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篇1

在新型城鎮(zhèn)化的大背景下，基于我國(guó)多個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)水平與其影響因素之間的量化關(guān)系進(jìn)行研究。結(jié)果表明，居民消費(fèi)水平不僅與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在著正相關(guān)關(guān)系，同時(shí)還與城鎮(zhèn)化程度存在正相關(guān)關(guān)系，它們都對(duì)人民生活水平的提高起到促進(jìn)作用，所以，我國(guó)城鎮(zhèn)化程度的進(jìn)一步提高必然會(huì)有利于人們生活水平的提高。

關(guān)鍵詞：

居民消費(fèi)水平；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；城鎮(zhèn)化程度；量化關(guān)系

一、引言與文獻(xiàn)綜述

城鎮(zhèn)化是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要?jiǎng)恿Γ滦统擎?zhèn)化對(duì)我國(guó)的發(fā)展方式提出了更為嚴(yán)格的要求。城鎮(zhèn)化歸根到底是人的城鎮(zhèn)化，人的城鎮(zhèn)化必然與人民的生活質(zhì)量存在密切關(guān)系，否則推薦城鎮(zhèn)化進(jìn)程就失去意義。長(zhǎng)期以來(lái)，很多學(xué)者研究了居民消費(fèi)水平與其影響因素之間的關(guān)系。徐鳳等運(yùn)用協(xié)整理論,對(duì)改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行研究，并指出兩者之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有長(zhǎng)期、穩(wěn)定的促進(jìn)作用[1]。付波航等基于中國(guó)29個(gè)省份1989—2010年的面板數(shù)據(jù)，對(duì)城鎮(zhèn)化、人口年齡結(jié)構(gòu)這些人口消費(fèi)環(huán)境或制度變量與居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究[2]。劉厚蓮指出，人口城鎮(zhèn)化率與居民消費(fèi)率呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，城鄉(xiāng)實(shí)際收入差距與居民消費(fèi)需求呈現(xiàn)倒U型關(guān)系[3]。田青等利用1999—2006年30個(gè)省、自治區(qū)、直轄市的相關(guān)數(shù)據(jù)分析消費(fèi)習(xí)慣、收入、購(gòu)房支出、醫(yī)療、教育支出、收入波動(dòng)及利率等因素對(duì)消費(fèi)的影響，實(shí)證結(jié)果表明，消費(fèi)習(xí)慣、收入是影響消費(fèi)的主要因素，而收入波動(dòng)及利率對(duì)居民消費(fèi)的影響不顯著[4]。以我國(guó)1978—2004年的年度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，建立反映城/鎮(zhèn)化水平和消費(fèi)增長(zhǎng)動(dòng)態(tài)關(guān)系的向量自回歸(VAR)模型，在模型的基礎(chǔ)上，運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析了城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響，并指出城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)居民消費(fèi)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，特別是城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)的累積效應(yīng)大于對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的累積效應(yīng)，并且正向拉動(dòng)效應(yīng)的持續(xù)時(shí)問(wèn)更長(zhǎng)也更穩(wěn)定[5]。儲(chǔ)德銀等通過(guò)建立協(xié)整方程和誤差修正模型，從城鄉(xiāng)比較視角分析我國(guó)居民消費(fèi)需求的影響因素，并研究得出收入水平對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響程度最大，而收入分配和政府支出對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)影響的絕對(duì)程度基本相同[6]。潘明清等從勞動(dòng)力流動(dòng)視角分析城鎮(zhèn)化影響居民消費(fèi)的內(nèi)在機(jī)制，使用1996—2011年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，采用動(dòng)態(tài)GMM估計(jì)方法，重點(diǎn)檢驗(yàn)了勞動(dòng)力流動(dòng)、城鎮(zhèn)化進(jìn)程以及它們的交互作用對(duì)居民消費(fèi)的影響并證明了城鎮(zhèn)化的積聚效應(yīng)大于外部成本效應(yīng)，城鎮(zhèn)化促進(jìn)了居民消費(fèi)增長(zhǎng)[7]。祁毓等在理論機(jī)理分析的基礎(chǔ)上，分別構(gòu)建2002—2008年和1997—2008年全國(guó)30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù),實(shí)證研究了不同來(lái)源的收入對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響。

二、相關(guān)變量敘述城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響[8]。

（一）居民消費(fèi)水平居民消費(fèi)水平是指居民在勞務(wù)或者物質(zhì)產(chǎn)品的消費(fèi)過(guò)程中，對(duì)滿足發(fā)展、享受和生存需要達(dá)到的程度，可以用勞務(wù)和物質(zhì)產(chǎn)品的質(zhì)量和數(shù)量反映出來(lái)也可以通過(guò)消費(fèi)過(guò)程中消耗的貨幣量反映出來(lái)。本文所采用的就是地區(qū)居民消費(fèi)的貨幣金額數(shù)來(lái)反應(yīng)這個(gè)地區(qū)的居民消費(fèi)水平。

（二）城鎮(zhèn)化程度城鎮(zhèn)化程度在不同學(xué)科中的定義不同，比如，人口學(xué)是指城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎兀乩韺W(xué)上是指城市景觀的比重。本文依據(jù)多數(shù)學(xué)者的研究方法，用一個(gè)地區(qū)城鎮(zhèn)人口占這個(gè)地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋?lái)表示該地區(qū)的城鎮(zhèn)化程度。

（三）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是指一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)模、速度和所達(dá)到的水準(zhǔn)。反映一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的常用指標(biāo)有國(guó)民生產(chǎn)總值、國(guó)民收入、人均國(guó)民收入、經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。本文采用一個(gè)地區(qū)的人均生產(chǎn)總值來(lái)反映該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

（四）變量數(shù)據(jù)來(lái)源本論文中所采用的數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，有些是直接采用網(wǎng)站的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，有些是根據(jù)需要對(duì)網(wǎng)站的數(shù)據(jù)進(jìn)行了簡(jiǎn)化計(jì)算，因此，可以保證數(shù)據(jù)的真實(shí)性和權(quán)威性。

三、建立模型與分析

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)在對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析時(shí)，首先要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)看其是否存在單位根，如果存在單位根則數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，不能直接進(jìn)行分析，必須對(duì)其差分項(xiàng)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)直至平穩(wěn)為止。為了論述方便。下文中居民消費(fèi)水平、城鎮(zhèn)化程度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分別用JMXF、CZH和JJFZ表示。平穩(wěn)性檢驗(yàn)的方法主要有ADF-Fisher卡方檢驗(yàn)、PP-Fisher卡方檢驗(yàn)、Im,PesaranandShinW-stat和Levin，Lin&Chu-t檢驗(yàn)[6]，本文依據(jù)數(shù)據(jù)的特征選擇ADF-Fisher卡方檢驗(yàn)與Im,Pe-saranandShinW-stat作為檢驗(yàn)方法。檢驗(yàn)結(jié)果如表1。由表1可知，JMXF、CZH和JJFZ都為二階單整序列，可以進(jìn)行協(xié)整分析。協(xié)整檢驗(yàn)方法主要有Kao檢驗(yàn)、Pedroni檢驗(yàn)和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)基礎(chǔ)上的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)。本文如表2所示，在5%顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，說(shuō)明JMXF、CZH和JJFZ三者之間存在協(xié)整關(guān)系。

（二）模型估計(jì)本文依據(jù)一般構(gòu)建面板數(shù)據(jù)的模型形式，構(gòu)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(guān)的關(guān)系，由此可以推出，城鎮(zhèn)化程度與人均生產(chǎn)總值都對(duì)提升人結(jié)論民的消費(fèi)水平、對(duì)于提高人民的生活水平有著促進(jìn)作用。通過(guò)以上的研究可以看出，雖然我國(guó)經(jīng)歷了多年的城鎮(zhèn)化進(jìn)程，城鎮(zhèn)化程度也達(dá)到了一定水平，但是在新型城鎮(zhèn)化的大背景下，人均消費(fèi)水平依然與城鎮(zhèn)化水平密切相關(guān)，人民生活水平的提高仍然依賴于城鎮(zhèn)化的不斷推進(jìn)。

參考文獻(xiàn)：

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篇2

關(guān)鍵詞：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值；消費(fèi)水平；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

一、引言

消費(fèi)、投資和凈出口是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三大需求。它們之間的比例是否合理，直接影響著宏觀經(jīng)濟(jì)效益和經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。近些年來(lái)，我國(guó)投資率不斷攀升，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)度依賴投資和出口的拉動(dòng)。這種失衡狀況如不盡快改變，將會(huì)造成大批生產(chǎn)能力閑置，直接影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)快速健康發(fā)展。采取有效措施擴(kuò)大消費(fèi)，增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用，是緩解這一矛盾的根本出路

宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中，消費(fèi)支出受多種因素影響，如居民收入水平、物價(jià)水平、利率、收入分配、個(gè)人偏好、社會(huì)風(fēng)尚等等。經(jīng)濟(jì)學(xué)家一般認(rèn)為，在影響消費(fèi)的各種因素中，收入是影響消費(fèi)最重要、最穩(wěn)定的因素。根據(jù)凱恩斯的收入決定理論，收入是消費(fèi)的主要決定因素，利率不重要。鑒于此，本文將國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值即GDP作為影響消費(fèi)水平的一個(gè)重要變量。但戰(zhàn)后的研究表明，絕對(duì)收入假設(shè)適用于短期分析而不是適用于長(zhǎng)期分析，導(dǎo)致了“消費(fèi)函數(shù)之謎”。這就是相對(duì)收入假說(shuō)、生命周期假說(shuō)和持久收入假說(shuō)興起和發(fā)展的原因。所以，為了克服收入對(duì)消費(fèi)水平影響的這個(gè)片面性，本文引入了人口因素即人口數(shù)量。人口的短期波動(dòng)雖對(duì)消費(fèi)的影響較小，但人口與消費(fèi)在長(zhǎng)期具有較強(qiáng)聯(lián)系。

國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值分為名義國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和真實(shí)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。名義國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指用生產(chǎn)物品和勞務(wù)的當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的全部最終產(chǎn)品的市場(chǎng)價(jià)值：真實(shí)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指用從某一年作為基期的價(jià)格計(jì)算出來(lái)的全部最終產(chǎn)品的市場(chǎng)價(jià)值。所以為了更好地研究收入對(duì)消費(fèi)水平的影響，引進(jìn)另一個(gè)重要因素――價(jià)格指數(shù)，即CPI。

二、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)收集

（一）模型構(gòu)建

模型設(shè)為

Yi＝β0+β1X1i+β2X2i+β3X3i+μ

其中： Y表示遼寧省居民消費(fèi)水平； X1表示遼寧省GDP； X2表示遼寧省人口數(shù)量； X3表示遼寧省CPI；β0，β1，β2，β3表示要估計(jì)的參數(shù)； μ表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)收集

本文采用1987-2008年的年度數(shù)據(jù)，樣本量為22，如表1所示。

三、模型的參數(shù)估計(jì)

運(yùn)用Eviews軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，如表2所示。

可得：F=814.9911，通過(guò)查表得知，遼寧省居民人均消費(fèi)水平與各個(gè)解釋變量之間線性關(guān)系顯著。

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

綜上所述，根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)知識(shí)，需要對(duì)模型進(jìn)行的檢驗(yàn)和修正。

四、對(duì)模型進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)與修正

首先，運(yùn)用Eviews軟件得到相關(guān)系數(shù)矩陣表，可以看出：X1與X2之間關(guān)系密切，但X3與X1、X2之間聯(lián)系不強(qiáng)。

其次，運(yùn)用Eviews分別做Y對(duì)X1，X2，X3的一元回歸，得：

R12=0.975536，表明模型的擬合優(yōu)度比較好。

R22=0.821000，表明模型的擬合優(yōu)度比較好。

R32=0.262925，表明模型的擬合優(yōu)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(dāng)年遼寧省實(shí)際國(guó)民生產(chǎn)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(fèi)水平；X4表示實(shí)際國(guó)民生產(chǎn)總值；X2表示遼寧省人口數(shù)量；β0，β1，β2，β3表示要估計(jì)的參數(shù)；μ表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

最后，運(yùn)用Eviews對(duì)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(guò)查表得知，表明從總體上看，遼寧省居民人均消費(fèi)水平與各個(gè)解釋變量之間線性關(guān)系顯著。

R2=0.993730表明模型的擬合優(yōu)度比較好，比較原始模型有所提高，同時(shí)，各參數(shù)的t值也比較顯著。

五、對(duì)模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)

運(yùn)用Eviews對(duì)模型進(jìn)行White檢驗(yàn)，如表3所示。

可以得出：

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

六、對(duì)模型進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)

運(yùn)用Eviews對(duì)模型進(jìn)行一階，二階自相關(guān)檢驗(yàn)，得知：此模型存在自相關(guān)。因此，運(yùn)用Eviews對(duì)模型進(jìn)行迭代法修正，經(jīng)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(guò)查表得知，表明從總體上看，遼寧省居民人均消費(fèi)水平與各個(gè)解釋變量之間線性關(guān)系顯著。

R2=0.997684，表明模型的擬合優(yōu)度比較好。

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

七、結(jié)論

模型的經(jīng)濟(jì)意義：當(dāng)其他因素不變時(shí)，遼寧省實(shí)際生產(chǎn)總值每增加1億元，遼寧省人均消費(fèi)水平將增加55.58元：當(dāng)其他因素不變時(shí)，遼寧省人口每增加1萬(wàn)。遼寧省人均消費(fèi)水平將增加4.5元。

文中的實(shí)際生產(chǎn)總值由名義生產(chǎn)總值除以消費(fèi)價(jià)格指數(shù)得出的，所以，說(shuō)明消費(fèi)價(jià)格指數(shù)也對(duì)居民消費(fèi)水平有影響，當(dāng)名義生產(chǎn)總值不變時(shí)，消費(fèi)價(jià)格指數(shù)越低，消費(fèi)水平越高。

綜上所述，實(shí)際生產(chǎn)總值，人口數(shù)量及消費(fèi)價(jià)格指數(shù)均對(duì)居民消費(fèi)水平有影響，其中實(shí)際生產(chǎn)總值的影響作用明顯。

參考文獻(xiàn)：

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篇3

【關(guān)鍵詞】廣西;農(nóng)村居民;消費(fèi)水平;消費(fèi)結(jié)構(gòu)

0.引言

從1992年亞洲銀行“大湄公河次區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作計(jì)劃”的啟動(dòng)，到2004年中越兩國(guó)政府“兩廊一圈”戰(zhàn)略達(dá)成共識(shí)，再到2006年7月廣西壯族自治區(qū)正式對(duì)外中國(guó)―東盟“M”型區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作戰(zhàn)略的構(gòu)想，作為前沿地帶的廣西，對(duì)外貿(mào)易數(shù)額飛速增長(zhǎng)，農(nóng)村居民的消費(fèi)水平逐步提高，消費(fèi)結(jié)構(gòu)有了很大變化。2009年廣西農(nóng)村居民最終消費(fèi)979.18億元，而1978年僅為35.9億元。正確分析廣西農(nóng)村居民消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀與變動(dòng)情況，對(duì)于采取恰當(dāng)?shù)南M(fèi)政策和消費(fèi)途徑，最終達(dá)到優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)、提高消費(fèi)需求、刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及全面建設(shè)小康社會(huì)具有重要意義。

1.消費(fèi)理論研究綜述

由于西方已不存在所謂的“三農(nóng)”問(wèn)題，因此西方學(xué)者對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)問(wèn)題的研究極為鮮見(jiàn)。近年來(lái)，我國(guó)學(xué)者借鑒現(xiàn)代西方消費(fèi)理論，對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)問(wèn)題進(jìn)行了大量的理論和實(shí)證研究。關(guān)于我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)水平與消費(fèi)結(jié)構(gòu)的研究如下：盧嘉瑞等具體從中國(guó)農(nóng)民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的演變與比較研究、中國(guó)農(nóng)民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響因素、中國(guó)農(nóng)民消費(fèi)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀及評(píng)價(jià)等方面進(jìn)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(kuò)大會(huì)降低平均消費(fèi)傾向和造成農(nóng)村消費(fèi)結(jié)構(gòu)的斷層和脫節(jié)。戴園晨和吳詩(shī)芬((2001)研究發(fā)現(xiàn)，在居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)逐步升級(jí)中，農(nóng)村消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)滯后于城市，而且消費(fèi)的地區(qū)差距以及層次差距也是在農(nóng)村表現(xiàn)得尤為明顯。唐玲(2003)指出農(nóng)村消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的主題是溫飽向小康型消費(fèi)階段邁進(jìn)。

2.農(nóng)村居民消費(fèi)水平的變動(dòng)過(guò)程

2.1收入水平與消費(fèi)支出及消費(fèi)傾向的關(guān)系考察

依據(jù)西方消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，居民的一切消費(fèi)都是以收入水平為依據(jù)的。消費(fèi)支出是指一定時(shí)期用于日常生活的全部支出。按照消費(fèi)函數(shù)理論，隨著收入和消費(fèi)水平的提高，居民消費(fèi)支出在收入中所占比例，即平均消費(fèi)傾向APC，呈遞減趨勢(shì)。

表一廣西壯族自治區(qū)農(nóng)村居民純收入、消費(fèi)支出、人均消費(fèi)傾向

資料來(lái)源：《廣西壯族自治區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒》歷年

從表一得出，自1990年以來(lái)廣西壯族自治區(qū)農(nóng)村居民的人均純收入有了大幅度提高，尤其是1994年，農(nóng)村居民的人均純收入首次突破千元大關(guān)，達(dá)到1107.02元，比上年增長(zhǎng)25.1%。2009年農(nóng)村居民人均純收入實(shí)現(xiàn)3980.44元，比上年增長(zhǎng)了7.8%，比1990年的639.45元增加了3340.99元，年均增長(zhǎng)10.5%。從表中的人均消費(fèi)支出一欄可以看到，1990年人均消費(fèi)支出僅為536.97元，2009年增長(zhǎng)到3231.14元，年均增長(zhǎng)10.2%。收入年均增長(zhǎng)速度要快于消費(fèi)支出增長(zhǎng)的速度。同時(shí)，從表中的APC一欄可以發(fā)現(xiàn)APC是呈下降趨勢(shì)的，驗(yàn)證了凱恩斯關(guān)于平均消費(fèi)傾向遞減的規(guī)律?？偟膩?lái)說(shuō)，從1990年到2009年廣西農(nóng)村居民的人均純收入和人均生活消費(fèi)支出基本呈較快增長(zhǎng)勢(shì)頭。平均消費(fèi)傾向APC總體上呈遞減趨勢(shì)。

2.2恩格爾系數(shù)

隨著家庭和個(gè)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(shù)被稱為恩格爾系數(shù)，它是表示生活水平高低的一個(gè)指標(biāo)，指食物支出與總支出的比例。恩格爾定律表明，食物開(kāi)支占總消費(fèi)數(shù)量比重越大，恩格爾系數(shù)越高，生活水平越低；反過(guò)來(lái)，食物開(kāi)支占比重越小，恩格爾系數(shù)越低，生活水平就越高。國(guó)際上常常用恩格爾系數(shù)來(lái)衡量一個(gè)國(guó)家和地區(qū)人民生活水平的狀況。根據(jù)聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織提出的標(biāo)準(zhǔn)，恩格爾系數(shù)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(qū)農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)

資料來(lái)源：《廣西壯族自治區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒》歷年。

從表二可以看出，廣西壯族自治區(qū)農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)逐漸呈現(xiàn)下降的趨勢(shì)，說(shuō)明廣西農(nóng)村居民的生活水平是逐漸提高的。廣西農(nóng)村居民在1990到1995年間，農(nóng)村恩格爾系數(shù)一直大于60%，由此說(shuō)明廣西農(nóng)村居民生活消費(fèi)水平一直處于貧困狀態(tài)。直到1995年以后，農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)才維持在50%到60%之間，農(nóng)村居民生活有了本質(zhì)性改善，已基本解決溫飽問(wèn)題。2009年，農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)為48.7%，逐步向小康社會(huì)邁進(jìn)。

3.消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化的描述

消費(fèi)結(jié)構(gòu)是在一定的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件下，人們?cè)谙M(fèi)過(guò)程中所消費(fèi)的各種不同類(lèi)型的消費(fèi)資料的比例關(guān)系。

表三廣西壯族自治區(qū)歷年農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)

資料來(lái)源：《廣西壯族自治區(qū)統(tǒng)計(jì)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(zhǎng)3.47倍。與此同時(shí)，恩格爾系數(shù)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(shù)呈遞減趨勢(shì)說(shuō)明廣西農(nóng)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(zhǎng)到2009年的91.82元，占總消費(fèi)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(fèi)支出的比例呈緩慢下降趨勢(shì)，持續(xù)在3%左右。從農(nóng)村的實(shí)際衣著消費(fèi)構(gòu)成來(lái)看，衣著消費(fèi)仍處于低級(jí)階段，可見(jiàn)農(nóng)村的成衣市場(chǎng)還是有極大潛力的。

居住是農(nóng)民的基本生產(chǎn)生活資料，對(duì)農(nóng)民的生產(chǎn)生活有著較大的影響，從表中可以看到農(nóng)民的居住消費(fèi)從1993年的75.4元上升到2009年的677.92元，增長(zhǎng)了近9倍，同時(shí)也是消費(fèi)項(xiàng)中增長(zhǎng)較快的一個(gè)，其占總支出的比重從1993年的10%增至2009年的21%。

家庭設(shè)備、用品及服務(wù)支出分三階段變化，第一階段從1993到1996年，這一時(shí)期家用消費(fèi)水平快速增長(zhǎng)，收入的增加使得高檔家用產(chǎn)品開(kāi)始進(jìn)入百姓人家。第二階段從1997到2004年，家用消費(fèi)此時(shí)一直徘徊在65元左右，無(wú)法再繼續(xù)上升。其主要原因是廣西農(nóng)村居民所居住的山地環(huán)境給很多公共服務(wù)的提供帶來(lái)阻力，致使家用消費(fèi)支出完全處于停滯狀態(tài)。第三階段從2005年到2009年，家用消費(fèi)水平快速增長(zhǎng)?？茖W(xué)技術(shù)及經(jīng)濟(jì)的發(fā)展方便了農(nóng)村居民電力與水力的供應(yīng)，之前的山地環(huán)境不再成為很多公共服務(wù)的障礙，農(nóng)村居民開(kāi)始大量購(gòu)買(mǎi)使用現(xiàn)代化的電器設(shè)備。

自1993年以來(lái)，廣西農(nóng)村居民的平均壽命由原來(lái)的68歲增至71歲，醫(yī)療保健消費(fèi)支出持續(xù)加快，基本己超出了收入的增長(zhǎng)速度，這深刻體現(xiàn)出農(nóng)民越來(lái)越關(guān)心自己的身體，醫(yī)療保健意識(shí)逐步提高。同時(shí)，醫(yī)保費(fèi)用的高增長(zhǎng)也反映出我國(guó)醫(yī)療體質(zhì)改革在農(nóng)村實(shí)施中的弊端，醫(yī)藥價(jià)格節(jié)節(jié)攀升，使農(nóng)民的醫(yī)療支出加快，農(nóng)民負(fù)擔(dān)加重。隨著廣西交通通訊的發(fā)展，到2003年止，廣西摩托車(chē)人均擁有量36.2輛，交通工具得到明顯改善，鄉(xiāng)村電話用戶也大幅度增長(zhǎng)，農(nóng)村電話普及率已達(dá)到50%以上?！?/p>

【參考文獻(xiàn)】

［1］廣西壯族自治區(qū)統(tǒng)計(jì)局編.廣西壯族自治區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒[Z]（1990年至2009年）.廣西:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社.

［2］覃崢.廣西壯族自治區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)問(wèn)題研究[D].北京：首都師范大學(xué)，2007.

篇4

關(guān)鍵詞：消費(fèi)水平；時(shí)間序列；二次型模型；指數(shù)型模型

一、引言

居民消費(fèi)水平是指居民在物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的消費(fèi)過(guò)程中，對(duì)滿足人們生存、發(fā)展和享受需要方面所達(dá)到的程度。通過(guò)消費(fèi)的物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量反映出來(lái)?，F(xiàn)在物價(jià)上漲，我國(guó)的消費(fèi)水平和消費(fèi)能力提高，對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有一定的推動(dòng)作用。

所謂時(shí)間序列是按照時(shí)間的順序排列的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行觀察，研究，找出一定的規(guī)律，預(yù)測(cè)將來(lái)的趨勢(shì)。在日常生活，生產(chǎn)中，時(shí)間序列隨處可見(jiàn)，時(shí)間序列分析的應(yīng)用領(lǐng)域很廣泛。本文將運(yùn)用于經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域。

二、樣本與數(shù)據(jù)處理

本文選用1993年-2012年的居民的消費(fèi)水平年度數(shù)據(jù)作為樣本。（數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2012）

根據(jù)EViews7.0得到時(shí)序圖，知樣本總體呈現(xiàn)出不斷上升的趨勢(shì)。進(jìn)一步做單位根檢驗(yàn)可得：P值為1，P值大于0.05，故不能拒絕原假設(shè)，即存在單位根，該序列不平穩(wěn)。

由于序列不平穩(wěn)，所以對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行差分處理。經(jīng)過(guò)一階差分后的單位根檢驗(yàn)結(jié)果中，P值為0.4349，P值大于0.05，故接受原假設(shè)，即存在單位根，該序列不平穩(wěn)。經(jīng)過(guò)二階差分后的單位根檢驗(yàn)結(jié)果中，P值為0.01，P值小于0.05，故拒絕原假設(shè)，即不存在單位根，該序列平穩(wěn)。

三、模型的選擇

1. 二次型模型的建立

由于原序列經(jīng)過(guò)二階差分得到平穩(wěn)序列可知，此序列可能為二次型序列，所以對(duì)其進(jìn)行二次型模型處理。

（1）確定二次型模型

由EViews7.0

圖 對(duì)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(duì)其殘差自相關(guān)等分析，而后對(duì)殘差進(jìn)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(tǒng)計(jì)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(jìn)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(jìn)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(guān)圖看成為2階截尾，因此建立模型ar（2）進(jìn)行擬合。由EViews7.0可得殘差序列估計(jì)結(jié)果可知其常數(shù)項(xiàng)未能通過(guò)檢驗(yàn)，所以刪去常數(shù)項(xiàng)，模型通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，模型中AR（1）對(duì)應(yīng)的常數(shù)為1.2953，P值為0，AR（2）對(duì)應(yīng)的常數(shù)為-0.6441，P值為0.003，擬合優(yōu)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(tǒng)計(jì)量都能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

（4）對(duì)此模型做殘差是否為白噪聲序列檢驗(yàn)，由EViews7.0可得白噪聲檢驗(yàn)圖，該殘差序列檢驗(yàn)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(xù)研究。

（5）殘差的異方差性檢驗(yàn)

利用EViews7.0進(jìn)行ARCH檢驗(yàn)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(shù)型模型的建立

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

（2）由EViews7.0可得原序列指數(shù)型模型估計(jì)，常數(shù)為7.091156，P值為0，@TREND為0.121162，P值為0，擬合優(yōu)度為0.9773。由指數(shù)型模型可知，該模型基本顯著，但仍需對(duì)殘差進(jìn)行檢驗(yàn)，再由EViews7.0得出指數(shù)模型殘差檢驗(yàn)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(duì)殘差模型擬合。

（3）殘差序列的擬合

根據(jù)指數(shù)模型的殘差檢驗(yàn)圖可知，該殘差序列的偏自相關(guān)系數(shù)二階截尾，所以選用AR（2）模型進(jìn)行擬合。得到模型中的AR（1）的常數(shù)項(xiàng)為1.26，AR（2）的常數(shù)項(xiàng)為-0.5906，擬合優(yōu)度為0.7778。可知?dú)埐钅Ｐ蛿M合效果很好，且都通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。（4）殘差模型的白噪聲檢驗(yàn)與異方差檢驗(yàn)

由eviews7.0可得殘差模型的白噪聲性檢驗(yàn)結(jié)果，該殘差序列檢驗(yàn)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(xù)研究。

利用EViews7.0進(jìn)行ARCH檢驗(yàn)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(duì)數(shù)模型通過(guò)變換，可得原序列的指數(shù)型模型為：

四、最優(yōu)模型的選擇及預(yù)測(cè)

二次型模型中的擬合優(yōu)度等于0.9818，指數(shù)型模型的擬合優(yōu)度等于0.9773，所以二次型的擬合優(yōu)度較好，大概的確定二次型模型比較理想，進(jìn)一步比較二次型和指數(shù)型的擬合圖知：二次型模型預(yù)測(cè)效果更好。

由二次型模型預(yù)測(cè)出的2013～2015年的預(yù)測(cè)值如下：

表 指數(shù)型模型預(yù)測(cè)結(jié)果 單位：元

五、 結(jié)論與政策性建議

1.結(jié)論

居民消費(fèi)水平的值和預(yù)測(cè)值，說(shuō)明中國(guó)居民消費(fèi)指數(shù)一直處于增長(zhǎng)趨勢(shì)，這是也說(shuō)明人均可收配支出增長(zhǎng)，人們的生活條件越來(lái)越好。同時(shí)使消費(fèi)水平持續(xù)增長(zhǎng)，政府調(diào)控也非常重要。由于在預(yù)測(cè)預(yù)測(cè)中影響因數(shù)很多，所以預(yù)測(cè)值僅為理論值，實(shí)際值以中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒為準(zhǔn)。不過(guò)通過(guò)我們的預(yù)測(cè)，還是可以預(yù)見(jiàn)居民的消費(fèi)水平會(huì)繼續(xù)保持增長(zhǎng)趨勢(shì)。生活必需品和生產(chǎn)資料價(jià)格的穩(wěn)定對(duì)社會(huì)的穩(wěn)定有著重要作用。

2.政策性建議

政府在制定消費(fèi)政策時(shí)要根據(jù)消費(fèi)函數(shù)的特征進(jìn)行制定。由協(xié)整理論可知居民的消費(fèi)主要取決于居民的收入，要提高居民消費(fèi)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(dāng)提高國(guó)家機(jī)關(guān)和事業(yè)單位職工工資水平。

（2）建立健全社會(huì)保障制度。

（3）要繼續(xù)強(qiáng)化稅收調(diào)節(jié)個(gè)人收入分配的功能。

參考文獻(xiàn)：

[1]王燕.應(yīng)用時(shí)間序列分析（第三版）[M].北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2012.

[2]龐浩.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：科學(xué)出版社，2010.

篇5

關(guān)鍵詞:GDPI;CPI;協(xié)整檢驗(yàn);誤差修正模型

中圖分類(lèi)號(hào):C913.3

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A

文章編號(hào):1005-5312(2010)08-0098-01

本文采用了《河北經(jīng)濟(jì)年鑒》1984――2008年河北省地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)GDPI和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI的時(shí)間序列數(shù)據(jù),利用協(xié)整關(guān)系分析等計(jì)量分析方法,探討河北省地區(qū)生產(chǎn)總值與居民消費(fèi)水平之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

一、河北省居民消費(fèi)水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

(一)指標(biāo)的選取和處理

本文選用GDPI(上年=100)來(lái)反映經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)情況,CPI(上年=100)反映居民消費(fèi)水平。由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不改變?cè)瓉?lái)的協(xié)整關(guān)系,并能使其趨勢(shì)線性化,所以對(duì)GDPI和CPI取對(duì)數(shù),分別用InGDPI和InCPI表示,以下所有的分析都使用Eviews3.1計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析軟件來(lái)完成。

(二)數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

判斷經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列變量水平數(shù)據(jù)是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系可采用協(xié)整性檢驗(yàn),而格蘭杰因果檢驗(yàn)則可檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列變量之間是否存在因果關(guān)系,兩者均要求經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列變量具有平穩(wěn)特征。因此我們采用ADF檢驗(yàn)對(duì)個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn),各變量的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)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(shè),因此它們均是1階單整I(1)?？蛇M(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整回歸。

(三)協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

對(duì)兩個(gè)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行EG兩步法協(xié)整檢驗(yàn),由于haGDPI和InCPI時(shí)間序列均為一階平穩(wěn),具有相同的整形階數(shù),故可以考慮兩者之間是否存在協(xié)整關(guān)系。用普通最小二乘法(0Ls)估計(jì)InGDPI、lnCPI之間的方程,同時(shí)計(jì)算并保存殘差ecm,估計(jì)方程為:

InCPI=1.457550+0.6794841nGDPI

對(duì)殘差序列ecm進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn),得檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量值-2.085177,小于顯著性水平5%時(shí)的臨界值-1.9574,因此可認(rèn)為估計(jì)的殘差序列ecm是平穩(wěn)序列,表明序列InGDPI、InCPI具有協(xié)整關(guān)系。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果表明,在5%顯著性水平上,河北省地區(qū)生產(chǎn)總值和居民消費(fèi)水平存在單向Granger因果關(guān)系。即地區(qū)生產(chǎn)總值是居民消費(fèi)水平增長(zhǎng)的Granger原因,但居民消費(fèi)水平不是地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的Granger原因。

根據(jù)Granger定理,一組具有協(xié)整關(guān)系的變量具有誤差修正模型的表達(dá)形式。因此,在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上,來(lái)進(jìn)一步建立包括誤差修正項(xiàng)在內(nèi)的誤差修正模型,以此來(lái)研究模型的短期動(dòng)態(tài)和長(zhǎng)期調(diào)整特征。DInCPI對(duì)DlnGDPI和ecru回歸結(jié)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(xiàng)統(tǒng)計(jì)量表明,模型基本通過(guò)檢驗(yàn)。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù),符合反向修正機(jī)制。模型中的被解釋變量的波動(dòng)可以分為兩部分,一部分是短期波動(dòng),一部分是長(zhǎng)期均衡,差分反映了變量短期波動(dòng)的影響。因此居民消費(fèi)的短期變動(dòng)可以分為兩部分:一部分是短期收入波動(dòng)的影響,一部分是偏離長(zhǎng)期均衡的影響。根據(jù)模型的參數(shù)估計(jì)量,短期地區(qū)生產(chǎn)總值波動(dòng)的變化會(huì)引起居民消費(fèi)水平波動(dòng)的同方向變化,即地區(qū)生產(chǎn)總值波動(dòng)變化1%,將引起居民消費(fèi)波動(dòng)變化0.164170%。誤差修正項(xiàng)ecmt-1的系數(shù)大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度。從系數(shù)的估計(jì)值-0.464430來(lái)看,當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí),以-0.464430的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

二、給我們的啟示

因果分析的結(jié)果表明,河北省經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)能在很大程度上促進(jìn)居民消費(fèi)水平的提高,但居民消費(fèi)的增加并不能直接帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。因此,只有通過(guò)啟動(dòng)消費(fèi)進(jìn)而影響投資才能最終達(dá)到促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的目的。

對(duì)于刺激消費(fèi)的一些短期性政策,雖然在短期內(nèi)可能會(huì)擴(kuò)大消費(fèi),但不可能影響收入和消費(fèi)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,前一期擴(kuò)大的消費(fèi)會(huì)在下一期的消費(fèi)中進(jìn)行修正。因此,長(zhǎng)期來(lái)看。要刺激消費(fèi)市場(chǎng),必須依靠增加居民的可支配收入。

參考文獻(xiàn):

篇6

改革開(kāi)放以來(lái)，隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，人民生活水平不斷提高，居民的消費(fèi)水平也在不斷增長(zhǎng)。研究中國(guó)全體居民的消費(fèi)水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的數(shù)量關(guān)系，對(duì)于探尋居民消費(fèi)增長(zhǎng)的規(guī)律性，預(yù)測(cè)居民消費(fèi)的發(fā)展趨勢(shì)有重要意義。在本研究中，通過(guò)在《國(guó)家統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)》選取了1978年～2009年的年度人均GDP和年度全國(guó)居民平均消費(fèi)水平，并對(duì)人均GDP對(duì)居民消費(fèi)水平的影響以及2010年居民消費(fèi)水平進(jìn)行預(yù)測(cè)。

二、一元線性回歸分析

可以看出.居民消費(fèi)水平（Y）和人均GDP（X）大體呈現(xiàn)為線性關(guān)系，為分析中國(guó)居民消費(fèi)水平隨人均GDP變動(dòng)的數(shù)量規(guī)律性，建立線性Y=a+bx?；貧w模型。

參數(shù)估計(jì)及檢驗(yàn) 應(yīng)用Eviews進(jìn)行操作得下表：

根據(jù)分析結(jié)果，可以得出回歸方程為：y=a+bx=0.360x+327.3329，常數(shù)項(xiàng)和GDP系數(shù)的參數(shù)估計(jì)分別對(duì)應(yīng)系數(shù)為327.3329和0.3598。此外，殘差平方和是2611591，對(duì)數(shù)似然值是-226.3618，分別是最小二乘估計(jì)和最大似然估計(jì)目標(biāo)函數(shù)的值。

1978年到2009年這期間的居民人均消費(fèi)和人均GDP之間的相關(guān)系數(shù)為0.987，說(shuō)明我國(guó)人均GDP與居民人均消費(fèi)之間存在著高度的相關(guān)關(guān)系，我國(guó)人均GDP每增長(zhǎng)一元，我國(guó)居民的人均消費(fèi)就增加0.36元。這符合我國(guó)的國(guó)情，也符合宏觀經(jīng)濟(jì)理論框架。在結(jié)果中，參數(shù)估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差分別是70.49， 0.00749。對(duì)應(yīng)常數(shù)項(xiàng)C和變量X系數(shù)兩個(gè)參數(shù)估計(jì)的T的統(tǒng)計(jì)量分別是32.81，114.52，反映兩個(gè)參數(shù)都是顯著的。

2.檢驗(yàn)

T檢驗(yàn)：是對(duì)回歸系數(shù)的線性統(tǒng)計(jì)關(guān)系的檢驗(yàn)，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(guān)系。

R檢驗(yàn)：相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，也是一種判別兩個(gè)變量之間是存在線性相關(guān)關(guān)系以及關(guān)系強(qiáng)弱的一種方法。具體可由可決系數(shù)和相關(guān)系數(shù)進(jìn)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(guān)顯著，通過(guò)檢驗(yàn)。

F檢驗(yàn)：是通過(guò)構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量并與查表值相比較判別x與y是否有線性關(guān)系的一種方法。查F分布表Fα（1，，30）=250，F(xiàn)=2304.509，F(xiàn)> Fα（1，，30），因此自變量x與y之間存在顯著地線性關(guān)系，通過(guò)檢驗(yàn)。

D-W檢驗(yàn)：主要用于檢驗(yàn)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)有無(wú)自相關(guān)存在。回歸結(jié)果中，DW= 0.099373 D-W檢驗(yàn)有效。

綜上可得，上面的回歸方程可作為最終確定的數(shù)學(xué)模型：Y=0.360X+327.3329

做點(diǎn)預(yù)測(cè)，將X2010=29991.8代入預(yù)測(cè)模型得2010年居民消費(fèi)水平值為11120.52元。當(dāng)2010年人均GDP為X2010=29991.8時(shí)，Yf 平均置信區(qū)度95%的預(yù)測(cè)區(qū)間為（11120.52+285.6785，11120.52 -285.6785）最終得（10834.8415，11406.1985）元。

篇7

關(guān)鍵詞：居民消費(fèi)；二元性；差異

中圖分類(lèi)號(hào)：F126文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：1673-291X（2014）11-0007-02

目前，我國(guó)作為一個(gè)發(fā)展中國(guó)家所存在的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)還沒(méi)有消除，由此所形成的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的二元性對(duì)居民的消費(fèi)需求造成阻礙影響，極大地制約了經(jīng)濟(jì)的快速協(xié)調(diào)發(fā)展。因此，縮小城鄉(xiāng)收入差距，消除城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的二元性，是擴(kuò)大我國(guó)消費(fèi)需求，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的必由之路。

一、城鄉(xiāng)居民消費(fèi)率的二元性

作為居民消費(fèi)的兩個(gè)有機(jī)組成部分，我國(guó)的居民消費(fèi)率呈現(xiàn)出二元性特征。從對(duì)1978―2010年我國(guó)農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)率的變化趨勢(shì)對(duì)比可以看出，農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)率呈逐年擴(kuò)大的趨勢(shì)。農(nóng)村居民消費(fèi)率從1990年的24.2%下降到2010年的7.8%，達(dá)到了歷史以來(lái)的最低水平，下降了16.4個(gè)百分點(diǎn)，年降幅約78%。特別是近幾年，農(nóng)村居民消費(fèi)率下降尤為嚴(yán)重。而城鎮(zhèn)居民消費(fèi)率則呈現(xiàn)相反的發(fā)展方向，從1990年的24.6%上升到2010年的26%。其中，2000年時(shí)達(dá)到最高為31.1%，上升了6.5個(gè)百分點(diǎn)；2000年往后有所降低，但降幅并不大。

二、城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的二元性

改革開(kāi)放之后，我國(guó)城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)水平均出現(xiàn)了巨額增長(zhǎng)，但是由于城市居民的消費(fèi)基數(shù)和增長(zhǎng)速度都比農(nóng)村居民要大，所以城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)水平差距自1978年改革開(kāi)放以來(lái)越來(lái)越大。1978年，農(nóng)村居民消費(fèi)水平為138元，而城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平為405元；到2010年，農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平分別達(dá)到4 455元和15 907元，分別是1978年的32.28倍和39.27倍，增長(zhǎng)速度分別達(dá)到0.31%和0.38%。雖然34年來(lái)農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出額的增長(zhǎng)都是巨大的，但城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平增長(zhǎng)速度比農(nóng)村居民高出0.05個(gè)百分點(diǎn)。農(nóng)村居民消費(fèi)的起點(diǎn)本就比城鎮(zhèn)居民低，再加之增長(zhǎng)速度又慢于城鎮(zhèn)居民，那么消費(fèi)水平差距的擴(kuò)大就是必然的。

（一）城鄉(xiāng)居民消費(fèi)中實(shí)物水平的差異

我國(guó)自1973年開(kāi)始城鄉(xiāng)社會(huì)消費(fèi)品零售總額呈大幅度增長(zhǎng)趨勢(shì)，但城鄉(xiāng)社會(huì)消費(fèi)品之間的差額是呈現(xiàn)先縮小再擴(kuò)大的趨勢(shì)。

（二）城鄉(xiāng)居民消費(fèi)中服務(wù)水平的差異

城鄉(xiāng)居民消費(fèi)中以醫(yī)療保健、文教娛樂(lè)用品及服務(wù)、交通通訊來(lái)近似代表居民的服務(wù)性消費(fèi)，由統(tǒng)計(jì)局中的醫(yī)療保健、文教娛樂(lè)用品及服務(wù)、交通通訊數(shù)據(jù)相加得出。分析其數(shù)據(jù)看出，我國(guó)自改革開(kāi)放后城鄉(xiāng)居民服務(wù)性消費(fèi)的比重呈大幅度增長(zhǎng)趨勢(shì)，但城鄉(xiāng)服務(wù)性消費(fèi)的比重間的差額是呈現(xiàn)先擴(kuò)大再縮小的趨勢(shì)。

（三）城鄉(xiāng)居民消費(fèi)品質(zhì)量水平的差異

從前面的分析雖然可說(shuō)明城鄉(xiāng)消費(fèi)的一些差距，但實(shí)際上應(yīng)不僅關(guān)注量上的差別，也應(yīng)關(guān)注質(zhì)上的差別，如果考慮商品的性價(jià)比，農(nóng)村消費(fèi)品的價(jià)格甚至遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于同類(lèi)的城市消費(fèi)品。當(dāng)前，我國(guó)農(nóng)村市場(chǎng)遠(yuǎn)未成熟，城鄉(xiāng)市場(chǎng)分割嚴(yán)重。由于大量商業(yè)企業(yè)尚未延伸向農(nóng)村，在農(nóng)村銷(xiāo)售的商品種類(lèi)和數(shù)量都非常有限。農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)供給渠道單一，競(jìng)爭(zhēng)不夠充分，因此在沒(méi)有嚴(yán)格的管制和有效的打假措施下，生產(chǎn)、銷(xiāo)售假冒偽劣產(chǎn)品比正品更能獲得超額利潤(rùn)，農(nóng)村成了傾銷(xiāo)假冒偽劣商品的“溫床”。據(jù)中消協(xié)的調(diào)查顯示，31.3%的農(nóng)民認(rèn)為購(gòu)買(mǎi)生活資料不方便，37.2%的農(nóng)民認(rèn)為購(gòu)買(mǎi)生產(chǎn)資料不方便。2002年以來(lái)，曾被假冒偽劣商品侵權(quán)的消費(fèi)者占54.9 %，煙、酒、飲料、兒童小食品這四種與生活息息相關(guān)的食品遭遇假貨的比率都超過(guò)了10%。

三、城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的二元性

消費(fèi)結(jié)構(gòu)是指在一定社會(huì)經(jīng)濟(jì)關(guān)系下，人們?cè)谙M(fèi)過(guò)程中消費(fèi)不同類(lèi)型的消費(fèi)資料的比例關(guān)系。分析1978―2010年城鄉(xiāng)居民家庭恩格爾系數(shù)可以看出，隨著城鄉(xiāng)居民生活水平不斷提高，1995年以來(lái)我國(guó)城鄉(xiāng)居民家庭恩格爾系數(shù)總趨勢(shì)在下降，城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)從1995年的50.1%下降到2008年的37.9%，逐步實(shí)現(xiàn)小康，走向富裕。農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)從1995年的58.6%降到2008年的43.7%，基本達(dá)到小康水平。但是農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)明顯高于城鎮(zhèn)居民，這說(shuō)明農(nóng)村居民的消費(fèi)水平明顯低于城鎮(zhèn)居民。

分析1978―2010年城鄉(xiāng)居民家庭人均消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)可以看出，我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)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(zhèn)居民還是農(nóng)村居民住與行兩方面的消費(fèi)支出逐年增高，城鎮(zhèn)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(nóng)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(nóng)村居民食品和居住兩項(xiàng)基本的生活保障花費(fèi)占據(jù)了消費(fèi)支出的主要部分。在城鎮(zhèn)，日用的耐用消費(fèi)品已基本普及，正步入住房、私家車(chē)、子女教育的消費(fèi)升級(jí)階段；而在農(nóng)村，大件耐用消費(fèi)品多年來(lái)并未形成消費(fèi)熱點(diǎn)，住房、私家車(chē)、子女教育消費(fèi)更是相對(duì)困難。城鎮(zhèn)居民精神文化生活相對(duì)豐富，農(nóng)民在文教娛樂(lè)用品、服務(wù)方面的消費(fèi)與城鎮(zhèn)居民相比要少。這表明，盡管城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)不斷升級(jí)，但城鄉(xiāng)居民之間還存在著較為明顯的結(jié)構(gòu)性差異，農(nóng)村居民消費(fèi)層次相對(duì)較低。

（一）居民食品消費(fèi)比較

在人均食品消費(fèi)方面，農(nóng)村居民消費(fèi)水平比城鎮(zhèn)居民低很多，2010年農(nóng)村居民人均食品消費(fèi)為1 800.7元，而城鎮(zhèn)居民人均食品消費(fèi)為4 259.81元。農(nóng)村居民營(yíng)養(yǎng)性、動(dòng)物性食品的消費(fèi)量遠(yuǎn)不及城鎮(zhèn)居民，2006年農(nóng)村居民人均消費(fèi)豬牛羊肉、家禽、鮮蛋及制品、水產(chǎn)品的數(shù)量分別是同一收入檔次下城鎮(zhèn)居民的75.5%、76.6%、82.1%和88%。

（二）城鄉(xiāng)衣著消費(fèi)比較

2010年，農(nóng)村居民人均衣著消費(fèi)為264元，而城鎮(zhèn)居民人均衣著消費(fèi)則高達(dá)1 165.91元，城鄉(xiāng)衣著消費(fèi)相差懸殊。此外，衣著消費(fèi)質(zhì)量檔次上也有顯著差別。城鎮(zhèn)居民衣著消費(fèi)以中高檔為主；農(nóng)村居民的衣著消費(fèi)在向成衣化轉(zhuǎn)變中，也開(kāi)始由低檔向中檔轉(zhuǎn)變，但總體上仍以中低檔為主，更注重衣著的結(jié)實(shí)耐用、經(jīng)濟(jì)實(shí)惠。

（三）城鄉(xiāng)居住消費(fèi)比較

首先，從居住支出比重看，農(nóng)村遠(yuǎn)高于城鎮(zhèn)。城鎮(zhèn)居民住房支出比重明顯偏低，而農(nóng)村住房支出比重偏高，這主要受城鄉(xiāng)消費(fèi)觀念不同的影響。其次，從支出額來(lái)看，由于城鄉(xiāng)收入水平的差異，農(nóng)村居住支出額上升緩慢，年均增長(zhǎng)速度為9.8%；而城鎮(zhèn)居住消費(fèi)年均增速達(dá)到19.6%。再次，從居住面積和居住質(zhì)量來(lái)看，農(nóng)村居住面積大，而城鎮(zhèn)居住質(zhì)量高。城鎮(zhèn)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(nóng)村人均從22.5平方米提高到27.9平方米。但是，城鎮(zhèn)居民住房全部為鋼筋混凝土結(jié)構(gòu)且內(nèi)部裝飾考究甚至豪華，而對(duì)于農(nóng)村居民，住房建設(shè)大多是為了滿足基本生活需要，農(nóng)村居民尚有近25%的草房、土坯房。

（四）城鄉(xiāng)文教娛樂(lè)及醫(yī)療保健消費(fèi)比較

改革開(kāi)放以來(lái)，城鄉(xiāng)居民文教娛樂(lè)和醫(yī)療保健支出都在逐步增加，文教娛樂(lè)支出已經(jīng)在城鄉(xiāng)各項(xiàng)支出中躍居第三位。但是，由于城鄉(xiāng)收入水平差距以及消費(fèi)環(huán)境的差異，城鎮(zhèn)居民這兩項(xiàng)支出額和支出比重均高于農(nóng)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(guān)鍵詞】 居民消費(fèi)； 收入分配； 稅收制度； 征管信息

長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依靠投資和出口來(lái)拉動(dòng)，經(jīng)濟(jì)高增長(zhǎng)的背后是高投資、高消耗和高污染?？抠Y源投入的粗放式增長(zhǎng)是不可持續(xù)的。我國(guó)政府在盡力改變這種狀況，采取了很多補(bǔ)救措施、出臺(tái)了相關(guān)政策制度?！笆濉币?guī)劃提出堅(jiān)持?jǐn)U大內(nèi)需戰(zhàn)略，把擴(kuò)大消費(fèi)需求作為擴(kuò)大內(nèi)需的戰(zhàn)略重點(diǎn)。中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議明確提出把著力擴(kuò)大內(nèi)需特別是消費(fèi)需求列為2012年的主要工作之一。消費(fèi)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用凸顯。

一、消費(fèi)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的地位分析

（一）低消費(fèi)是我國(guó)經(jīng)濟(jì)的軟肋

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)了特有的高投資、高儲(chǔ)蓄、高順差及低消費(fèi)的“三高一低”現(xiàn)象，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要靠投資和出口這“兩駕馬車(chē)”，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的消費(fèi)卻逐年出現(xiàn)下降。2010年我國(guó)的消費(fèi)率僅為47.4%，低于發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家。低消費(fèi)帶來(lái)高儲(chǔ)蓄，高儲(chǔ)蓄又促成了高信貸和高投資，內(nèi)需不足只能通過(guò)出口來(lái)解決過(guò)剩的產(chǎn)能，高順差又帶來(lái)我國(guó)外匯占款過(guò)多，流動(dòng)性過(guò)剩，加劇了通貨膨脹。高順差加大了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的外貿(mào)依存度，加大了我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的風(fēng)險(xiǎn)。這種粗放式增長(zhǎng)與我國(guó)“十二五”規(guī)劃提出的內(nèi)生驅(qū)動(dòng)、創(chuàng)新增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式格格不入。

（二）促進(jìn)消費(fèi)、實(shí)現(xiàn)消費(fèi)的均等化是我國(guó)構(gòu)建和諧社會(huì)的必備前提

人類(lèi)生產(chǎn)勞動(dòng)的最終目的是為了消費(fèi)，只有將勞動(dòng)成果通過(guò)最終消費(fèi)轉(zhuǎn)化為人類(lèi)更高的生活水平和生活質(zhì)量，人類(lèi)的勞動(dòng)、經(jīng)濟(jì)的發(fā)展才能回歸本來(lái)的意義。否則，搞經(jīng)濟(jì)、促發(fā)展、保增長(zhǎng)只是停留在“為了生產(chǎn)而生產(chǎn)”“為了增長(zhǎng)而增長(zhǎng)”的怪圈，商品的價(jià)值不能通過(guò)最終消費(fèi)實(shí)現(xiàn)，國(guó)民經(jīng)濟(jì)就難以維持良性循環(huán)。消費(fèi)水平直接關(guān)系到人的生存狀況，每個(gè)社會(huì)成員都有最基本的消費(fèi)需求，包括基本營(yíng)養(yǎng)、基本教育、基本醫(yī)療、基本住房，人們生活水平與生活質(zhì)量的提高必然伴隨著這些基本消費(fèi)需求的提高。當(dāng)前我國(guó)社會(huì)問(wèn)題集中表現(xiàn)在財(cái)富差距、收入差距和消費(fèi)差距的拉大，富人太富、窮人太多，行業(yè)之間和地區(qū)之前和城鄉(xiāng)之間的差距在加速，社會(huì)階層固化，社會(huì)分化在加速。消費(fèi)差距的拉大導(dǎo)致社會(huì)公平的缺失。只有消費(fèi)逐步均等化，讓普通老百姓老有所養(yǎng)、學(xué)有所教、病有所醫(yī)、住有其居，生活水平和生活質(zhì)量不斷提高才能構(gòu)建和諧社會(huì)。

（三）當(dāng)前我國(guó)消費(fèi)領(lǐng)域存在的主要問(wèn)題

消費(fèi)是指最終消費(fèi)，包括公共消費(fèi)和私人消費(fèi)。公共消費(fèi)包括政府自身消費(fèi)（行政成本）和社會(huì)性消費(fèi)（政府用于教育、醫(yī)療、社保等方面的支出）；私人消費(fèi)是指居民消費(fèi)，是社會(huì)居民用于衣食住行等方面的生存支出和發(fā)展支出。改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)GDP年均增速9.8%，財(cái)政收入年均增速接近20%，按支出法核算的GDP最終消費(fèi)支出年均增長(zhǎng)9.65%，低于財(cái)政收入和GDP的增長(zhǎng)速度。2000—2010年10年間的消費(fèi)率（消費(fèi)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(shì)；而政府消費(fèi)占GDP的比重卻穩(wěn)中有升，1988年為20%，2008年至2010年分別為：27.4、27.4、28.7。可見(jiàn)，居民消費(fèi)率下降是我國(guó)消費(fèi)率下降的主要原因。

二、稅收促進(jìn)居民消費(fèi)的機(jī)理分析

（一）居民的收入水平和公共消費(fèi)水平?jīng)Q定了居民的消費(fèi)能力

消費(fèi)受到收入水平的約束，居民消費(fèi)能力會(huì)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(fèi)者會(huì)依據(jù)現(xiàn)期收入的多少來(lái)決定將收入的多少份額用于消費(fèi)。用于消費(fèi)份額的大小受到政府社會(huì)性公共消費(fèi)水平的影響。政府社會(huì)性公共消費(fèi)（社會(huì)保障）水平提高，將減少居民由于教育、醫(yī)療、社保、廉租房等方面的支出；否則，社會(huì)居民將會(huì)減少現(xiàn)期消費(fèi)、增加儲(chǔ)蓄以備生活不測(cè)之需。

（二）收入分配狀況影響居民整體的消費(fèi)水平

收入水平?jīng)Q定消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)。貧者會(huì)把大部分的收入用于維持基本生活消費(fèi)，富者只需用收入的很小一部分就可以維持基本生活消費(fèi)了。因而，貧者的邊際消費(fèi)傾向較高，富者的邊際消費(fèi)傾向較低。因此，增加貧者的收入將會(huì)極大地提高社會(huì)消費(fèi)?？s小收入分配差距將會(huì)極大地釋放社會(huì)消費(fèi)力，這樣有助于提高社會(huì)居民整體的消費(fèi)率。

（三）強(qiáng)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(lǐng)域發(fā)揮作用。在初次分配格局的基礎(chǔ)上，通過(guò)稅收制度的設(shè)計(jì)，如超額累進(jìn)稅率、稅收的減免和加成等實(shí)現(xiàn)對(duì)高收入者課以重稅，對(duì)低收入者少征稅、免稅，甚至負(fù)稅（轉(zhuǎn)移支付）從而實(shí)現(xiàn)公平分配。提高對(duì)所得和財(cái)產(chǎn)征稅的份額，能夠弱化財(cái)富的積累效應(yīng)、緩解收入分配差距、促進(jìn)當(dāng)前消費(fèi)。

（四）間接稅稅率影響物價(jià)水平

間接稅往往作為商品和勞務(wù)價(jià)格的組成部分而嵌入商品和勞務(wù)的銷(xiāo)售價(jià)格之中。社會(huì)公眾消費(fèi)任何商品和勞務(wù)，都在負(fù)擔(dān)國(guó)家的稅款。由于我國(guó)稅收收入過(guò)分依賴間接稅，使得政府的稅收收入很大部分是通過(guò)公眾消費(fèi)了含有較高的間接稅的商品和勞務(wù)實(shí)現(xiàn)的。我國(guó)以間接稅為主體的稅制結(jié)構(gòu)推高了物價(jià)，在居民可支配收入一定的條件下，降低了居民的消費(fèi)能力，尤其是抑制了中低收入者的消費(fèi)能力。

三、我國(guó)現(xiàn)行稅制中存在的不利于公平分配的問(wèn)題

（一）以間接稅為主體的稅制結(jié)構(gòu)不利于公平分配

我國(guó)現(xiàn)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(zhuǎn)稅和所得稅為主體的雙主體稅制結(jié)構(gòu)，但實(shí)際運(yùn)行的結(jié)果是以流轉(zhuǎn)稅為主體。流轉(zhuǎn)稅屬間接稅。從1994年稅改以來(lái)，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(kāi)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(gè)百分點(diǎn)，但總的來(lái)說(shuō)還是以間接稅為主體的稅制結(jié)構(gòu)。

間接稅是可以轉(zhuǎn)嫁的，稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁是稅收負(fù)擔(dān)的再分配。政府征收間接稅雖是從企業(yè)征收的，但最終還是由作為消費(fèi)者的社會(huì)居民來(lái)負(fù)擔(dān)。稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁與商品的供需彈性直接相關(guān)。一般來(lái)說(shuō)，生活必需品的需求彈性較小，納稅人很容易把稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁給消費(fèi)者，而非生活必需品、奢侈品的需求彈性較大，稅負(fù)則不易轉(zhuǎn)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(shù)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(shù)比較低，因而，貧者的負(fù)擔(dān)率高，富者的負(fù)擔(dān)率反而低，體現(xiàn)了間接稅的累退性。

（二）個(gè)人所得稅存在弊病

個(gè)人所得稅通過(guò)超額累進(jìn)稅率的制度設(shè)計(jì)，使高收入者多繳稅，低收入者少繳稅或不交稅，達(dá)到結(jié)果的相對(duì)公平，具有較強(qiáng)的收入再分配功能。但我國(guó)現(xiàn)行個(gè)稅調(diào)節(jié)功能有限，甚至存在某種程度上的逆向調(diào)節(jié)而被社會(huì)詬病。原因有三：一是我國(guó)的分類(lèi)征收模式?jīng)]能體現(xiàn)量能原則；二是費(fèi)用扣除沒(méi)考慮家庭贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)；三是我國(guó)沒(méi)有建立起收入、財(cái)產(chǎn)數(shù)據(jù)庫(kù)和沒(méi)有實(shí)行現(xiàn)金交易報(bào)告制度，無(wú)法確定納稅人的收入，導(dǎo)致稅收流失嚴(yán)重，富人少繳稅，“納稅人收入無(wú)法確定”被稱為中國(guó)稅收第一難。

（三）財(cái)產(chǎn)稅不完善

財(cái)產(chǎn)稅的分配功能比較強(qiáng)，對(duì)財(cái)產(chǎn)征稅，不利于儲(chǔ)蓄和財(cái)產(chǎn)積累，而有利于現(xiàn)期消費(fèi)。比如，對(duì)遺產(chǎn)與贈(zèng)與征稅將改變我國(guó)國(guó)民過(guò)度節(jié)儉和遺留遺產(chǎn)的習(xí)慣，將國(guó)民潛在的購(gòu)買(mǎi)力轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)的購(gòu)買(mǎi)力，尤其有利于提高高收入者的即期消費(fèi)。開(kāi)征社會(huì)保障稅使社保資金有了穩(wěn)定的來(lái)源，會(huì)提高社會(huì)居民的消費(fèi)預(yù)期，降低儲(chǔ)蓄率，有利于現(xiàn)期消費(fèi)。我國(guó)現(xiàn)行財(cái)產(chǎn)稅征收范圍小、征收面過(guò)窄，財(cái)產(chǎn)稅占我國(guó)稅收收入的比重僅為6%左右，調(diào)節(jié)力度非常有限。

（四）征稅環(huán)節(jié)惡化了收入分配狀況

我國(guó)稅收一般遵循屬地主義原則，納稅地點(diǎn)為機(jī)構(gòu)所在地。我國(guó)的增值稅和消費(fèi)稅在生產(chǎn)環(huán)節(jié)征收的比例很高。生產(chǎn)環(huán)節(jié)征稅意味著有生產(chǎn)就有稅收。一般來(lái)說(shuō)，發(fā)達(dá)地區(qū)是產(chǎn)品的輸出地，欠發(fā)達(dá)地區(qū)、落后地區(qū)是產(chǎn)品的輸入地，生產(chǎn)環(huán)節(jié)征稅意味著消費(fèi)地得不到稅收收入。同樣，城市地區(qū)因擁有人才、信息及較完備的公共產(chǎn)品和公共服務(wù)而成為工商企業(yè)的坐落地，廣大的農(nóng)村地區(qū)僅為消費(fèi)地。稅收利益由農(nóng)村流入城市，落后地區(qū)流入發(fā)達(dá)地區(qū)，加劇了地區(qū)之間、城鄉(xiāng)之間的收入差距。同樣，造就了我國(guó)高投資、高污染和地方政府異化的怪圈。

四、建立促進(jìn)居民消費(fèi)的稅收政策

（一）降低間接稅稅率

當(dāng)前我國(guó)70%以上稅收來(lái)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(duì)某些生活必需品實(shí)行零稅率。這樣，不但能降低物價(jià)、提高居民尤其是中低收入者的消費(fèi)能力，還有助于保障弱勢(shì)群體的基本生活水平。間接稅的累退性使收入越高稅負(fù)越低，降低間接稅的比重，改變過(guò)分依賴間接稅的稅制結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)稅收的公平。

（二）完善個(gè)人所得稅，加快向綜合征稅的轉(zhuǎn)變

在我國(guó)現(xiàn)行的稅制中，個(gè)人所得稅擔(dān)負(fù)著主要的調(diào)節(jié)收入分配差距的重任。2008年以來(lái)我國(guó)通過(guò)了三次稅改：提高了免征額、減少了級(jí)距、降低了低級(jí)稅率，加強(qiáng)了對(duì)高收入群體的征管，對(duì)年收入12萬(wàn)元以上的納稅人需自行綜合申報(bào)，個(gè)稅的公平分配職能得以加強(qiáng)。但是稅務(wù)系統(tǒng)的征稅數(shù)據(jù)表明，我國(guó)富人納稅額與其資產(chǎn)占有份額還是不相稱，富人階層存在少繳稅的現(xiàn)實(shí)。

我國(guó)的分類(lèi)所得稅制對(duì)不同類(lèi)別的所得，費(fèi)用扣除標(biāo)準(zhǔn)、適用稅率不同，存在各類(lèi)所得之間稅負(fù)不均衡，存在稅收籌劃空間。費(fèi)用扣除沒(méi)有體現(xiàn)納稅人的家庭供養(yǎng)負(fù)擔(dān)及生活成本，沒(méi)有體現(xiàn)量能原則。因此我國(guó)個(gè)稅改革方向應(yīng)是綜合征稅模式，只有綜合征稅才能給個(gè)人所得稅一個(gè)“殺富濟(jì)貧”的美名，公平分配職能才能真正實(shí)現(xiàn)。當(dāng)然，這些改革的推進(jìn)需要與我國(guó)的征管水平相適應(yīng)。

（三）健全財(cái)產(chǎn)稅制度，弱化財(cái)富的積累效應(yīng)

在我國(guó)，通常意義的財(cái)產(chǎn)稅包括車(chē)船稅、房產(chǎn)稅、城鎮(zhèn)土地使用稅、契稅等。對(duì)財(cái)產(chǎn)稅的改革思路應(yīng)是擴(kuò)大征收范圍、強(qiáng)化對(duì)貧富差距的調(diào)節(jié)。一是擴(kuò)大房產(chǎn)稅的征收范圍，對(duì)房產(chǎn)保有環(huán)節(jié)征稅、對(duì)超生活需求的房產(chǎn)征稅，而不只對(duì)商業(yè)用房征稅，對(duì)居住用房簡(jiǎn)單地按套免稅；二是開(kāi)征社會(huì)保障稅，夯實(shí)我國(guó)社會(huì)保障資金，提高居民的消費(fèi)信心；三是車(chē)輛購(gòu)置稅也應(yīng)體現(xiàn)汽車(chē)的價(jià)值和檔次，統(tǒng)一10%的購(gòu)置稅，調(diào)節(jié)作用有限；四是著手遺產(chǎn)與贈(zèng)與稅的調(diào)研，做好相關(guān)的法律、財(cái)產(chǎn)信息的申報(bào)登記等配套制度。

（四）改變征稅環(huán)節(jié)

國(guó)際稅收經(jīng)驗(yàn)表明，對(duì)生產(chǎn)環(huán)節(jié)多征稅、對(duì)最終消費(fèi)環(huán)節(jié)少征稅甚至不征稅的稅制不利于社會(huì)經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展。如果改在消費(fèi)環(huán)節(jié)征稅，則欠發(fā)達(dá)地區(qū)、農(nóng)村地區(qū)在消費(fèi)產(chǎn)品時(shí)可以獲得稅收收入。稅收利益將驅(qū)使地方政府將主要的行政目標(biāo)放在如何創(chuàng)造良好的消費(fèi)環(huán)境和人居環(huán)境以吸引更多的人到此居住。國(guó)家對(duì)重復(fù)建設(shè)、資源浪費(fèi)、環(huán)境污染將無(wú)為而治，在消費(fèi)環(huán)節(jié)征稅對(duì)消費(fèi)的引導(dǎo)和帶動(dòng)作用將很快顯現(xiàn)出來(lái)。

（五）做好稅制改革的配套基礎(chǔ)設(shè)施

稅務(wù)機(jī)關(guān)征稅的依據(jù)是對(duì)納稅人的交易、收入或財(cái)產(chǎn)的確認(rèn)，掌控納稅人的信息資料成為一切稅收征管的基礎(chǔ)。我國(guó)每年有大量的稅款流失是不爭(zhēng)的事實(shí)。無(wú)法確定納稅人的收入、財(cái)產(chǎn)和交易成為“中國(guó)稅收第一難”，所得稅、財(cái)產(chǎn)稅的征收對(duì)我國(guó)的征管信息提出了很高的要求。推進(jìn)結(jié)合戶籍管理的收入申報(bào)、財(cái)產(chǎn)登記等社會(huì)征信系統(tǒng)建設(shè)成為我國(guó)稅制改革的必要外部條件。推行非現(xiàn)金結(jié)算和現(xiàn)金交易報(bào)告制度，注重與銀行、海關(guān)、房管局、證券交易所、雇主及主要的消費(fèi)場(chǎng)所的信息庫(kù)聯(lián)網(wǎng)，以實(shí)現(xiàn)稅務(wù)部門(mén)對(duì)收入、交易、財(cái)產(chǎn)的有效監(jiān)控。

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篇9

（一）居民消費(fèi)現(xiàn)狀

衡量國(guó)家居民消費(fèi)情況的一個(gè)重要指標(biāo)是居民消費(fèi)率，合理的消費(fèi)率不僅能夠改善居民的消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)，而且能夠刺激國(guó)民經(jīng)濟(jì)的良好發(fā)展。我國(guó)居民消費(fèi)需求與消費(fèi)速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于世界平均水平。

（二）我國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)不合理

隨著社會(huì)的發(fā)展，物質(zhì)需求的滿足呈現(xiàn)遞減的趨勢(shì)，但是精神需求的滿足卻是呈現(xiàn)遞增的趨勢(shì)。物質(zhì)消費(fèi)占總消費(fèi)的三成，精神消費(fèi)占總消費(fèi)的七成，此為最適宜的消費(fèi)比例。然而就現(xiàn)今來(lái)看，我國(guó)的溫飽型消費(fèi)與享受型的消費(fèi)之間的比例失調(diào)，這嚴(yán)重制約了我國(guó)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)的發(fā)展。食品消費(fèi)與居民的人均消費(fèi)支出在我國(guó)有很強(qiáng)的相關(guān)性，居住消費(fèi)和教育消費(fèi)水平相對(duì)偏高，醫(yī)療保健和文化教育娛樂(lè)產(chǎn)品和服務(wù)的發(fā)展享受型消費(fèi)比例低于20%，在農(nóng)村居民的中比例甚至比這還要低，但這些卻都是推動(dòng)其他國(guó)家消費(fèi)的重要項(xiàng)目。這與我國(guó)缺乏基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，醫(yī)療保健系統(tǒng)不完備，農(nóng)民缺乏健康意識(shí)等因素都相關(guān)。城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平快速增長(zhǎng)，而農(nóng)村居民消費(fèi)水平的增長(zhǎng)勢(shì)頭卻一直緩慢，在我國(guó)農(nóng)村有很大的消費(fèi)短板，提高農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向，加強(qiáng)農(nóng)村金融服務(wù)，發(fā)展農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)，開(kāi)采農(nóng)村消費(fèi)潛力，將會(huì)成為快速刺激國(guó)內(nèi)需求的首選。

（三）我國(guó)稅收政策在刺激居民消費(fèi)增長(zhǎng)方面存在的缺陷

1、當(dāng)前稅收制度對(duì)居民收入的調(diào)節(jié)力度不夠，影響居民整體消費(fèi)水平的提高，表現(xiàn)在：在調(diào)節(jié)收入差距方面，個(gè)人所得稅仍顯不夠，有以下缺點(diǎn)：一是采取分類(lèi)征收，由于對(duì)納稅人不同的應(yīng)稅項(xiàng)目分別依照國(guó)家稅務(wù)總局規(guī)定的稅率計(jì)算應(yīng)納稅額，可能導(dǎo)致那些應(yīng)納稅所得額較大卻分別屬于多個(gè)應(yīng)稅項(xiàng)目的納稅人稅收負(fù)擔(dān)相對(duì)更輕。二是費(fèi)用扣除范圍和標(biāo)準(zhǔn)不夠合理，我國(guó)當(dāng)前實(shí)施的沒(méi)有考慮到納稅人個(gè)人住房建設(shè)費(fèi)用、醫(yī)療費(fèi)用和教育費(fèi)用等與生活相關(guān)的費(fèi)用和家庭實(shí)際情況的不同，只是統(tǒng)一實(shí)施相同的扣除標(biāo)準(zhǔn)。三是稅率設(shè)計(jì)不盡合理，盡管在2011年對(duì)個(gè)人所得稅進(jìn)行了第四次調(diào)整，對(duì)工資、薪金所得實(shí)行七級(jí)超額累進(jìn)稅率，但級(jí)次仍顯較多，且最高邊際稅率較高，而一些非勞動(dòng)收入如股利、財(cái)產(chǎn)轉(zhuǎn)讓、偶然所得等稅率卻相對(duì)過(guò)低，這會(huì)在很大程度上制約個(gè)稅公平職能的發(fā)揮。

2、當(dāng)前稅制對(duì)于消費(fèi)結(jié)構(gòu)調(diào)整的力度不夠大，主要表現(xiàn)為消費(fèi)稅的征稅范圍、稅率設(shè)置還不夠科學(xué)。消費(fèi)稅的征稅對(duì)象主要該當(dāng)是非群眾一般日常消費(fèi)品，征稅項(xiàng)目應(yīng)當(dāng)和國(guó)內(nèi)居民的消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)相適宜?，F(xiàn)行消費(fèi)稅對(duì)一些普通消費(fèi)品，如化妝品、啤酒、黃酒和一些生產(chǎn)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(chǎn)品、皮毛制品、保齡球等一些高端消費(fèi)產(chǎn)品，這樣不僅難以體現(xiàn)稅收公平，也限制了居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)，不利于促進(jìn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)。

3、現(xiàn)有財(cái)產(chǎn)稅的稅收制度在征收對(duì)象和征收過(guò)程中存在著問(wèn)題。一是財(cái)產(chǎn)稅的征稅范圍不夠，房產(chǎn)稅沒(méi)有將超生活需求的房產(chǎn)納為征稅對(duì)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(méi)有開(kāi)征遺產(chǎn)和贈(zèng)與稅。我國(guó)居民在增加收入后往往更加傾向于儲(chǔ)蓄而不是消費(fèi)，將積累的財(cái)富傳給子孫后代。這種做法不利于提高居民的消費(fèi)傾向，不能有效地刺激居民消費(fèi)。三是當(dāng)前財(cái)產(chǎn)稅的征收項(xiàng)目稀少。目前財(cái)產(chǎn)稅只是對(duì)房地產(chǎn)，車(chē)輛征稅。而沒(méi)有對(duì)其他固定資產(chǎn)和無(wú)形資產(chǎn)，如機(jī)械設(shè)備、貴金屬及無(wú)形動(dòng)產(chǎn)等征稅，導(dǎo)致財(cái)產(chǎn)稅對(duì)收入和消費(fèi)的調(diào)節(jié)效果有限。四是財(cái)產(chǎn)稅率設(shè)置不科學(xué)。目前由于我國(guó)東中西部地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，因此并不適合使用統(tǒng)一的財(cái)產(chǎn)稅稅率。

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

二、稅收政策對(duì)居民消費(fèi)需求的作用機(jī)制

（一）所得稅對(duì)居民消費(fèi)需求的作用機(jī)制

因?yàn)檫呺H消費(fèi)傾向呈現(xiàn)遞減趨勢(shì)，收入分配一定會(huì)影響總消費(fèi)。收入分配越公平，社會(huì)的總需求就會(huì)越大；收入分配差距越是懸殊，社會(huì)總需求就會(huì)越小。據(jù)調(diào)查，高收入家庭的平均消費(fèi)傾向比低收入家庭的平均消費(fèi)傾向幾乎低百分之二十四。從整個(gè)社會(huì)看，低收入群體的擴(kuò)大會(huì)使社會(huì)有效需求減少。國(guó)家利用稅收政策控制整個(gè)社會(huì)居民的收入差距，降低消費(fèi)的負(fù)面影響。在理論上，促進(jìn)國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)的稅收政策關(guān)鍵應(yīng)當(dāng)是“減稅”，通過(guò)減少應(yīng)繳納的個(gè)人所得稅，刺激消費(fèi)需求增加，提高居民的可支配收入，進(jìn)而增加有效需求，從而實(shí)現(xiàn)增長(zhǎng)。

（二）商品稅對(duì)居民消費(fèi)需求的作用機(jī)制

商品價(jià)格和消費(fèi)需求之間是負(fù)相關(guān)的關(guān)系。商品價(jià)格的提高會(huì)抑制消費(fèi)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(jià)格的重要組成部分正是稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁的結(jié)果。以商品稅為主體的稅收結(jié)構(gòu)，雖然表面大多數(shù)稅收由企業(yè)納稅人負(fù)擔(dān)，但間接稅收最終卻都轉(zhuǎn)嫁到了消費(fèi)者身上，它是通過(guò)影響價(jià)格來(lái)影響人們的消費(fèi)決策。所以，調(diào)整和改進(jìn)稅收制度結(jié)構(gòu)的著力點(diǎn)應(yīng)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(shí)由于商品稅的累退性，使得低收入群體相對(duì)高收入群體有更重的稅收負(fù)擔(dān)，從而社會(huì)的邊際消費(fèi)傾向會(huì)由于商品稅的累退效應(yīng)下降。商品稅的累退或累進(jìn)性及累進(jìn)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(guī)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(fèi)能力。因此，通過(guò)調(diào)整商品稅的免稅扣除額，也不失為一種強(qiáng)有力的改變邊際消費(fèi)傾向的方法。

（三）財(cái)產(chǎn)稅對(duì)居民消費(fèi)需求的作用機(jī)制

財(cái)產(chǎn)稅不僅能夠很大程度上調(diào)節(jié)社會(huì)財(cái)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(yè)利潤(rùn)和政府收入，社會(huì)的收入和財(cái)富在居民中的分配結(jié)構(gòu)也在很大程度上影響著居民的消費(fèi)。通過(guò)征收遺產(chǎn)稅和贈(zèng)與稅，可以調(diào)節(jié)個(gè)人財(cái)富的儲(chǔ)蓄量，有效地降低人們對(duì)于積累財(cái)富的熱情，增加即期消費(fèi)。

三、刺激居民消費(fèi)的稅收政策取向

（一）加大個(gè)人所得稅對(duì)收入分配的調(diào)節(jié)力度

當(dāng)前在我國(guó)實(shí)行的稅制中，個(gè)人所得稅是主要的調(diào)節(jié)收入分配差距的稅目。自2011年以來(lái)我國(guó)先后進(jìn)行了四次個(gè)人所得稅的稅制改革：提高了個(gè)人所得稅的免征額，級(jí)距減少到了七級(jí)，降低了稅率，加強(qiáng)對(duì)高收入階層的管理，個(gè)人所得稅的分配公平職能得到加強(qiáng)。但征稅數(shù)據(jù)顯示，富人繳納的稅額與其占有資產(chǎn)并不相稱，仍然還有少繳納稅款的現(xiàn)實(shí)。所以我們應(yīng)該把個(gè)人所得稅改革的重點(diǎn)放在其征收模式上面，即實(shí)行綜合與分類(lèi)相結(jié)合的混合模式，對(duì)于那些沒(méi)有費(fèi)用扣除的股息、紅利所得，偶然所得等投資項(xiàng)目實(shí)行分類(lèi)征收，而對(duì)于那些工資薪金、勞動(dòng)報(bào)酬、稿酬、特許權(quán)使用費(fèi)等勞務(wù)報(bào)酬所得則實(shí)行綜合征收。擴(kuò)大費(fèi)用扣除范圍，將個(gè)人住房建設(shè)費(fèi)用、醫(yī)療費(fèi)用、教育費(fèi)用等納入其扣除范圍，還要考慮到贍養(yǎng)老人、撫養(yǎng)孩子等不同實(shí)際情況，具體問(wèn)題具體分析，以確定不同的扣除標(biāo)準(zhǔn)，減輕納稅人的負(fù)擔(dān)。只有這樣才能真正實(shí)現(xiàn)個(gè)人所得稅的公平分配職能。

（二）調(diào)整改革消費(fèi)稅征稅結(jié)構(gòu)，合理引導(dǎo)消費(fèi)方向

1、對(duì)消費(fèi)稅的征稅范圍進(jìn)行科學(xué)調(diào)整。一些在過(guò)去是高端消費(fèi)品，而在現(xiàn)在是生活必需品和生產(chǎn)資料的消費(fèi)品，也包含在消費(fèi)稅的征稅范圍之內(nèi)。而一些新增高端娛樂(lè)消費(fèi)，如保齡球等活動(dòng)，這些活動(dòng)價(jià)格高利潤(rùn)大、且消費(fèi)此類(lèi)項(xiàng)目的消費(fèi)者收入相對(duì)較高，卻沒(méi)有被納入消費(fèi)稅的征稅范圍。所以，首先可以選擇一些當(dāng)前較為普遍的消費(fèi)品，而且在征稅后不會(huì)造成消費(fèi)者生活水平的下降，因此可以對(duì)一些具有一定價(jià)值的消費(fèi)品作為課稅對(duì)象，例如皮草服飾、高檔家庭耐用消費(fèi)品、工藝品等。其次，將娛樂(lè)性產(chǎn)業(yè)，如臺(tái)球、保齡球等，以及特殊服務(wù)性行業(yè)，例如桑拿、按摩等項(xiàng)目納入消費(fèi)稅的征稅范圍。第三，對(duì)于不利于可持續(xù)發(fā)展的、能夠造成生態(tài)環(huán)境污染的消費(fèi)品征收消費(fèi)稅。例如一次性紙杯、一次性筷子等。

2、分離消費(fèi)稅稅價(jià)，使消費(fèi)者明確自己是否承擔(dān)稅負(fù)、承擔(dān)多少稅負(fù)，讓消費(fèi)稅不具隱蔽性，同時(shí)可以明確地反映國(guó)家抑制或促進(jìn)某些產(chǎn)品和服務(wù)的消費(fèi)需求的政策。

（三）完善財(cái)產(chǎn)稅制度，弱化財(cái)富的積累效應(yīng)

1、實(shí)施一般財(cái)產(chǎn)稅的征收，擴(kuò)大財(cái)產(chǎn)稅的征收范圍和稅基。可以將超生活需求的房產(chǎn)納入征稅范圍，促進(jìn)房地產(chǎn)的合理流動(dòng)，進(jìn)而促使居民將原本用于這部分房產(chǎn)的資金流向消費(fèi)市場(chǎng)；也可以通過(guò)擴(kuò)大財(cái)產(chǎn)稅的稅基，對(duì)各類(lèi)固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)及銀行存款、股票、債券和其他證券等征收財(cái)產(chǎn)稅。通過(guò)這些改革措施，既能使用于固定資產(chǎn)或無(wú)形資產(chǎn)項(xiàng)目的資金流向消費(fèi)領(lǐng)域，達(dá)到刺激消費(fèi)的目的，也能促進(jìn)資產(chǎn)項(xiàng)目的合理分配和有效循環(huán)。

2、開(kāi)征遺產(chǎn)稅和贈(zèng)與稅。開(kāi)征這一稅種，有利于在一定程度上改變我國(guó)人民固有的節(jié)儉儲(chǔ)蓄和將財(cái)產(chǎn)傳承給子孫后代的習(xí)慣，促進(jìn)居民增加即期消費(fèi)。

3、建立累進(jìn)稅率?？梢圆扇∫话愕呢?cái)產(chǎn)稅稅收體系，通過(guò)擴(kuò)大征收范圍和稅基，對(duì)符合條件的財(cái)產(chǎn)累計(jì)匯總，不針對(duì)單獨(dú)財(cái)產(chǎn)進(jìn)行征稅，這樣有利于提高財(cái)產(chǎn)稅累進(jìn)性。同時(shí)要對(duì)低收入群體設(shè)置免征額。

（四）完善社會(huì)保障體系，增強(qiáng)居民的消費(fèi)信心

1、加強(qiáng)家庭的社會(huì)保障能力。由于中國(guó)相對(duì)落后的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，人均國(guó)民資源以及越來(lái)越龐大的人口，在很短的時(shí)間建立健全社會(huì)保障制度在農(nóng)村地區(qū)很難實(shí)現(xiàn)。因此，我們應(yīng)該充分發(fā)揮和繼承社保的功用。針對(duì)我國(guó)現(xiàn)存的泛博的農(nóng)村地區(qū)，要具體情況具體分析，充分發(fā)揮家庭保障功能，進(jìn)而提高家庭保障能力。

2、加強(qiáng)土地的社會(huì)保障功能。進(jìn)一步改善和加強(qiáng)農(nóng)村社保制度，高度重視土地所有的社會(huì)保障能力不僅表現(xiàn)在土地的生產(chǎn)方面，更應(yīng)該強(qiáng)調(diào)其發(fā)展能力和效益方面，進(jìn)而提高補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)。

篇10

（一）城鄉(xiāng)居民消費(fèi)與資源環(huán)境協(xié)調(diào)性評(píng)價(jià)分析

1.消費(fèi)項(xiàng)足跡結(jié)構(gòu)分析。

研究采用生態(tài)足跡方法，評(píng)估居民消費(fèi)與資源環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展水平，結(jié)果顯示：2010年青海省城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)足跡為1.5193hm2，從各消費(fèi)項(xiàng)來(lái)看，生物資源賬戶人均消費(fèi)足跡0.8767hm2（占2010年城鄉(xiāng)居民消費(fèi)生態(tài)足跡總量的57.71％）；能源及用品賬戶人均消費(fèi)足跡0.3835hm2（占25.24％）；建設(shè)用地、污染、交通和水足跡賬戶人均消費(fèi)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(jiàn)，生物資源賬戶、能源及用品賬戶占消費(fèi)足跡比例較大，合計(jì)為82.95%，反映當(dāng)前食品、用品等傳統(tǒng)物質(zhì)消費(fèi)項(xiàng)目是產(chǎn)生環(huán)境污染與資源占用的重要貢獻(xiàn)項(xiàng)。

2.消費(fèi)占用土地類(lèi)型結(jié)構(gòu)分析。

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

3.消費(fèi)足跡與區(qū)域生態(tài)承載力比較分析。

2010年青海省城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)足跡為1.5193hm2，同期人均生態(tài)承載量4.4055hm2（扣除12%生物多樣性保護(hù)面積）。生態(tài)承載力遠(yuǎn)大于消費(fèi)足跡，不存在生態(tài)赤字。但消費(fèi)足跡與生態(tài)承載力存在結(jié)構(gòu)赤字，即2010年青海省水資源生態(tài)承載量最大，占40.74%，其次為草地占34.32%，由于沒(méi)有專門(mén)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?jī)H為0.4916hm2，而人均消費(fèi)足跡為0.6863hm2，該類(lèi)土地顯然不能滿足消費(fèi)需要，耕地產(chǎn)品仍然需要依靠外界輸入。

（二）城鎮(zhèn)居民不同收入群體生活消費(fèi)的環(huán)境基尼系數(shù)計(jì)算與分析

2010年青海省城鎮(zhèn)居民不同收入組環(huán)境洛倫茨曲線介于絕對(duì)公平分配曲線和收入洛倫茨曲線之間，環(huán)境基尼系數(shù)為0.104，反映城鎮(zhèn)居民消費(fèi)占用的生態(tài)環(huán)境資源相對(duì)公平，而收入基尼系數(shù)為0.3412，不同收入組的生活消費(fèi)占用的生態(tài)環(huán)境資源差距較收入差距小。以不同收入組為單位，計(jì)算2010年城鎮(zhèn)居民不同消費(fèi)項(xiàng)的環(huán)境基尼系數(shù)，結(jié)果是，生活交通消費(fèi)的環(huán)境基尼系數(shù)為0.2456、衣著及生活用品消費(fèi)為0.1768、生活用水及能源消費(fèi)為0.1472、生活污染為0.1463、食品消費(fèi)為0.0656。不同消費(fèi)項(xiàng)占有生態(tài)環(huán)境資源的公平性具有較大的區(qū)別，高收入組私家車(chē)保有量增加，交通能耗占有的生態(tài)環(huán)境資源不公平性較強(qiáng)，而食品消費(fèi)占有的生態(tài)環(huán)境資源則具有相對(duì)較強(qiáng)的公平性。以上分析結(jié)果的形成原因在于不同收入組消費(fèi)性支出在家庭總支出中的比重及消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)的差異。2010年城鎮(zhèn)最低收入組人均消費(fèi)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(fèi)支出占家庭總支出的比重逐級(jí)降低，最高收入組僅為62.9％；從消費(fèi)結(jié)構(gòu)分析，醫(yī)療保健和教育文化娛樂(lè)服務(wù)兩項(xiàng)非物質(zhì)消費(fèi)支出在最低收入組消費(fèi)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(jié)論與建議

（一）生活消費(fèi)占用土地結(jié)構(gòu)與生態(tài)承載力結(jié)構(gòu)不對(duì)等，存在生態(tài)結(jié)構(gòu)赤字，是區(qū)域人口與資源環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展的限制因素。

2010年青海省城鄉(xiāng)居民人均耕地、化石能源用地和水域生態(tài)承載力不足，存在赤字。耕地承擔(dān)著提供食物消費(fèi)的主要功能，城鄉(xiāng)居民對(duì)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(fèi)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(tài)空間，由于任何區(qū)域都不存在用于消納污染物的用地，隨著消費(fèi)品數(shù)量和能耗增加，該項(xiàng)人均生態(tài)赤字逐年增大，最終轉(zhuǎn)化為對(duì)自然生態(tài)資本的消耗；水域主要指地表水資源，用于提供水產(chǎn)品和吸納廢水，由于自然條件限制，水域承載力不足。生態(tài)赤字最終轉(zhuǎn)換為對(duì)自然資本的消耗或外部資源的占用，限制實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。

（二）城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)足跡略高于農(nóng)村居民，原因在于兩類(lèi)消費(fèi)群體在消費(fèi)水平、消費(fèi)理念、消費(fèi)模式和消費(fèi)結(jié)構(gòu)等方面都存在一定差異。

未來(lái)隨著城鎮(zhèn)化發(fā)展，農(nóng)村居民消費(fèi)水平逐步提高，人均消費(fèi)足跡量和消費(fèi)足跡總量將逐步增長(zhǎng)，而同時(shí)城鎮(zhèn)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(fā)展所產(chǎn)生的資源占用和環(huán)境污染問(wèn)題將更突出。

（三）環(huán)境基尼系數(shù)小于收入基尼系數(shù)，不同收入群體占用的生態(tài)環(huán)境資源相對(duì)公平。

2010年青海省城鎮(zhèn)不同收入居民環(huán)境基尼系數(shù)為0.104，而收入基尼系數(shù)為0.3412。原因在于隨著收入水平提高，消費(fèi)性支出在家庭總支出中的比重逐漸降低，而非物質(zhì)消費(fèi)支出在總消費(fèi)支出中的比重逐漸增加。不同消費(fèi)項(xiàng)的環(huán)境基尼系數(shù)也存在差異，原因在于不同收入群體對(duì)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(duì)于高檔消費(fèi)品、奢侈品等享受型消費(fèi)品具有較強(qiáng)的消費(fèi)能力，所以消費(fèi)足跡較大。

（四）盡管由于統(tǒng)計(jì)資料局限計(jì)算結(jié)果可能存在一定偏差，但還是客觀反映了居民生活消費(fèi)環(huán)境影響的實(shí)際情況。

如在農(nóng)村生活用能中未計(jì)算薪柴使用量等，計(jì)算結(jié)果比較保守；在水資源生態(tài)承載力計(jì)算中，假設(shè)青海省單位面積的產(chǎn)水量相等的，且計(jì)算中僅考慮人口總量和土地面積，結(jié)果存在一定偏差；盡管如此，計(jì)算結(jié)果比較客觀地反映了青海省2010年居民生活消費(fèi)環(huán)境影響的實(shí)際情況、城鄉(xiāng)差異。

（五）為緩解城鄉(xiāng)居民消費(fèi)對(duì)生態(tài)環(huán)境的影響，應(yīng)采取相應(yīng)措施。