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序論：在您撰寫居民消費影響因素論文時，參考他人的優秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發您的創作熱情，引導您走向新的創作高度。
關鍵詞：河南省農村居民；消費；影響因素；問題；解決辦法
消費是推動一個國家或地區經濟增長的重要因素。對中國這樣—個農業大國，農村居民消費的增長和農民生活水平的提高對中國經濟的發展和全面小康社會建設都具有重要意義。河南省作為農業人口大省，農村居民在全省的消費中是一種不可忽視的力量。擴大內需是我國經濟發展的長期戰略方針和基本立足點，然而消費不足特別是農村消費不足一直是我國經濟面臨的突出問題，河南亦是如此。長期以來河南農村市場巨大的消費潛力和過低的消費水平并存，解決二者之間的矛盾對于河南經濟能否持續快速發展有重要意義。本文在分析河南省目前消費結構和現狀的基礎上?？偨Y了制約農民消費水平提高的因素，提出了相應的解決對策。
一、河南省農村居民消費的現狀分析
(一)2008年河南省農村居民消費現狀
2008年，農村居民人均純收入4454元／年，農村居民人均年生活消費支出3044元／年，與2007年河南省農村居民人均純收入3851.60元／年，農村居民人均年生活消費支出2676.41元／年相比，消費支出提高了367.59元。其中用于食品消費的支出為858.97元，占人均總消費支出的比重為45.41％，比上年下降了3.16％；衣著、居住和家用設備方面，均比2007年有所增長，在人均總消費支出中所占的比重也都有小幅的增長；大幅度增長的是在醫療保健和交通通訊方面的消費支出，其中醫療保健比上年增長了64.48元，在總消費中的比重也上升了2.72％，交通通訊支出比2004年增加了56.49元，比重也上升了2.11％，另外，文教娛樂方面的支出卻比上年減少了44.6元，在人均總消費支出中的比重也下降了，這與近幾年文教娛樂消費比重增加的總體情況不太相符。
(二)河南省農村居民消費變動情況
總體來說，2001年至2005年河南省農村居民人均消費支出是呈上漲趨勢的，且除了2005年的文教娛樂方面以外，消費支出的各方面每年基本上都均有增長，相應地，消費結構出現了一定程度的變化，最為明顯的是食品支出所占的比重逐年下降。
2006年全年全省農村居民人均純收入3261.03元，農村居民家庭恩格爾系數為40.9％。2007年全年農村居民人均純收入3851.60元。農村居民家庭恩格爾系數為38.0％。2008年全年農村居民人均純收入4454元，農村居民家庭恩格爾系數為38.3％。
(三)農民消費的階段性和消費趨勢
在計劃經濟時代，我國的經濟增長主要是靠高積累低消費來推動的，也就是生產推動經濟的增長，使中國在一窮二白的基礎上建立了初步的工業現代化。
改革開放以后，我國由計劃經濟體制轉變為市場經濟體制，農業和農村經濟發展也步入了農產品供給從長期短缺轉向總量平衡、豐年有余，農村居民生活水平由貧困到溫飽，進而向小康平穩過渡的發展階段。從動態角度看，農民消費呈現以下階段式趨勢與特征：
1、第階段是在1978年至1989年的這段時間內，農民消費支出年均增長7.22％，這主要是農村經濟迅猛發展、農民收入大大提高的結果。同時，農民有了收益分配的自，合理地安排了消費與積累的比例關系。
2、第二階段是1990年至今，農民消費的增長與整個國民經濟的發展相適應，農民的人均消費水平沒有超出國民收入增長的允許范圍。但農民消費的增長低于積累的增長，而且收入層次高的農民積累率高，邊際消費率趨于下降，邊際積累率趨于提高。在這個階段，農民的消費行為已不再僅僅滿足于衣、食，住等簡單的溫飽型消費，而是越來越多的投資干教育、旅游、資訊、文化娛樂等高層次消費。
三、河南省農村居民消費存在問題的并決
河南農村居民的消費結構發生了可喜的變化，但是整個農村居民的消費仍然存在著一些問題：諸如消費的增長遠遠滯后于收入的增長、物價極不穩定、貨幣政策失效等。
(一)原因分析
1、農民收入較低，消費支撐不足
河南農民收入增幅緩慢，且城鄉間，地區間差距拉大，制約了農村整體消費水平的提高。從2000—2007年河南農民的人均純收入由1985.82元上升到3851.6元，年均增幅為9.9％，同期城鎮居民人均可支配收入年均增幅為13.4％。而且城鄉差距不縮反而擴大，2000年城鄉人均收入是2.4:1，到2007年擴大到2.98:1。各市農民人均收入差距也比較大，2006年全省農民高收入戶人均純收入為6525.9元，是低收入戶人均純收入的4.7倍。各市中農民人均純收入最高的是鄭州5559元，最低的是周口2641元，鄭州是周口的2.1倍。
其次，河南農民收入來源比較單一，主要收入為農業收入。從2006年的農民人均總收入來看，農業收入(指家庭經營中的第一產業收入)為2764.1元，占總收入的61.98％。非農產業收入(包括工資性收入，家庭經營中的第二、三產業收入，財產性收入和轉移性收入)為1695.3元，占總收入的38.02％。可見農業收入仍為河南農民收入的主要來源，必須拓寬農民收入渠道，鼓勵農民走出去，大力發展非農經濟，才能提高農民消費能力。
2、農民負擔重，收入預期不穩定
自2005年取消“農業稅”以后，農民的稅費支出急劇下降，負擔減輕。但近幾年受石油等能源，原材料價格上漲，工資、運輸等成本費用增加的共同影響，以化肥為主的農資價格持續大幅度上漲，在很大程度上抵消了中央一系列惠農政策給予農民的補貼，減少了農民的收入。而且在農村很多地方，亂集資、亂收費、亂攤派、亂罰款的現象依然存在。不斷增加的農民負擔加劇了農民預期收入的不穩定，從而降低了農民消費傾向。
3、消費環境差，制約農民消費需求的有效增長
河南全省農村的基礎設施仍不能滿足農村經濟發展的需要，也嚴重制約了農村消費的增長。雖然政府加大了對農村電網、通訊、水利等設施的改造力度，但由于成本原因，一些鄉鎮仍存在未執行和城市電價等同、有線電視信號仍未全面覆蓋、農村居民用水不安全等問題，從而使一些商品在農村處于買得起用不起或買得起不能用的窘境。其次，農村市場網絡仍未建立，商業網點少，售后服務差，農民購買商品不方便。第三，市場管理落后。由于農村市場分散，監管力度弱，農村市場普遍充斥著假貨和劣質品，坑農害農的現象時有發生。
4、社會保障體系不健全
，影響農民消費心理預期
由于河南農村鄉鎮多，分布廣，農村人口多，目前來看社保體系難以覆蓋全部農村，而且社保體系本身也不健全，這就制約了農民的即期消費。農民即使有點錢，也要留著防老、防病不敢消費。雖然醫療有新農合作保障，大病能報銷一部分，但前期住院費和沒有報銷的部分仍是個大窟窿，導致部分地區仍存在因病致貧，因病返貧的現象。這些都制約了農民現實消費能力的提升，使許多潛在需求不能轉化為即期消費。
除此之外，農民消費習慣保守落后，消費不科學，金融意識不強，廠家銷售方式單一，產品結構不符合農民的實際需求，農民素質不高等因素也制約了農民的消費。
(二)、提升河南農民消費能力的對策和方法
1、確保農民持續增收，提高農民購買力
提高農民消費能力的關鍵還在于農民收入的提高。首先，要大力發展特色農業，建立特色農業產業鏈，挖掘農業內部增收潛力。關鍵是如何打造具有優勢的特色農業產業鏈，圍繞特色農產品形成種、養、售于一體的產業化鏈條，提高特色農產品的附加值，大幅增加農民收入。
其次，加快農村富余勞動力轉移。充分發揮河南勞動力資源優勢，大力發展勞務經濟，推進農村勞動力合理有序轉移就業，拓寬農民的收入渠道。
2、加強農村基礎設施建設，解決消費瓶頸問題
加大公共財政對農村基礎設施建設的投入力度，通過完善農村居民生活設施提高農村居民消費水平和生活質量。一是政府應把有限的財政資金更多地用于農村基礎設施建設，改善農業和鄉鎮企業的生產條件，并且可以通過使用農民工增加農民收簢，可將農民更多的潛在購買力轉化為現實購買入。其次，采取有效措施，規范對現有基礎設施的使用和管理。要依法定價、合理收費，解決農民消費難的瓶頸問題。
3、健全農村保障體系，改善農民消費預期
農民負擔重，有后顧之憂，自然會減少即期消費，增加儲蓄。要降低農民的儲蓄傾向，鼓勵消費，就必須完善農村保障體系。當前還是要積極探索適合河南農村居民的保障方式和實現途徑，從基本的生活保障開始，逐步擴大社保覆蓋面，以此來穩定農民的消費預期，提高現實消費。
4、構建農村現代流通網絡，保證商品進入市場渠道暢通
>> 中國城鎮居民儲蓄水平分析 中國城鎮居民消費影響因素的計量分析 中國城鎮居民嵌入式碳足跡影響因素分析 影響中國城鎮居民儲蓄因素的實證研究 中國城鎮居民收入分層及影響因素研究 中國城鎮居民家庭消費影響因素的實證研究 中國城鎮居民住房銷售面積的多因素分析 中國城鎮居民住房消費需求彈性分析 中國城鎮居民 收入差距走勢分析 中國城鎮化水平影響因素實證分析 淺析城鎮居民消費水平影響因素 浙江城鎮居民消費水平影響因素實證分析 影響我國城鎮居民消費水平的多因素分析 關于城鎮居民體育消費水平影響因素分析 我國城鎮居民消費水平影響因素的計量經濟分析 中國城鎮居民住房消費水平合理化程度評析 中國城鎮居民住房消費水平與問題研究 我國城鎮居民文化消費影響因素的實證分析 中國城鎮居民收入的決定因素 城鎮居民儲蓄影響因素實證分析 常見問題解答 當前所在位置：l.
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B12 方福前、呂文慧《中國城鎮居民福利水平影響因素分析――基于阿馬蒂亞?森的能力方法和結構方程模型》，《管理世界》，2009年第4期。
B13 Jarrod M. Haar，Dave M. Brougham ：An Indigenous Model of Career Satisfaction： Exploring the Role of Workplace Cultural Wellbeing ，Soc Indic Res，2013.110：873890 .
B14 也包括在城鎮、城鄉之間的流動人口以及短時居住在城鎮的居民。
B15 歐文?休斯認為對于公益性部門的績效評估除了應該有關于目標的全面進展情況，或者關于財政目標的成就指標之外，還應該有關于顧客或委托人滿意程度的指標。[澳]歐文?E.休斯《公共管理導論》，中國人民大學出版社，2001年版。
Factors Influencing the Townsfolk's Cultural Benefit Level in China：
Based upon the Perspective of Public Cultural Facilities Opening for Free
CHEN Bo
（Research Center of National Cultural Innovation，Wuhan University，Wuhan，Hubei 430072）
【關鍵詞】湖南省 國民生產總值 計量經濟分析 OLS參數估計
一、引言
國民生產總值（GDP，Gross Domestic Product），作為國民經濟核算的核心指標，是指在一定時間內一個國家（或地區）所生產出的全部最終產品和勞務的市場價值。它由什么所影響呢？國內很多論文都對此做過相應研究，對象為中國國民生產總值，也有的為部分省的國民生產總值，但湖南省的情況存在空缺，尚未進行研究。本文就以湖南省為研究對象，探究其國民生產總值的影響因素，并進行計量分析，得出結論。
二、預處理
（一）變量選擇
選擇湖南省生產總值Y作為被解釋變量。其影響因素很多，本文不能全面地給予說明分析，參考相似論文選取的變量，再根據模型本身的需要、數據獲取難易等，本文選擇了五個指標作為模型的解釋變量：居民消費水平X1、固定資產投資X2、進出口總額X3、財政支出X4，稅收收入X5。其中，居民消費水映了居民總體經濟水平；固定資產投資的增長是GDP增長的主要保障；進出口總額和前兩項一起構成經濟發展的三駕馬車；財政支出在中國處于經濟建設時期的背景下對GDP有快速促進作用；而稅收的多少直接影響市場中的消費投資情況，因而也會對GDP有所作用。因此，上述解釋變量的選取符合經濟發展的實際情況。
（二）數據收集
最后是計量經濟檢驗中的異方差檢驗，通過Eviews進行異方差檢驗，得出P值均遠大于5%（取95%為置信區間），可見基本不存在異方差性，不需進行異方差修正。
四、結論
最終確立湖南省生產總值影響因素模型如下：
Y=199.4517+（0.755417）X1+（0.000109）X3+3.815589X4+（-4.486782）X5
可以看出，根據近30年的數據，對于湖南省GDP，固定資產基本不產生作用，這也與湖南的低房價和房產過剩情況相符；進出口總額的影響較弱，因湖南不是主要的進出口貿易城市；起較大影響作用的是居民消費水平和政府的財政支出，且財政支出的效果更為突出。具體量化可以估計，當居民消費增加l%，湖南GDP增加0.755417%；進出口總額增加l%，湖南GDP增加0.000109%；財政支出增加1%，湖南GDP增加3.815589%。比較特別的是稅收，影響同樣極大，但對湖南省GDP起負向作用，具體為稅收增加l%，湖南GDP約降低4.486782%。這可能是因為政府一旦提高稅收，居民將可能降低消費和投資，這將導致GDP的降低。
這也可給提高湖南省生產總值以一定啟示：要重視居民消費、財政支出的作用，調整房地產結構，同時控制向居民的征稅額度。
參考文獻
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關鍵詞：農民居民消費水平；影響因素
中圖分類號：F124.7；F127.9 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）006-000-01
引言
跟據國家統計局海南調查總隊抽樣調查的資料顯示，2013年海南農村居民的人均純收入達到8343元，同比增加了935元，名義增長了12.6%，扣除價格因素的影響，實際增長了9.7%。近年來隨著農村經濟的發展以及城鎮化進程的推進，越來越多的農民進城務工或從事非農經營，農民非農產業收入占總收入的比重不斷提高，而農業收入占農民總收入的比重不斷降低，農民的收入結構已向更穩定的方向轉變。2013年海南農村居民人均生活消費支出為5467元，同比增加了731元，名義增長了15.4%，扣除掉價格因素，實際增長了9.3%。從消費類別看，享受型、發展型等非食品類支出增長快于食品類支出，農民生活質量繼續改善。
雖然海南農村居民收入有所提高，但是增長速度緩慢，農村消費環境改善緩慢，農村消費水平難有提高。我國農村的消費市場具有很大的潛力，因此一個很重要的問題是如何去挖掘農村的消費潛力。分析海南省農村居民消費水平的主要影響因素，對于提高海南省農村居民消費水平，促進海南省經濟的發展有重要意義。
一、建立模型
1.模型估計
分析1993-2013年海南省農村居民收入、農村家庭人均純收入、商品零售價格指數的時間序列數據。
由數據分析，建立模型：
Yt=β0+β1X1+β2X2+μt
β0為沒有任何因素影響下農村居民的消費水平；β1為農村居民家庭人均純收入對農村居民消費水平的影響；β2為商品零售價格指數對農村居民消費水平的影響；μt是隨機擾動項。
根據以上數據，估計結果以下：
Yt=1387.978+0.793391 X1C13.14005X2
（704.3340） （0.024215） （6.597850）
t=（1.970625） （32.76379） （-1.991566）
R2=0.984346 Adjusted R-squared=0.982607
F=565.9392 DW=0.698484
根據以上模型，R2=0.984346，Adjusted R-squared=0.982607，可決系數高，擬合度較好。說明了海南省農村居民家庭人均純收入與商品零售價格指數對農村居民消費水平的影響比較顯著。
參數β1=0.793391，β2=-13.14005，而且0
由H0：β1=β2=0，設顯著性水平α=0.05，通過F分布表可查出自由度為k-1=2， n-k=18的臨界值Fα（2，18）=19.4，由上表知F=565.9392> Fα（2，18）=19.4，所以應拒絕原假設H0：β1=β2=0，回歸方程顯著，農村居民家庭人均純收入和與商品零售價格指數連結起來對“農村居民消費水平”有顯著影響。
針對H0：βj=0（j=1，2），給定顯著性水平α=0.05，查t分布表的自由度為n-k=18的臨界值tα/2（n-k）=1.734.由上表知β1、β2所對應t統計量分別是32.76379、-1.991566，它的絕對值均大于tα/2（n-k）=1.734，可以分別拒絕各個H0，說明了在其他解釋變量不變下，解釋變量商品零售價格指數與農村居民家庭人均純收入分別對被解釋變量農村居民消費水平的影響都顯著。
2.計量經濟意義的檢驗
（1）多重共線性的檢驗
令Y分別對X1、X2做回歸
計算各解釋變量的相關系數，選擇X1、X2的數據，相關系數矩陣如圖：
Y和X1的組合是最優方程，雖然X2跟Y的擬合度不好，但是引入了X2后，R2=0.984346，大于Y和X1回歸后的R2=0.980897，對整體模型來說X2這個解釋變量具有改善作用，并且t檢驗也符合，因此解釋變量X2不能舍棄，模型可認為不存在多重共線性。
（2）異方差檢驗
對模型進行White檢驗
可得出nR2=8.606542，由White檢驗知，在顯著水平α=0.05下臨界值χ20.05（5）=11.0705，比較統計值與臨界值，nR2
（3）自相關檢驗
由上得DW=0.698484，若給定α=0.05，查表得DW檢驗臨界值dL=1.125、du=1.538，因為du
二、結論
通過模型說明了農村居民家庭人均收入對消費水平有很大的影響，因此提高消費水平的重要手段就是要增加農村居民的收入。商品零售價格指數對于消費水平來說也有一定的影響，但它受到通貨膨脹率以及經濟發展水平等因素的影響。
參考文獻：
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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。
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[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.
關鍵詞：居民消費水平；經濟發展水平；城鎮化程度；量化關系
中圖分類號：F126.1 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）14-0079-03
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[8]。
二、相關變量敘述
（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， Pesaran and Shin W-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， Pesaran and Shin W-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。本文采取Kao檢驗，結果如表2。
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：
通過Eviews7.0軟件對構建模型進行估計的結果如表3。
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民的消費水平、對于提高人民的生活水平有著促進作用。
結論
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.
論文關鍵詞：VAR模型，脈沖響應，方差分解
一、引 言
居民消費價格指數（Consumer Price Index，英文縮寫為CPI）是反映一定時期內居民消費價格變動趨勢和變動程度的相對數，是以居民購買并用于消費的一組代表性商品和服務項目價格水平的變化情況來反映居民消費價格變動幅度的國民經濟核算統計指標。從一般理論來看，居民消費價格指數受社會總供給與社會總需求之間差數的影響，也受到貨幣發行量的影響。這一指標影響著政府制定貨幣、財政、消費、價格、工資、社會保障等政策，同時也與居民生活密切相關，因此，長期以來，不僅宏觀政策的制定者密切關注著CPI的高低，而且很多學者也圍繞著CPI進行了大量的理論和實證研究。尤其是自2007年以來，CPI持續地呈高位增長，引起了政府、學者、企業廠商的高度關注，成為目前學界研究領域的一個熱點難點問題。
關于CPI的影響因素分析，學界已有研究。李敬輝、范志勇（2005）將糧食價格波動作為價格指數變動的重要因素[1]，李慶華（2006）認為固定資產投資增長率對消費價格通脹率的反應是相當敏感和強勁的[2]，何維煒等（2007）則認為食品價格和居住價格是決定CPI走勢抬高的兩大主導力量[3]。這些研究都有一定的科學性，但將過多的將視線注意于CPI的構成因素上，即CPI的結果本身是由這些因素如食品、居住等加權計算得來的，這無疑具有較大的自相關性。
筆者認為CPI漲幅的適度規模是由于經濟社會發展、產業結構調整、資源的有限性等諸因素綜合發展的必然結果，屬正常調整。然而，CPI的過高上漲則反映了社會供需之間的矛盾已經明顯，客觀上需要及時調整影響社會供需關系的主導因素以將CPI穩定在一定的變化幅度內。因此，本文試圖從一個比較長的時間跨度內，選取影響社會供需的主導因素的數據，通過VAR模型來測試CPI的影響因素及其程度。
二、VAR模型設置、估計與解釋
（一）數據收集和變量選擇
從宏觀經濟理論看，社會總供給主要有消費、儲蓄、稅收以及進口等構成，社會總需求主要有消費、投資、政府購買以及出口?？蛇M一步將這些因素具體化為城鎮居民人均可支配收入、農村居民人均可支配收入、全社會固定資產投資、貨幣供應量、工業品出廠價格指數、農業生產資料價格指數、出口總額和進口總額。
從宏觀經濟理論來看，物價上漲的原因一般有三種情況：第一種情況是需求拉動式的物價上漲，它是由于需求擴張所引起的；第二種情況是成本推動式的物價上漲，它是由于原料、燃料價格等成本價格的上漲所引起的；第三種情況是物價上漲的國際傳遞，它是由于一個國家的物價上漲或貨幣貶值傳導到他國的現象。為了較準確地分析CPI的影響因素，須對每一種情況進行考察。
從需求來看方差分解，自2007年全國各地區開始出臺了不同程度地提高工資的政策措施。提高工資在短期內會增加居民的購買力，進而有效地刺激需求。一方面，產品會由于需求的增加而漲價，另一方面，這會增加投資者的預期，刺激他們更多的投資。因而，收入的增加在很大程度上拉動了物價上漲。同時，為了盡可能準確客觀地分析收入對CPI的影響程度，在這里采用城鎮居民可支配收入作為變量，因為農村居民可支配收入在對CPI的上漲是滯后的，反應不敏感。其次，貨幣供應量也是影響需求變化的重要因素，根據貨幣數量論，通脹率來自貨幣增長率，所以它在一定程度上具有內生性。再次，固定資產投資規模在很大程度上決定產品價格，固定資產投資由于主要是由政府支撐的，所以它不會因為貨幣政策的變化而發生顯著變化，基于此，將其也作為一個變量進入模型。
從供給來看，農產品價格和工業品價格的增加是物價總水平上漲的外在因素，考察農產品價格波動的指標是農業生產資料價格指數，考察工業品價格波動的指標是工業品出廠價格指數。因此，用農業生產資料價格指數和工業品出廠價格指數來反映供給方的變化，將其作為外生變量進入模型。
從國際傳遞來看，由于我國的經濟總量比較大，經濟結構是復合型的，即不是單一地依賴某一生產要素取得發展，因此，其他國家的物價上漲或貨幣貶值的波及效應是有限的，意即國外通脹率的變化對我國CPI的影響是不顯著的。
（二）VAR模型的建立與估計
根據上述分析，我們選取居民消費價格指數（CPI）、城鎮居民人均可支配收入（Income）、貨幣供應量（Money Providence,簡寫為M）、固定資產投資（Permanent Assets，用PA代替）、農業生產資料價格指數（Agricultural ProductionPrice Index，簡寫為API）、工業品出廠價格指數（IndustrialProduction Price Index，簡寫為IPI），為了量綱的統一，將這些變量通用“率”來考量。
在模型中將貨幣增長率（貨幣供應量）作為內生變量，同時由于固定資產增長率（固定資產投資）決定于利率和貨幣供給兩者的變化，因此將固定資產增長率也作為內生變量進入模型。將來自兩方面的供給沖擊——農業生產資料價格指數API和工業品出廠價格指數IPI作為外生變量。基于此，根據歷年中國統計年鑒并經計算整理后，得到表1的樣本。
表1 與模型相關的數據表
YEAR
CPI
M
PA
API
IPI
1990
103.1
100.0
102.4
105.5
104.1
1991
103.4
126.5
123.9
102.9
106.2
1992
106.4
131.3
144.4
103.7
106.8
1993
114.7
137.3
161.8
114.1
124.0
1994
124.1
134.5
130.4
121.6
119.5
1995
117.1
129.5
117.5
127.4
114.9
1996
108.3
125.3
114.5
108.4
102.9
1997
102.8
119.6
108.8
99.5
99.7
1998
99.2
114.8
113.9
94.5
95.9
1999
98.6
114.7
105.1
95.8
97.6
2000
100.4
112.3
110.3
99.1
102.8
2001
100.7
117.6
113.1
99.1
98.7
2002
99.2
116.9
116.9
100.5
97.8
2003
101.2
119.6
127.7
101.4
102.3
2004
103.9
114.9
126.8
110.6
106.1
2005
101.8
117.6
126.0
108.3
104.9
2006
101.5
115.7
123.9
