研究[J].数量经济技术经济研究，2008.

[4]乐为，钟意.收入视角下中国农村居民消费水平的影响因素：1985～2006[J].经济问题，2009.

[5]黎洁，邰秀军.西部山区农户贫困脆弱性的影响因素：基于分层模型的实证研究[J].当代经济科学，2009.

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【关键词】广西;农村居民;消费水平;消费结构

0.引言

从1992年亚洲银行“大湄公河次区域经济合作计划”的启动，到2004年中越两国政府“两廊一圈”战略达成共识，再到2006年7月广西壮族自治区正式对外中国―东盟“M”型区域经济合作战略的构想，作为前沿地带的广西，对外贸易数额飞速增长，农村居民的消费水平逐步提高，消费结构有了很大变化。2009年广西农村居民最终消费979.18亿元，而1978年仅为35.9亿元。正确分析广西农村居民消费水平和消费结构的现状与变动情况，对于采取恰当的消费政策和消费途径，最终达到优化消费结构、提高消费需求、刺激经济增长以及全面建设小康社会具有重要意义。

1.消费理论研究综述

由于西方已不存在所谓的“三农”问题，因此西方学者对农村居民消费问题的研究极为鲜见。近年来，我国学者借鉴现代西方消费理论，对我国农村居民的消费问题进行了大量的理论和实证研究。关于我国农村居民消费水平与消费结构的研究如下：卢嘉瑞等具体从中国农民消费结构的演变与比较研究、中国农民消费结构的影响因素、中国农民消费结构现状及评价等方面进行了研究。孙江明和钟甫宁(2000)研究指出，在一定的收入水平下，居民收入分配差距的扩大会降低平均消费倾向和造成农村消费结构的断层和脱节。戴园晨和吴诗芬((2001)研究发现，在居民消费结构逐步升级中，农村消费结构升级滞后于城市，而且消费的地区差距以及层次差距也是在农村表现得尤为明显。唐玲(2003)指出农村消费结构升级的主题是温饱向小康型消费阶段迈进。

2.农村居民消费水平的变动过程

2.1收入水平与消费支出及消费倾向的关系考察

依据西方消费经济学理论，居民的一切消费都是以收入水平为依据的。消费支出是指一定时期用于日常生活的全部支出。按照消费函数理论，随着收入和消费水平的提高，居民消费支出在收入中所占比例，即平均消费倾向APC，呈递减趋势。

表一广西壮族自治区农村居民纯收入、消费支出、人均消费倾向

资料来源：《广西壮族自治区统计年鉴》历年

从表一得出，自1990年以来广西壮族自治区农村居民的人均纯收入有了大幅度提高，尤其是1994年，农村居民的人均纯收入首次突破千元大关，达到1107.02元，比上年增长25.1%。2009年农村居民人均纯收入实现3980.44元，比上年增长了7.8%，比1990年的639.45元增加了3340.99元，年均增长10.5%。从表中的人均消费支出一栏可以看到，1990年人均消费支出仅为536.97元，2009年增长到3231.14元，年均增长10.2%。收入年均增长速度要快于消费支出增长的速度。同时，从表中的APC一栏可以发现APC是呈下降趋势的，验证了凯恩斯关于平均消费倾向递减的规律。总的来说，从1990年到2009年广西农村居民的人均纯收入和人均生活消费支出基本呈较快增长势头。平均消费倾向APC总体上呈递减趋势。

2.2恩格尔系数

随着家庭和个人收入的增加，家庭收入中用于食品方面的支出比例将逐渐减小，这一定律被称为恩格尔定律，反映这一定律的系数被称为恩格尔系数，它是表示生活水平高低的一个指标，指食物支出与总支出的比例。恩格尔定律表明，食物开支占总消费数量比重越大，恩格尔系数越高，生活水平越低；反过来，食物开支占比重越小，恩格尔系数越低，生活水平就越高。国际上常常用恩格尔系数来衡量一个国家和地区人民生活水平的状况。根据联合国粮农组织提出的标准，恩格尔系数在59%以上为贫困，50-59%为温饱，40-50%为小康，30-40%为富裕，低于30%为最富裕。

表二 广西壮族自治区农村居民恩格尔系数

资料来源：《广西壮族自治区统计年鉴》历年。

从表二可以看出，广西壮族自治区农村居民恩格尔系数逐渐呈现下降的趋势，说明广西农村居民的生活水平是逐渐提高的。广西农村居民在1990到1995年间，农村恩格尔系数一直大于60%，由此说明广西农村居民生活消费水平一直处于贫困状态。直到1995年以后，农村居民恩格尔系数才维持在50%到60%之间，农村居民生活有了本质性改善，已基本解决温饱问题。2009年，农村居民恩格尔系数为48.7%，逐步向小康社会迈进。

3.消费结构变化的描述

消费结构是在一定的社会经济条件下，人们在消费过程中所消费的各种不同类型的消费资料的比例关系。

表三广西壮族自治区历年农村居民消费结构

资料来源：《广西壮族自治区统计年鉴》历年

从表三可看出，居民的食品支出从1993年的453.5元上升到2009年的1572.82元，增长3.47倍。与此同时，恩格尔系数由1993年的63.6%下降为2009年的48.7%，下降的幅度较大。按照恩格尔定律，恩格尔系数呈递减趋势说明广西农村居民的生活水平在逐步改善。

衣着支出从1993年的30.4元增长到2009年的91.82元，占总消费支出份额却从4.3%下降到2.8%。从表中我们可以看到，衣着消费支出的比例呈缓慢下降趋势，持续在3%左右。从农村的实际衣着消费构成来看，衣着消费仍处于低级阶段，可见农村的成衣市场还是有极大潜力的。

居住是农民的基本生产生活资料，对农民的生产生活有着较大的影响，从表中可以看到农民的居住消费从1993年的75.4元上升到2009年的677.92元，增长了近9倍，同时也是消费项中增长较快的一个，其占总支出的比重从1993年的10%增至2009年的21%。

家庭设备、用品及服务支出分三阶段变化，第一阶段从1993到1996年，这一时期家用消费水平快速增长，收入的增加使得高档家用产品开始进入百姓人家。第二阶段从1997到2004年，家用消费此时一直徘徊在65元左右，无法再继续上升。其主要原因是广西农村居民所居住的山地环境给很多公共服务的提供带来阻力，致使家用消费支出完全处于停滞状态。第三阶段从2005年到2009年，家用消费水平快速增长。科学技术及经济的发展方便了农村居民电力与水力的供应，之前的山地环境不再成为很多公共服务的障碍，农村居民开始大量购买使用现代化的电器设备。

自1993年以来，广西农村居民的平均寿命由原来的68岁增至71岁，医疗保健消费支出持续加快，基本己超出了收入的增长速度，这深刻体现出农民越来越关心自己的身体，医疗保健意识逐步提高。同时，医保费用的高增长也反映出我国医疗体质改革在农村实施中的弊端，医药价格节节攀升，使农民的医疗支出加快，农民负担加重。随着广西交通通讯的发展，到2003年止，广西摩托车人均拥有量36.2辆，交通工具得到明显改善，乡村电话用户也大幅度增长，农村电话普及率已达到50%以上。■

【参考文献】

［1］广西壮族自治区统计局编.广西壮族自治区统计年鉴[Z]（1990年至2009年）.广西:中国统计出版社.

［2］覃峥.广西壮族自治区农村居民消费问题研究[D].北京：首都师范大学，2007.

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关键词：消费水平；时间序列；二次型模型；指数型模型

一、引言

居民消费水平是指居民在物质产品和劳务的消费过程中，对满足人们生存、发展和享受需要方面所达到的程度。通过消费的物质产品和劳务的数量和质量反映出来。现在物价上涨，我国的消费水平和消费能力提高，对我国的经济发展有一定的推动作用。

所谓时间序列是按照时间的顺序排列的统计数据。对时间序列进行观察，研究，找出一定的规律，预测将来的趋势。在日常生活，生产中，时间序列随处可见，时间序列分析的应用领域很广泛。本文将运用于经济领域。

二、样本与数据处理

本文选用1993年-2012年的居民的消费水平年度数据作为样本。（数据来源：中国统计年鉴2012）

根据EViews7.0得到时序图，知样本总体呈现出不断上升的趋势。进一步做单位根检验可得：P值为1，P值大于0.05，故不能拒绝原假设，即存在单位根，该序列不平稳。

由于序列不平稳，所以对样本数据进行差分处理。经过一阶差分后的单位根检验结果中，P值为0.4349，P值大于0.05，故接受原假设，即存在单位根，该序列不平稳。经过二阶差分后的单位根检验结果中，P值为0.01，P值小于0.05，故拒绝原假设，即不存在单位根，该序列平稳。

三、模型的选择

1. 二次型模型的建立

由于原序列经过二阶差分得到平稳序列可知，此序列可能为二次型序列，所以对其进行二次型模型处理。

（1）确定二次型模型

由EViews7.0

图 对原序列的二次型拟合图

由图1可得到二次型模型，但也需要对其残差自相关等分析，而后对残差进行模型拟合。

（2）二次型模型残差分析

由EViews7.0可得二次型模型的残差分析图，可得Q统计量的P值小于显著性水平5%，所以该序列为非白噪声序列，则需要进行残差模型的拟合，使得序列的模型由两部分组成，即二次型模型和残差序列进行残差模型的拟合。

（3）残差序列模型的拟合

由EViews7.0可得二次型模型的残差分析图可知，残差的偏自相关图看成为2阶截尾，因此建立模型ar（2）进行拟合。由EViews7.0可得残差序列估计结果可知其常数项未能通过检验，所以删去常数项，模型通过显著性检验，模型中AR（1）对应的常数为1.2953，P值为0，AR（2）对应的常数为-0.6441，P值为0.003，拟合优度为0.7116。由残差模型可得出残差模型拟合效果很好，而且各统计量都能通过显著性检验。

（4）对此模型做残差是否为白噪声序列检验，由EViews7.0可得白噪声检验图，该残差序列检验的P值都显著大于显著性水平α=0.05，所以该残差序列为白噪声序列，不需要继续研究。

（5）残差的异方差性检验

利用EViews7.0进行ARCH检验可得P值为0.3577，所以P值显著都大于显著性水平α=0.05，所以残差模型不存在异方差。

（6）由以上步骤可知，二次型模型显著，则建立模型：

2. 指数型模型的建立

（1）对该序列求取一阶差比率，一阶差比率数相差不大，对该序列进行单位根检验，P值为0.0137，P值小于0.05，故拒绝原假设，即不存在单位根，该序列各期数值的一阶差比率平稳。所以可以用指数型模型进行拟合。

（2）由EViews7.0可得原序列指数型模型估计，常数为7.091156，P值为0，@TREND为0.121162，P值为0，拟合优度为0.9773。由指数型模型可知，该模型基本显著，但仍需对残差进行检验，再由EViews7.0得出指数模型残差检验图，可知该模型残差P值皆小于0.05，所以为非白噪声序列，则还需对残差模型拟合。

（3）残差序列的拟合

根据指数模型的残差检验图可知，该残差序列的偏自相关系数二阶截尾，所以选用AR（2）模型进行拟合。得到模型中的AR（1）的常数项为1.26，AR（2）的常数项为-0.5906，拟合优度为0.7778。可知残差模型拟合效果很好，且都通过显著性检验。（4）残差模型的白噪声检验与异方差检验

由eviews7.0可得残差模型的白噪声性检验结果，该残差序列检验的P值都大于显著性水平α=0.05，所以该残差序列为白噪声序列，不需要继续研究。

利用EViews7.0进行ARCH检验可得P值为0.242，所以P值显著都大于显著性水平α=0.05，所以残差模型不存在异方差该残差序列。

（5）由对数模型通过变换，可得原序列的指数型模型为：

四、最优模型的选择及预测

二次型模型中的拟合优度等于0.9818，指数型模型的拟合优度等于0.9773，所以二次型的拟合优度较好，大概的确定二次型模型比较理想，进一步比较二次型和指数型的拟合图知：二次型模型预测效果更好。

由二次型模型预测出的2013～2015年的预测值如下：

表 指数型模型预测结果 单位：元

五、 结论与政策性建议

1.结论

居民消费水平的值和预测值，说明中国居民消费指数一直处于增长趋势，这是也说明人均可收配支出增长，人们的生活条件越来越好。同时使消费水平持续增长，政府调控也非常重要。由于在预测预测中影响因数很多，所以预测值仅为理论值，实际值以中国统计年鉴为准。不过通过我们的预测，还是可以预见居民的消费水平会继续保持增长趋势。生活必需品和生产资料价格的稳定对社会的稳定有着重要作用。

2.政策性建议

政府在制定消费政策时要根据消费函数的特征进行制定。由协整理论可知居民的消费主要取决于居民的收入，要提高居民消费水平，提高居民可支配收入是最重要的。具体措施如下：

（1）适当提高国家机关和事业单位职工工资水平。

（2）建立健全社会保障制度。

（3）要继续强化税收调节个人收入分配的功能。

参考文献：

[1]王燕.应用时间序列分析（第三版）[M].北京：中国人民大学出版社，2012.

[2]庞浩.计量经济学[M].北京：科学出版社，2010.

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关键词:GDPI;CPI;协整检验;误差修正模型

中图分类号:C913.3

文献标识码:A

文章编号:1005-5312(2010)08-0098-01

本文采用了《河北经济年鉴》1984――2008年河北省地区生产总值指数GDPI和居民消费价格指数CPI的时间序列数据,利用协整关系分析等计量分析方法,探讨河北省地区生产总值与居民消费水平之间是否存在长期稳定的关系。

一、河北省居民消费水平与经济增长关系的实证分析

(一)指标的选取和处理

本文选用GDPI(上年=100)来反映经济的增长情况,CPI(上年=100)反映居民消费水平。由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系,并能使其趋势线性化,所以对GDPI和CPI取对数,分别用InGDPI和InCPI表示,以下所有的分析都使用Eviews3.1计量经济分析软件来完成。

(二)数据的单位根检验

判断经济时间序列变量水平数据是否存在长期均衡关系可采用协整性检验,而格兰杰因果检验则可检验经济时间序列变量之间是否存在因果关系,两者均要求经济时间序列变量具有平稳特征。因此我们采用ADF检验对个变量进行单位根检验,各变量的检验结果见表1。

由表1可知,InGDPI、InCPI的一阶差分DInGDPI、DInCPI在5%的显著性水平上拒绝了有单位根的原假设,因此它们均是1阶单整I(1)。可进一步进行协整回归。

(三)协整检验和Granger因果关系检验

对两个变量数据进行EG两步法协整检验,由于haGDPI和InCPI时间序列均为一阶平稳,具有相同的整形阶数,故可以考虑两者之间是否存在协整关系。用普通最小二乘法(0Ls)估计InGDPI、lnCPI之间的方程,同时计算并保存残差ecm,估计方程为:

InCPI=1.457550+0.6794841nGDPI

对残差序列ecm进行ADF单位根检验,得检验的统计量值-2.085177,小于显著性水平5%时的临界值-1.9574,因此可认为估计的残差序列ecm是平稳序列,表明序列InGDPI、InCPI具有协整关系。Granger因果关系检验的结果表明,在5%显著性水平上,河北省地区生产总值和居民消费水平存在单向Granger因果关系。即地区生产总值是居民消费水平增长的Granger原因,但居民消费水平不是地区生产总值增长的Granger原因。

根据Granger定理,一组具有协整关系的变量具有误差修正模型的表达形式。因此,在协整检验的基础上,来进一步建立包括误差修正项在内的误差修正模型,以此来研究模型的短期动态和长期调整特征。DInCPI对DlnGDPI和ecru回归结果如下:

DlnCPIt=0.001483+0.164170DInGDPIt-0.464430ecmt-1

t:(0.153667)　(0.483755)　(-2.768882)

R2=0.292479　DW=1.373427　F=4.340559

各项统计量表明,模型基本通过检验。误差修正项系数为负,符合反向修正机制。模型中的被解释变量的波动可以分为两部分,一部分是短期波动,一部分是长期均衡,差分反映了变量短期波动的影响。因此居民消费的短期变动可以分为两部分:一部分是短期收入波动的影响,一部分是偏离长期均衡的影响。根据模型的参数估计量,短期地区生产总值波动的变化会引起居民消费水平波动的同方向变化,即地区生产总值波动变化1%,将引起居民消费波动变化0.164170%。误差修正项ecmt-1的系数大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。从系数的估计值-0.464430来看,当短期波动偏离长期均衡时,以-0.464430的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。

二、给我们的启示

因果分析的结果表明,河北省经济的增长能在很大程度上促进居民消费水平的提高,但居民消费的增加并不能直接带动经济的增长。因此,只有通过启动消费进而影响投资才能最终达到促进经济增长的目的。

对于刺激消费的一些短期性政策,虽然在短期内可能会扩大消费,但不可能影响收入和消费的长期均衡关系,前一期扩大的消费会在下一期的消费中进行修正。因此,长期来看。要刺激消费市场,必须依靠增加居民的可支配收入。

参考文献:

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[关键词]回归分析 检验 居民消费水平

一、简介

改革开放以来，随着中国经济的快速发展，人民生活水平不断提高，居民的消费水平也在不断增长。研究中国全体居民的消费水平与经济发展的数量关系，对于探寻居民消费增长的规律性，预测居民消费的发展趋势有重要意义。在本研究中，通过在《国家统计数据库》选取了1978年～2009年的年度人均GDP和年度全国居民平均消费水平，并对人均GDP对居民消费水平的影响以及2010年居民消费水平进行预测。

二、一元线性回归分析

可以看出.居民消费水平（Y）和人均GDP（X）大体呈现为线性关系，为分析中国居民消费水平随人均GDP变动的数量规律性，建立线性Y=a+bx。回归模型。

参数估计及检验 应用Eviews进行操作得下表：

根据分析结果，可以得出回归方程为：y=a+bx=0.360x+327.3329，常数项和GDP系数的参数估计分别对应系数为327.3329和0.3598。此外，残差平方和是2611591，对数似然值是-226.3618，分别是最小二乘估计和最大似然估计目标函数的值。

1978年到2009年这期间的居民人均消费和人均GDP之间的相关系数为0.987，说明我国人均GDP与居民人均消费之间存在着高度的相关关系，我国人均GDP每增长一元，我国居民的人均消费就增加0.36元。这符合我国的国情，也符合宏观经济理论框架。在结果中，参数估计量的标准差分别是70.49， 0.00749。对应常数项C和变量X系数两个参数估计的T的统计量分别是32.81，114.52，反映两个参数都是显著的。

2.检验

T检验：是对回归系数的线性统计关系的检验，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，则x与y之间有显著地线性关系。

R检验：相关系数检验，也是一种判别两个变量之间是存在线性相关关系以及关系强弱的一种方法。具体可由可决系数和相关系数进行判别。R=0.987查表得R（α，30）=0.349。R>R（α，30），因而x和y线性相关显著，通过检验。

F检验：是通过构造F统计量并与查表值相比较判别x与y是否有线性关系的一种方法。查F分布表Fα（1，，30）=250，F=2304.509，F> Fα（1，，30），因此自变量x与y之间存在显著地线性关系，通过检验。

D-W检验：主要用于检验随机扰动项有无自相关存在。回归结果中，DW= 0.099373 D-W检验有效。

综上可得，上面的回归方程可作为最终确定的数学模型：Y=0.360X+327.3329

做点预测，将X2010=29991.8代入预测模型得2010年居民消费水平值为11120.52元。当2010年人均GDP为X2010=29991.8时，Yf 平均置信区度95%的预测区间为（11120.52+285.6785，11120.52 -285.6785）最终得（10834.8415，11406.1985）元。

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关键词：居民消费；二元性；差异

中图分类号：F126文献标志码：A文章编号：1673-291X（2014）11-0007-02

目前，我国作为一个发展中国家所存在的二元经济结构还没有消除，由此所形成的城乡居民消费的二元性对居民的消费需求造成阻碍影响，极大地制约了经济的快速协调发展。因此，缩小城乡收入差距，消除城乡居民消费的二元性，是扩大我国消费需求，推动经济持续健康发展的必由之路。

一、城乡居民消费率的二元性

作为居民消费的两个有机组成部分，我国的居民消费率呈现出二元性特征。从对1978―2010年我国农村居民与城镇居民消费率的变化趋势对比可以看出，农村与城镇居民的消费率呈逐年扩大的趋势。农村居民消费率从1990年的24.2%下降到2010年的7.8%，达到了历史以来的最低水平，下降了16.4个百分点，年降幅约78%。特别是近几年，农村居民消费率下降尤为严重。而城镇居民消费率则呈现相反的发展方向，从1990年的24.6%上升到2010年的26%。其中，2000年时达到最高为31.1%，上升了6.5个百分点；2000年往后有所降低，但降幅并不大。

二、城乡居民消费水平的二元性

改革开放之后，我国城乡居民的消费水平均出现了巨额增长，但是由于城市居民的消费基数和增长速度都比农村居民要大，所以城乡居民的消费水平差距自1978年改革开放以来越来越大。1978年，农村居民消费水平为138元，而城镇居民消费水平为405元；到2010年，农村和城镇居民的消费水平分别达到4 455元和15 907元，分别是1978年的32.28倍和39.27倍，增长速度分别达到0.31%和0.38%。虽然34年来农村居民和城镇居民消费支出额的增长都是巨大的，但城镇居民的消费水平增长速度比农村居民高出0.05个百分点。农村居民消费的起点本就比城镇居民低，再加之增长速度又慢于城镇居民，那么消费水平差距的扩大就是必然的。

（一）城乡居民消费中实物水平的差异

我国自1973年开始城乡社会消费品零售总额呈大幅度增长趋势，但城乡社会消费品之间的差额是呈现先缩小再扩大的趋势。

（二）城乡居民消费中服务水平的差异

城乡居民消费中以医疗保健、文教娱乐用品及服务、交通通讯来近似代表居民的服务性消费，由统计局中的医疗保健、文教娱乐用品及服务、交通通讯数据相加得出。分析其数据看出，我国自改革开放后城乡居民服务性消费的比重呈大幅度增长趋势，但城乡服务性消费的比重间的差额是呈现先扩大再缩小的趋势。

（三）城乡居民消费品质量水平的差异

从前面的分析虽然可说明城乡消费的一些差距，但实际上应不仅关注量上的差别，也应关注质上的差别，如果考虑商品的性价比，农村消费品的价格甚至远远高于同类的城市消费品。当前，我国农村市场远未成熟，城乡市场分割严重。由于大量商业企业尚未延伸向农村，在农村销售的商品种类和数量都非常有限。农村消费市场供给渠道单一，竞争不够充分，因此在没有严格的管制和有效的打假措施下，生产、销售假冒伪劣产品比正品更能获得超额利润，农村成了倾销假冒伪劣商品的“温床”。据中消协的调查显示，31.3%的农民认为购买生活资料不方便，37.2%的农民认为购买生产资料不方便。2002年以来，曾被假冒伪劣商品侵权的消费者占54.9 %，烟、酒、饮料、儿童小食品这四种与生活息息相关的食品遭遇假货的比率都超过了10%。

三、城乡居民消费结构的二元性

消费结构是指在一定社会经济关系下，人们在消费过程中消费不同类型的消费资料的比例关系。分析1978―2010年城乡居民家庭恩格尔系数可以看出，随着城乡居民生活水平不断提高，1995年以来我国城乡居民家庭恩格尔系数总趋势在下降，城镇居民家庭恩格尔系数从1995年的50.1%下降到2008年的37.9%，逐步实现小康，走向富裕。农村居民家庭恩格尔系数从1995年的58.6%降到2008年的43.7%，基本达到小康水平。但是农村居民的恩格尔系数明显高于城镇居民，这说明农村居民的消费水平明显低于城镇居民。

分析1978―2010年城乡居民家庭人均消费支出结构可以看出，我国城乡居民消费结构有一些相似性，即食品支出占比例最大，但比重逐渐下降，然而不论是城镇居民还是农村居民住与行两方面的消费支出逐年增高，城镇居民2002年住、行支出分别为624.36元、267.24元，2010年上升为1 332.14元、1 254.80元；农村居民住、行支出在1980年分别为22.5元和0.6元，到2010年上升为835.2元和461.1元，农村居民食品和居住两项基本的生活保障花费占据了消费支出的主要部分。在城镇，日用的耐用消费品已基本普及，正步入住房、私家车、子女教育的消费升级阶段；而在农村，大件耐用消费品多年来并未形成消费热点，住房、私家车、子女教育消费更是相对困难。城镇居民精神文化生活相对丰富，农民在文教娱乐用品、服务方面的消费与城镇居民相比要少。这表明，尽管城乡居民的消费结构不断升级，但城乡居民之间还存在着较为明显的结构性差异，农村居民消费层次相对较低。

（一）居民食品消费比较

在人均食品消费方面，农村居民消费水平比城镇居民低很多，2010年农村居民人均食品消费为1 800.7元，而城镇居民人均食品消费为4 259.81元。农村居民营养性、动物性食品的消费量远不及城镇居民，2006年农村居民人均消费猪牛羊肉、家禽、鲜蛋及制品、水产品的数量分别是同一收入档次下城镇居民的75.5%、76.6%、82.1%和88%。

（二）城乡衣着消费比较

2010年，农村居民人均衣着消费为264元，而城镇居民人均衣着消费则高达1 165.91元，城乡衣着消费相差悬殊。此外，衣着消费质量档次上也有显著差别。城镇居民衣着消费以中高档为主；农村居民的衣着消费在向成衣化转变中，也开始由低档向中档转变，但总体上仍以中低档为主，更注重衣着的结实耐用、经济实惠。

（三）城乡居住消费比较

首先，从居住支出比重看，农村远高于城镇。城镇居民住房支出比重明显偏低，而农村住房支出比重偏高，这主要受城乡消费观念不同的影响。其次，从支出额来看，由于城乡收入水平的差异，农村居住支出额上升缓慢，年均增长速度为9.8%；而城镇居住消费年均增速达到19.6%。再次，从居住面积和居住质量来看，农村居住面积大，而城镇居住质量高。城镇人均居住面积从1997年的17.8平方米提高到2004年的25平方米，农村人均从22.5平方米提高到27.9平方米。但是，城镇居民住房全部为钢筋混凝土结构且内部装饰考究甚至豪华，而对于农村居民，住房建设大多是为了满足基本生活需要，农村居民尚有近25%的草房、土坯房。

（四）城乡文教娱乐及医疗保健消费比较

改革开放以来，城乡居民文教娱乐和医疗保健支出都在逐步增加，文教娱乐支出已经在城乡各项支出中跃居第三位。但是，由于城乡收入水平差距以及消费环境的差异，城镇居民这两项支出额和支出比重均高于农村居民。

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）

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【关键词】 居民消费； 收入分配； 税收制度； 征管信息

长期以来，我国经济增长主要依靠投资和出口来拉动，经济高增长的背后是高投资、高消耗和高污染。靠资源投入的粗放式增长是不可持续的。我国政府在尽力改变这种状况，采取了很多补救措施、出台了相关政策制度。“十二五”规划提出坚持扩大内需战略，把扩大消费需求作为扩大内需的战略重点。中央经济工作会议明确提出把着力扩大内需特别是消费需求列为2012年的主要工作之一。消费在国民经济发展中的作用凸显。

一、消费在国民经济中的地位分析

（一）低消费是我国经济的软肋

改革开放以来，我国经济出现了特有的高投资、高储蓄、高顺差及低消费的“三高一低”现象，经济增长主要靠投资和出口这“两驾马车”，拉动经济增长的消费却逐年出现下降。2010年我国的消费率仅为47.4%，低于发达国家和发展中国家。低消费带来高储蓄，高储蓄又促成了高信贷和高投资，内需不足只能通过出口来解决过剩的产能，高顺差又带来我国外汇占款过多，流动性过剩，加剧了通货膨胀。高顺差加大了我国经济的外贸依存度，加大了我国宏观经济的风险。这种粗放式增长与我国“十二五”规划提出的内生驱动、创新增长的经济发展方式格格不入。

（二）促进消费、实现消费的均等化是我国构建和谐社会的必备前提

人类生产劳动的最终目的是为了消费，只有将劳动成果通过最终消费转化为人类更高的生活水平和生活质量，人类的劳动、经济的发展才能回归本来的意义。否则，搞经济、促发展、保增长只是停留在“为了生产而生产”“为了增长而增长”的怪圈，商品的价值不能通过最终消费实现，国民经济就难以维持良性循环。消费水平直接关系到人的生存状况，每个社会成员都有最基本的消费需求，包括基本营养、基本教育、基本医疗、基本住房，人们生活水平与生活质量的提高必然伴随着这些基本消费需求的提高。当前我国社会问题集中表现在财富差距、收入差距和消费差距的拉大，富人太富、穷人太多，行业之间和地区之前和城乡之间的差距在加速，社会阶层固化，社会分化在加速。消费差距的拉大导致社会公平的缺失。只有消费逐步均等化，让普通老百姓老有所养、学有所教、病有所医、住有其居，生活水平和生活质量不断提高才能构建和谐社会。

（三）当前我国消费领域存在的主要问题

消费是指最终消费，包括公共消费和私人消费。公共消费包括政府自身消费（行政成本）和社会性消费（政府用于教育、医疗、社保等方面的支出）；私人消费是指居民消费，是社会居民用于衣食住行等方面的生存支出和发展支出。改革开放以来，我国GDP年均增速9.8%，财政收入年均增速接近20%，按支出法核算的GDP最终消费支出年均增长9.65%，低于财政收入和GDP的增长速度。2000—2010年10年间的消费率（消费占GDP的比重）分别为62.3、61.4、59.6、56.8、54.3、51.9、50.0、49.548.4、48.2、47.4，呈逐年下降趋势；而政府消费占GDP的比重却稳中有升，1988年为20%，2008年至2010年分别为：27.4、27.4、28.7。可见，居民消费率下降是我国消费率下降的主要原因。

二、税收促进居民消费的机理分析

（一）居民的收入水平和公共消费水平决定了居民的消费能力

消费受到收入水平的约束，居民消费能力会随居民可支配收入的提高而提高。在收入水平一定的情况下，理性的消费者会依据现期收入的多少来决定将收入的多少份额用于消费。用于消费份额的大小受到政府社会性公共消费水平的影响。政府社会性公共消费（社会保障）水平提高，将减少居民由于教育、医疗、社保、廉租房等方面的支出；否则，社会居民将会减少现期消费、增加储蓄以备生活不测之需。

（二）收入分配状况影响居民整体的消费水平

收入水平决定消费需求结构。贫者会把大部分的收入用于维持基本生活消费，富者只需用收入的很小一部分就可以维持基本生活消费了。因而，贫者的边际消费倾向较高，富者的边际消费倾向较低。因此，增加贫者的收入将会极大地提高社会消费。缩小收入分配差距将会极大地释放社会消费力，这样有助于提高社会居民整体的消费率。

（三）强化税收的公平分配职能，减缓收入分配差距

税收主要在再分配领域发挥作用。在初次分配格局的基础上，通过税收制度的设计，如超额累进税率、税收的减免和加成等实现对高收入者课以重税，对低收入者少征税、免税，甚至负税（转移支付）从而实现公平分配。提高对所得和财产征税的份额，能够弱化财富的积累效应、缓解收入分配差距、促进当前消费。

（四）间接税税率影响物价水平

间接税往往作为商品和劳务价格的组成部分而嵌入商品和劳务的销售价格之中。社会公众消费任何商品和劳务，都在负担国家的税款。由于我国税收收入过分依赖间接税，使得政府的税收收入很大部分是通过公众消费了含有较高的间接税的商品和劳务实现的。我国以间接税为主体的税制结构推高了物价，在居民可支配收入一定的条件下，降低了居民的消费能力，尤其是抑制了中低收入者的消费能力。

三、我国现行税制中存在的不利于公平分配的问题

（一）以间接税为主体的税制结构不利于公平分配

我国现行税收制度是1994年基于分税制改革施行的，虽然确定了流转税和所得税为主体的双主体税制结构，但实际运行的结果是以流转税为主体。流转税属间接税。从1994年税改以来，间接税占税收总收入的比重虽略有下降但一直在70%以上，1994年为79%，1998年降为77%，2000年降为74%，从2002年开始一直保持在73%左右。直接税占税收收入的比重从1994年的16.2%到1998年的16.9%，再到2002年的25%，虽然上升了近10个百分点，但总的来说还是以间接税为主体的税制结构。

间接税是可以转嫁的，税负转嫁是税收负担的再分配。政府征收间接税虽是从企业征收的，但最终还是由作为消费者的社会居民来负担。税负转嫁与商品的供需弹性直接相关。一般来说，生活必需品的需求弹性较小，纳税人很容易把税负转嫁给消费者，而非生活必需品、奢侈品的需求弹性较大，税负则不易转嫁。由于低收入阶层的收入用于生活必需品的份额较大，其恩格尔系数比较高；而富裕阶层用于生活必需品的收入份额则较小，其恩格尔系数比较低，因而，贫者的负担率高，富者的负担率反而低，体现了间接税的累退性。

（二）个人所得税存在弊病

个人所得税通过超额累进税率的制度设计，使高收入者多缴税，低收入者少缴税或不交税，达到结果的相对公平，具有较强的收入再分配功能。但我国现行个税调节功能有限，甚至存在某种程度上的逆向调节而被社会诟病。原因有三：一是我国的分类征收模式没能体现量能原则；二是费用扣除没考虑家庭赡养负担；三是我国没有建立起收入、财产数据库和没有实行现金交易报告制度，无法确定纳税人的收入，导致税收流失严重，富人少缴税，“纳税人收入无法确定”被称为中国税收第一难。

（三）财产税不完善

财产税的分配功能比较强，对财产征税，不利于储蓄和财产积累，而有利于现期消费。比如，对遗产与赠与征税将改变我国国民过度节俭和遗留遗产的习惯，将国民潜在的购买力转化为现实的购买力，尤其有利于提高高收入者的即期消费。开征社会保障税使社保资金有了稳定的来源，会提高社会居民的消费预期，降低储蓄率，有利于现期消费。我国现行财产税征收范围小、征收面过窄，财产税占我国税收收入的比重仅为6%左右，调节力度非常有限。

（四）征税环节恶化了收入分配状况

我国税收一般遵循属地主义原则，纳税地点为机构所在地。我国的增值税和消费税在生产环节征收的比例很高。生产环节征税意味着有生产就有税收。一般来说，发达地区是产品的输出地，欠发达地区、落后地区是产品的输入地，生产环节征税意味着消费地得不到税收收入。同样，城市地区因拥有人才、信息及较完备的公共产品和公共服务而成为工商企业的坐落地，广大的农村地区仅为消费地。税收利益由农村流入城市，落后地区流入发达地区，加剧了地区之间、城乡之间的收入差距。同样，造就了我国高投资、高污染和地方政府异化的怪圈。

四、建立促进居民消费的税收政策

（一）降低间接税税率

当前我国70%以上税收来自间接税。大幅度降低间接税的税率，尤其是降低生活必需品的税率，对某些生活必需品实行零税率。这样，不但能降低物价、提高居民尤其是中低收入者的消费能力，还有助于保障弱势群体的基本生活水平。间接税的累退性使收入越高税负越低，降低间接税的比重，改变过分依赖间接税的税制结构，实现税收的公平。

（二）完善个人所得税，加快向综合征税的转变

在我国现行的税制中，个人所得税担负着主要的调节收入分配差距的重任。2008年以来我国通过了三次税改：提高了免征额、减少了级距、降低了低级税率，加强了对高收入群体的征管，对年收入12万元以上的纳税人需自行综合申报，个税的公平分配职能得以加强。但是税务系统的征税数据表明，我国富人纳税额与其资产占有份额还是不相称，富人阶层存在少缴税的现实。

我国的分类所得税制对不同类别的所得，费用扣除标准、适用税率不同，存在各类所得之间税负不均衡，存在税收筹划空间。费用扣除没有体现纳税人的家庭供养负担及生活成本，没有体现量能原则。因此我国个税改革方向应是综合征税模式，只有综合征税才能给个人所得税一个“杀富济贫”的美名，公平分配职能才能真正实现。当然，这些改革的推进需要与我国的征管水平相适应。

（三）健全财产税制度，弱化财富的积累效应

在我国，通常意义的财产税包括车船税、房产税、城镇土地使用税、契税等。对财产税的改革思路应是扩大征收范围、强化对贫富差距的调节。一是扩大房产税的征收范围，对房产保有环节征税、对超生活需求的房产征税，而不只对商业用房征税，对居住用房简单地按套免税；二是开征社会保障税，夯实我国社会保障资金，提高居民的消费信心；三是车辆购置税也应体现汽车的价值和档次，统一10%的购置税，调节作用有限；四是着手遗产与赠与税的调研，做好相关的法律、财产信息的申报登记等配套制度。

（四）改变征税环节

国际税收经验表明，对生产环节多征税、对最终消费环节少征税甚至不征税的税制不利于社会经济健康发展。如果改在消费环节征税，则欠发达地区、农村地区在消费产品时可以获得税收收入。税收利益将驱使地方政府将主要的行政目标放在如何创造良好的消费环境和人居环境以吸引更多的人到此居住。国家对重复建设、资源浪费、环境污染将无为而治，在消费环节征税对消费的引导和带动作用将很快显现出来。

（五）做好税制改革的配套基础设施

税务机关征税的依据是对纳税人的交易、收入或财产的确认，掌控纳税人的信息资料成为一切税收征管的基础。我国每年有大量的税款流失是不争的事实。无法确定纳税人的收入、财产和交易成为“中国税收第一难”，所得税、财产税的征收对我国的征管信息提出了很高的要求。推进结合户籍管理的收入申报、财产登记等社会征信系统建设成为我国税制改革的必要外部条件。推行非现金结算和现金交易报告制度，注重与银行、海关、房管局、证券交易所、雇主及主要的消费场所的信息库联网，以实现税务部门对收入、交易、财产的有效监控。

【参考文献】

［1］ 高培勇.税制结构差异惹的祸？［N］.中国财经报，2011-02-22.

［2］ 郑幼锋.促进居民消费的税收政策研究［J］.税务与经济，2009（5）.

篇9

（一）居民消费现状

衡量国家居民消费情况的一个重要指标是居民消费率，合理的消费率不仅能够改善居民的消费水平和消费结构，而且能够刺激国民经济的良好发展。我国居民消费需求与消费速度远远低于世界平均水平。

（二）我国居民消费结构不合理

随着社会的发展，物质需求的满足呈现递减的趋势，但是精神需求的满足却是呈现递增的趋势。物质消费占总消费的三成，精神消费占总消费的七成，此为最适宜的消费比例。然而就现今来看，我国的温饱型消费与享受型的消费之间的比例失调，这严重制约了我国经济和社会的发展。食品消费与居民的人均消费支出在我国有很强的相关性，居住消费和教育消费水平相对偏高，医疗保健和文化教育娱乐产品和服务的发展享受型消费比例低于20%，在农村居民的中比例甚至比这还要低，但这些却都是推动其他国家消费的重要项目。这与我国缺乏基础设施建设，医疗保健系统不完备，农民缺乏健康意识等因素都相关。城镇居民的消费水平快速增长，而农村居民消费水平的增长势头却一直缓慢，在我国农村有很大的消费短板，提高农村居民的消费倾向，加强农村金融服务，发展农村消费市场，开采农村消费潜力，将会成为快速刺激国内需求的首选。

（三）我国税收政策在刺激居民消费增长方面存在的缺陷

1、当前税收制度对居民收入的调节力度不够，影响居民整体消费水平的提高，表现在：在调节收入差距方面，个人所得税仍显不够，有以下缺点：一是采取分类征收，由于对纳税人不同的应税项目分别依照国家税务总局规定的税率计算应纳税额，可能导致那些应纳税所得额较大却分别属于多个应税项目的纳税人税收负担相对更轻。二是费用扣除范围和标准不够合理，我国当前实施的没有考虑到纳税人个人住房建设费用、医疗费用和教育费用等与生活相关的费用和家庭实际情况的不同，只是统一实施相同的扣除标准。三是税率设计不尽合理，尽管在2011年对个人所得税进行了第四次调整，对工资、薪金所得实行七级超额累进税率，但级次仍显较多，且最高边际税率较高，而一些非劳动收入如股利、财产转让、偶然所得等税率却相对过低，这会在很大程度上制约个税公平职能的发挥。

2、当前税制对于消费结构调整的力度不够大，主要表现为消费税的征税范围、税率设置还不够科学。消费税的征税对象主要该当是非群众一般日常消费品，征税项目应当和国内居民的消费水平和消费结构相适宜。现行消费税对一些普通消费品，如化妆品、啤酒、黄酒和一些生产材料，如轮胎、酒精仍在征收税款，并且税率较高，但却不包括高档电器、电子产品、皮毛制品、保龄球等一些高端消费产品，这样不仅难以体现税收公平，也限制了居民的消费结构升级，不利于促进居民消费增长。

3、现有财产税的税收制度在征收对象和征收过程中存在着问题。一是财产税的征税范围不够，房产税没有将超生活需求的房产纳为征税对象，这样不仅不能反映税收的公平原则，也不利于资源的有效配置。二是没有开征遗产和赠与税。我国居民在增加收入后往往更加倾向于储蓄而不是消费，将积累的财富传给子孙后代。这种做法不利于提高居民的消费倾向，不能有效地刺激居民消费。三是当前财产税的征收项目稀少。目前财产税只是对房地产，车辆征税。而没有对其他固定资产和无形资产，如机械设备、贵金属及无形动产等征税，导致财产税对收入和消费的调节效果有限。四是财产税率设置不科学。目前由于我国东中西部地区之间经济发展不平衡，因此并不适合使用统一的财产税税率。

4、当前税收政策在保障低收入家庭，对其基本生活的扶持力度仍然不够。在我国目前虽然没有征收社会保障税，但有在征收社会保障费。然而我国征收的社会保障费与世界上其他国家征收的社会保障税相比，存在着很大的问题，例如征收职能软化、效率低下以及保障覆盖面窄等，同时由于社会保障费在法律方面还很不健全，使得社会保障资金的来源缺少法律保障，甚至一些社会成员基本生活难以保障，提高消费就更加不可能了。

二、税收政策对居民消费需求的作用机制

（一）所得税对居民消费需求的作用机制

因为边际消费倾向呈现递减趋势，收入分配一定会影响总消费。收入分配越公平，社会的总需求就会越大；收入分配差距越是悬殊，社会总需求就会越小。据调查，高收入家庭的平均消费倾向比低收入家庭的平均消费倾向几乎低百分之二十四。从整个社会看，低收入群体的扩大会使社会有效需求减少。国家利用税收政策控制整个社会居民的收入差距，降低消费的负面影响。在理论上，促进国内居民消费的税收政策关键应当是“减税”，通过减少应缴纳的个人所得税，刺激消费需求增加，提高居民的可支配收入，进而增加有效需求，从而实现增长。

（二）商品税对居民消费需求的作用机制

商品价格和消费需求之间是负相关的关系。商品价格的提高会抑制消费需求，这使得税收楔子直接降低了居民的可支配收入，而税收楔子作为商品价格的重要组成部分正是税负转嫁的结果。以商品税为主体的税收结构，虽然表面大多数税收由企业纳税人负担，但间接税收最终却都转嫁到了消费者身上，它是通过影响价格来影响人们的消费决策。所以，调整和改进税收制度结构的着力点应该是提高居民的可支配收入，减小间接税的比例，增加直接税的比例。同时由于商品税的累退性，使得低收入群体相对高收入群体有更重的税收负担，从而社会的边际消费倾向会由于商品税的累退效应下降。商品税的累退或累进性及累进程度都由免税扣除额决定。免税扣除额越高，征税率越低，甚至在规模不变的情况下，也可以增加纳税人的可支配收入，提高消费能力。因此，通过调整商品税的免税扣除额，也不失为一种强有力的改变边际消费倾向的方法。

（三）财产税对居民消费需求的作用机制

财产税不仅能够很大程度上调节社会财富，而且在地方政府收入的筹集方面也有着不容忽视的作用。除了企业利润和政府收入，社会的收入和财富在居民中的分配结构也在很大程度上影响着居民的消费。通过征收遗产税和赠与税，可以调节个人财富的储蓄量，有效地降低人们对于积累财富的热情，增加即期消费。

三、刺激居民消费的税收政策取向

（一）加大个人所得税对收入分配的调节力度

当前在我国实行的税制中，个人所得税是主要的调节收入分配差距的税目。自2011年以来我国先后进行了四次个人所得税的税制改革：提高了个人所得税的免征额，级距减少到了七级，降低了税率，加强对高收入阶层的管理，个人所得税的分配公平职能得到加强。但征税数据显示，富人缴纳的税额与其占有资产并不相称，仍然还有少缴纳税款的现实。所以我们应该把个人所得税改革的重点放在其征收模式上面，即实行综合与分类相结合的混合模式，对于那些没有费用扣除的股息、红利所得，偶然所得等投资项目实行分类征收，而对于那些工资薪金、劳动报酬、稿酬、特许权使用费等劳务报酬所得则实行综合征收。扩大费用扣除范围，将个人住房建设费用、医疗费用、教育费用等纳入其扣除范围，还要考虑到赡养老人、抚养孩子等不同实际情况，具体问题具体分析，以确定不同的扣除标准，减轻纳税人的负担。只有这样才能真正实现个人所得税的公平分配职能。

（二）调整改革消费税征税结构，合理引导消费方向

1、对消费税的征税范围进行科学调整。一些在过去是高端消费品，而在现在是生活必需品和生产资料的消费品，也包含在消费税的征税范围之内。而一些新增高端娱乐消费，如保龄球等活动，这些活动价格高利润大、且消费此类项目的消费者收入相对较高，却没有被纳入消费税的征税范围。所以，首先可以选择一些当前较为普遍的消费品，而且在征税后不会造成消费者生活水平的下降，因此可以对一些具有一定价值的消费品作为课税对象，例如皮草服饰、高档家庭耐用消费品、工艺品等。其次，将娱乐性产业，如台球、保龄球等，以及特殊服务性行业，例如桑拿、按摩等项目纳入消费税的征税范围。第三，对于不利于可持续发展的、能够造成生态环境污染的消费品征收消费税。例如一次性纸杯、一次性筷子等。

2、分离消费税税价，使消费者明确自己是否承担税负、承担多少税负，让消费税不具隐蔽性，同时可以明确地反映国家抑制或促进某些产品和服务的消费需求的政策。

（三）完善财产税制度，弱化财富的积累效应

1、实施一般财产税的征收，扩大财产税的征收范围和税基。可以将超生活需求的房产纳入征税范围，促进房地产的合理流动，进而促使居民将原本用于这部分房产的资金流向消费市场；也可以通过扩大财产税的税基，对各类固定资产、无形资产及银行存款、股票、债券和其他证券等征收财产税。通过这些改革措施，既能使用于固定资产或无形资产项目的资金流向消费领域，达到刺激消费的目的，也能促进资产项目的合理分配和有效循环。

2、开征遗产税和赠与税。开征这一税种，有利于在一定程度上改变我国人民固有的节俭储蓄和将财产传承给子孙后代的习惯，促进居民增加即期消费。

3、建立累进税率。可以采取一般的财产税税收体系，通过扩大征收范围和税基，对符合条件的财产累计汇总，不针对单独财产进行征税，这样有利于提高财产税累进性。同时要对低收入群体设置免征额。

（四）完善社会保障体系，增强居民的消费信心

1、加强家庭的社会保障能力。由于中国相对落后的农村经济发展水平，人均国民资源以及越来越庞大的人口，在很短的时间建立健全社会保障制度在农村地区很难实现。因此，我们应该充分发挥和继承社保的功用。针对我国现存的泛博的农村地区，要具体情况具体分析，充分发挥家庭保障功能，进而提高家庭保障能力。

2、加强土地的社会保障功能。进一步改善和加强农村社保制度，高度重视土地所有的社会保障能力不仅表现在土地的生产方面，更应该强调其发展能力和效益方面，进而提高补偿标准。

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（一）城乡居民消费与资源环境协调性评价分析

1.消费项足迹结构分析。

研究采用生态足迹方法，评估居民消费与资源环境的协调发展水平，结果显示：2010年青海省城乡居民人均消费足迹为1.5193hm2，从各消费项来看，生物资源账户人均消费足迹0.8767hm2（占2010年城乡居民消费生态足迹总量的57.71％）；能源及用品账户人均消费足迹0.3835hm2（占25.24％）；建设用地、污染、交通和水足迹账户人均消费足迹分别为0.0336hm2（占2.21%）、0.1758hm2（占11.57%）、0.0291hm2（占1.92%）和0.0206hm2（1.35%）。分析可见，生物资源账户、能源及用品账户占消费足迹比例较大，合计为82.95%，反映当前食品、用品等传统物质消费项目是产生环境污染与资源占用的重要贡献项。

2.消费占用土地类型结构分析。

从土土地类型看，耕地、化石能源用地和草地所占比例显著高于其它类型用地。原因在于食品是物质消费的主要组成部分，青海省居民牛羊肉和奶制品消费量较大，故消费占用的土地类型主要为耕地和牧草地，2010年两类土地占用比例之和为56.8%；随着耐用品消费、交通工具数量增加，化石能源用地比例提高到34.6%。

3.消费足迹与区域生态承载力比较分析。

2010年青海省城乡居民人均消费足迹为1.5193hm2，同期人均生态承载量4.4055hm2（扣除12%生物多样性保护面积）。生态承载力远大于消费足迹，不存在生态赤字。但消费足迹与生态承载力存在结构赤字，即2010年青海省水资源生态承载量最大，占40.74%，其次为草地占34.32%，由于没有专门用于吸收CO2的土地，故化石能源用地承载力为0；耕地人均承载量仅为0.4916hm2，而人均消费足迹为0.6863hm2，该类土地显然不能满足消费需要，耕地产品仍然需要依靠外界输入。

（二）城镇居民不同收入群体生活消费的环境基尼系数计算与分析

2010年青海省城镇居民不同收入组环境洛伦茨曲线介于绝对公平分配曲线和收入洛伦茨曲线之间，环境基尼系数为0.104，反映城镇居民消费占用的生态环境资源相对公平，而收入基尼系数为0.3412，不同收入组的生活消费占用的生态环境资源差距较收入差距小。以不同收入组为单位，计算2010年城镇居民不同消费项的环境基尼系数，结果是，生活交通消费的环境基尼系数为0.2456、衣着及生活用品消费为0.1768、生活用水及能源消费为0.1472、生活污染为0.1463、食品消费为0.0656。不同消费项占有生态环境资源的公平性具有较大的区别，高收入组私家车保有量增加，交通能耗占有的生态环境资源不公平性较强，而食品消费占有的生态环境资源则具有相对较强的公平性。以上分析结果的形成原因在于不同收入组消费性支出在家庭总支出中的比重及消费支出结构的差异。2010年城镇最低收入组人均消费性支出在家庭总支出中的比重为81％，随着收入水平提高，消费支出占家庭总支出的比重逐级降低，最高收入组仅为62.9％；从消费结构分析，医疗保健和教育文化娱乐服务两项非物质消费支出在最低收入组消费支出中的比重为15％，随着收入水平提高该比重逐渐增加，最高收入组为30％。

二、结论与建议

（一）生活消费占用土地结构与生态承载力结构不对等，存在生态结构赤字，是区域人口与资源环境协调发展的限制因素。

2010年青海省城乡居民人均耕地、化石能源用地和水域生态承载力不足，存在赤字。耕地承担着提供食物消费的主要功能，城乡居民对耕地的需求量最大，但由于气候等原因青海省人均耕地承载力小于耕地消费足迹；化石能源用地是生活用品、能源消耗和消纳生活垃圾占用的生态空间，由于任何区域都不存在用于消纳污染物的用地，随着消费品数量和能耗增加，该项人均生态赤字逐年增大，最终转化为对自然生态资本的消耗；水域主要指地表水资源，用于提供水产品和吸纳废水，由于自然条件限制，水域承载力不足。生态赤字最终转换为对自然资本的消耗或外部资源的占用，限制实现可持续发展。

（二）城镇居民人均消费足迹略高于农村居民，原因在于两类消费群体在消费水平、消费理念、消费模式和消费结构等方面都存在一定差异。

未来随着城镇化发展，农村居民消费水平逐步提高，人均消费足迹量和消费足迹总量将逐步增长，而同时城镇化也使人口聚集、生活污染物的自然处理和消纳渠道衰退，人口发展所产生的资源占用和环境污染问题将更突出。

（三）环境基尼系数小于收入基尼系数，不同收入群体占用的生态环境资源相对公平。

2010年青海省城镇不同收入居民环境基尼系数为0.104，而收入基尼系数为0.3412。原因在于随着收入水平提高，消费性支出在家庭总支出中的比重逐渐降低，而非物质消费支出在总消费支出中的比重逐渐增加。不同消费项的环境基尼系数也存在差异，原因在于不同收入群体对食物等生活必需品方面存在刚性需求，因此差异性较小；而高收入群体对于高档消费品、奢侈品等享受型消费品具有较强的消费能力，所以消费足迹较大。

（四）尽管由于统计资料局限计算结果可能存在一定偏差，但还是客观反映了居民生活消费环境影响的实际情况。

如在农村生活用能中未计算薪柴使用量等，计算结果比较保守；在水资源生态承载力计算中，假设青海省单位面积的产水量相等的，且计算中仅考虑人口总量和土地面积，结果存在一定偏差；尽管如此，计算结果比较客观地反映了青海省2010年居民生活消费环境影响的实际情况、城乡差异。

（五）为缓解城乡居民消费对生态环境的影响，应采取相应措施。