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關(guān)鍵詞：河南省農(nóng)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(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。對中國這樣—個農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)村居民消費的增長和農(nóng)民生活水平的提高對中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和全面小康社會建設(shè)都具有重要意義。河南省作為農(nóng)業(yè)人口大省，農(nóng)村居民在全省的消費中是一種不可忽視的力量。擴(kuò)大內(nèi)需是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長期戰(zhàn)略方針和基本立足點，然而消費不足特別是農(nóng)村消費不足一直是我國經(jīng)濟(jì)面臨的突出問題，河南亦是如此。長期以來河南農(nóng)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(jīng)濟(jì)能否持續(xù)快速發(fā)展有重要意義。本文在分析河南省目前消費結(jié)構(gòu)和現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上?？偨Y(jié)了制約農(nóng)民消費水平提高的因素，提出了相應(yīng)的解決對策。
一、河南省農(nóng)村居民消費的現(xiàn)狀分析
(一)2008年河南省農(nóng)村居民消費現(xiàn)狀
2008年，農(nóng)村居民人均純收入4454元／年，農(nóng)村居民人均年生活消費支出3044元／年，與2007年河南省農(nóng)村居民人均純收入3851.60元／年，農(nóng)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(shè)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(yī)療保健和交通通訊方面的消費支出，其中醫(yī)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(nóng)村居民消費變動情況
總體來說，2001年至2005年河南省農(nóng)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(yīng)地，消費結(jié)構(gòu)出現(xiàn)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(nóng)村居民人均純收入3261.03元，農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)為40.9％。2007年全年農(nóng)村居民人均純收入3851.60元。農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)為38.0％。2008年全年農(nóng)村居民人均純收入4454元，農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)為38.3％。
(三)農(nóng)民消費的階段性和消費趨勢
在計劃經(jīng)濟(jì)時代，我國的經(jīng)濟(jì)增長主要是靠高積累低消費來推動的，也就是生產(chǎn)推動經(jīng)濟(jì)的增長，使中國在一窮二白的基礎(chǔ)上建立了初步的工業(yè)現(xiàn)代化。
改革開放以后，我國由計劃經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌鼋?jīng)濟(jì)體制，農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展也步入了農(nóng)產(chǎn)品供給從長期短缺轉(zhuǎn)向總量平衡、豐年有余，農(nóng)村居民生活水平由貧困到溫飽，進(jìn)而向小康平穩(wěn)過渡的發(fā)展階段。從動態(tài)角度看，農(nóng)民消費呈現(xiàn)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(nèi)，農(nóng)民消費支出年均增長7.22％，這主要是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)迅猛發(fā)展、農(nóng)民收入大大提高的結(jié)果。同時，農(nóng)民有了收益分配的自，合理地安排了消費與積累的比例關(guān)系。
2、第二階段是1990年至今，農(nóng)民消費的增長與整個國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展相適應(yīng)，農(nóng)民的人均消費水平?jīng)]有超出國民收入增長的允許范圍。但農(nóng)民消費的增長低于積累的增長，而且收入層次高的農(nóng)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(nóng)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(nóng)村居民消費存在問題的并決
河南農(nóng)村居民的消費結(jié)構(gòu)發(fā)生了可喜的變化，但是整個農(nóng)村居民的消費仍然存在著一些問題：諸如消費的增長遠(yuǎn)遠(yuǎn)滯后于收入的增長、物價極不穩(wěn)定、貨幣政策失效等。
(一)原因分析
1、農(nóng)民收入較低，消費支撐不足
河南農(nóng)民收入增幅緩慢，且城鄉(xiāng)間，地區(qū)間差距拉大，制約了農(nóng)村整體消費水平的提高。從2000—2007年河南農(nóng)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(zhèn)居民人均可支配收入年均增幅為13.4％。而且城鄉(xiāng)差距不縮反而擴(kuò)大，2000年城鄉(xiāng)人均收入是2.4:1，到2007年擴(kuò)大到2.98:1。各市農(nóng)民人均收入差距也比較大，2006年全省農(nóng)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(nóng)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(nóng)民收入來源比較單一，主要收入為農(nóng)業(yè)收入。從2006年的農(nóng)民人均總收入來看，農(nóng)業(yè)收入(指家庭經(jīng)營中的第一產(chǎn)業(yè)收入)為2764.1元，占總收入的61.98％。非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入(包括工資性收入，家庭經(jīng)營中的第二、三產(chǎn)業(yè)收入，財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入)為1695.3元，占總收入的38.02％?？梢娹r(nóng)業(yè)收入仍為河南農(nóng)民收入的主要來源，必須拓寬農(nóng)民收入渠道，鼓勵農(nóng)民走出去，大力發(fā)展非農(nóng)經(jīng)濟(jì)，才能提高農(nóng)民消費能力。
2、農(nóng)民負(fù)擔(dān)重，收入預(yù)期不穩(wěn)定
自2005年取消“農(nóng)業(yè)稅”以后，農(nóng)民的稅費支出急劇下降，負(fù)擔(dān)減輕。但近幾年受石油等能源，原材料價格上漲，工資、運輸?shù)瘸杀举M用增加的共同影響，以化肥為主的農(nóng)資價格持續(xù)大幅度上漲，在很大程度上抵消了中央一系列惠農(nóng)政策給予農(nóng)民的補貼，減少了農(nóng)民的收入。而且在農(nóng)村很多地方，亂集資、亂收費、亂攤派、亂罰款的現(xiàn)象依然存在。不斷增加的農(nóng)民負(fù)擔(dān)加劇了農(nóng)民預(yù)期收入的不穩(wěn)定，從而降低了農(nóng)民消費傾向。
3、消費環(huán)境差，制約農(nóng)民消費需求的有效增長
河南全省農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施仍不能滿足農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，也嚴(yán)重制約了農(nóng)村消費的增長。雖然政府加大了對農(nóng)村電網(wǎng)、通訊、水利等設(shè)施的改造力度，但由于成本原因，一些鄉(xiāng)鎮(zhèn)仍存在未執(zhí)行和城市電價等同、有線電視信號仍未全面覆蓋、農(nóng)村居民用水不安全等問題，從而使一些商品在農(nóng)村處于買得起用不起或買得起不能用的窘境。其次，農(nóng)村市場網(wǎng)絡(luò)仍未建立，商業(yè)網(wǎng)點少，售后服務(wù)差，農(nóng)民購買商品不方便。第三，市場管理落后。由于農(nóng)村市場分散，監(jiān)管力度弱，農(nóng)村市場普遍充斥著假貨和劣質(zhì)品，坑農(nóng)害農(nóng)的現(xiàn)象時有發(fā)生。
4、社會保障體系不健全
，影響農(nóng)民消費心理預(yù)期
由于河南農(nóng)村鄉(xiāng)鎮(zhèn)多，分布廣，農(nóng)村人口多，目前來看社保體系難以覆蓋全部農(nóng)村，而且社保體系本身也不健全，這就制約了農(nóng)民的即期消費。農(nóng)民即使有點錢，也要留著防老、防病不敢消費。雖然醫(yī)療有新農(nóng)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(dǎo)致部分地區(qū)仍存在因病致貧，因病返貧的現(xiàn)象。這些都制約了農(nóng)民現(xiàn)實消費能力的提升，使許多潛在需求不能轉(zhuǎn)化為即期消費。
除此之外，農(nóng)民消費習(xí)慣保守落后，消費不科學(xué)，金融意識不強，廠家銷售方式單一，產(chǎn)品結(jié)構(gòu)不符合農(nóng)民的實際需求，農(nóng)民素質(zhì)不高等因素也制約了農(nóng)民的消費。
(二)、提升河南農(nóng)民消費能力的對策和方法
1、確保農(nóng)民持續(xù)增收，提高農(nóng)民購買力
提高農(nóng)民消費能力的關(guān)鍵還在于農(nóng)民收入的提高。首先，要大力發(fā)展特色農(nóng)業(yè)，建立特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，挖掘農(nóng)業(yè)內(nèi)部增收潛力。關(guān)鍵是如何打造具有優(yōu)勢的特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，圍繞特色農(nóng)產(chǎn)品形成種、養(yǎng)、售于一體的產(chǎn)業(yè)化鏈條，提高特色農(nóng)產(chǎn)品的附加值，大幅增加農(nóng)民收入。
其次，加快農(nóng)村富余勞動力轉(zhuǎn)移。充分發(fā)揮河南勞動力資源優(yōu)勢，大力發(fā)展勞務(wù)經(jīng)濟(jì)，推進(jìn)農(nóng)村勞動力合理有序轉(zhuǎn)移就業(yè)，拓寬農(nóng)民的收入渠道。
2、加強農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，解決消費瓶頸問題
加大公共財政對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投入力度，通過完善農(nóng)村居民生活設(shè)施提高農(nóng)村居民消費水平和生活質(zhì)量。一是政府應(yīng)把有限的財政資金更多地用于農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，改善農(nóng)業(yè)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的生產(chǎn)條件，并且可以通過使用農(nóng)民工增加農(nóng)民收簢，可將農(nóng)民更多的潛在購買力轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實購買入。其次，采取有效措施，規(guī)范對現(xiàn)有基礎(chǔ)設(shè)施的使用和管理。要依法定價、合理收費，解決農(nóng)民消費難的瓶頸問題。
3、健全農(nóng)村保障體系，改善農(nóng)民消費預(yù)期
農(nóng)民負(fù)擔(dān)重，有后顧之憂，自然會減少即期消費，增加儲蓄。要降低農(nóng)民的儲蓄傾向，鼓勵消費，就必須完善農(nóng)村保障體系。當(dāng)前還是要積極探索適合河南農(nóng)村居民的保障方式和實現(xiàn)途徑，從基本的生活保障開始，逐步擴(kuò)大社保覆蓋面，以此來穩(wěn)定農(nóng)民的消費預(yù)期，提高現(xiàn)實消費。
4、構(gòu)建農(nóng)村現(xiàn)代流通網(wǎng)絡(luò)，保證商品進(jìn)入市場渠道暢通
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② 李琮主編《西歐社會保障制度》，中國社會科學(xué)出版社，1989年版，第145頁。
③ 周弘《福利的解析――來自歐美的啟示》，上海遠(yuǎn)東出版社，1998年版，第8頁。
④ T.H.Marshall， social policy， London， Hutchinson univ. library， 1965，p.7.
⑤ 韓楓《大眾媒體與鄉(xiāng)村文化福利構(gòu)建》，遼寧大學(xué)碩士學(xué)位論文，2009年。
⑥ 呂效華《流動人口文化福利支持機制構(gòu)建研究》，《理論探討》，2012年第1期。
⑦ Cultural Well-Being and Local Government Report 1： Definitions and contexts of cultural wellbeing。http：//mch.govt.nz/search/site/cultural%20wellbeing，2012.
⑧ 胡象明《廣義的社會福利理論及其對公共政策的意義》，《武漢大學(xué)學(xué)報》，2002年第4期。
⑨ 同⑥。
⑩ 李占樂《現(xiàn)代城市社會福利事業(yè)的興起――變遷與模式轉(zhuǎn)換――以武漢市為個案的制度考察》，華中師范大學(xué)博士學(xué)位論文，2005年。 B11 侯志陽、孫瓊?cè)恪掇r(nóng)村文化福利資本與文化福利治理》，《改革與發(fā)展》，2013年第3期。
B12 方福前、呂文慧《中國城鎮(zhèn)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(jié)構(gòu)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(zhèn)、城鄉(xiāng)之間的流動人口以及短時居住在城鎮(zhèn)的居民。
B15 歐文?休斯認(rèn)為對于公益性部門的績效評估除了應(yīng)該有關(guān)于目標(biāo)的全面進(jìn)展情況，或者關(guān)于財政目標(biāo)的成就指標(biāo)之外，還應(yīng)該有關(guān)于顧客或委托人滿意程度的指標(biāo)。[澳]歐文?E.休斯《公共管理導(dǎo)論》，中國人民大學(xué)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(guān)鍵詞】湖南省 國民生產(chǎn)總值 計量經(jīng)濟(jì)分析 OLS參數(shù)估計
一、引言
國民生產(chǎn)總值（GDP，Gross Domestic Product），作為國民經(jīng)濟(jì)核算的核心指標(biāo)，是指在一定時間內(nèi)一個國家（或地區(qū)）所生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和勞務(wù)的市場價值。它由什么所影響呢？國內(nèi)很多論文都對此做過相應(yīng)研究，對象為中國國民生產(chǎn)總值，也有的為部分省的國民生產(chǎn)總值，但湖南省的情況存在空缺，尚未進(jìn)行研究。本文就以湖南省為研究對象，探究其國民生產(chǎn)總值的影響因素，并進(jìn)行計量分析，得出結(jié)論。
二、預(yù)處理
（一）變量選擇
選擇湖南省生產(chǎn)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(jù)模型本身的需要、數(shù)據(jù)獲取難易等，本文選擇了五個指標(biāo)作為模型的解釋變量：居民消費水平X1、固定資產(chǎn)投資X2、進(jìn)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(jīng)濟(jì)水平；固定資產(chǎn)投資的增長是GDP增長的主要保障；進(jìn)出口總額和前兩項一起構(gòu)成經(jīng)濟(jì)發(fā)展的三駕馬車；財政支出在中國處于經(jīng)濟(jì)建設(shè)時期的背景下對GDP有快速促進(jìn)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(jīng)濟(jì)發(fā)展的實際情況。
（二）數(shù)據(jù)收集
最后是計量經(jīng)濟(jì)檢驗中的異方差檢驗，通過Eviews進(jìn)行異方差檢驗，得出P值均遠(yuǎn)大于5%（取95%為置信區(qū)間），可見基本不存在異方差性，不需進(jìn)行異方差修正。
四、結(jié)論
最終確立湖南省生產(chǎn)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(jù)近30年的數(shù)據(jù)，對于湖南省GDP，固定資產(chǎn)基本不產(chǎn)生作用，這也與湖南的低房價和房產(chǎn)過剩情況相符；進(jìn)出口總額的影響較弱，因湖南不是主要的進(jìn)出口貿(mào)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(dāng)居民消費增加l%，湖南GDP增加0.755417%；進(jìn)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(fù)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(dǎo)致GDP的降低。
這也可給提高湖南省生產(chǎn)總值以一定啟示：要重視居民消費、財政支出的作用，調(diào)整房地產(chǎn)結(jié)構(gòu)，同時控制向居民的征稅額度。
參考文獻(xiàn)
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關(guān)鍵詞：農(nóng)民居民消費水平；影響因素
中圖分類號：F124.7；F127.9 文獻(xiàn)識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）006-000-01
引言
跟據(jù)國家統(tǒng)計局海南調(diào)查總隊抽樣調(diào)查的資料顯示，2013年海南農(nóng)村居民的人均純收入達(dá)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(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展以及城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)，越來越多的農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工或從事非農(nóng)經(jīng)營，農(nóng)民非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入占總收入的比重不斷提高，而農(nóng)業(yè)收入占農(nóng)民總收入的比重不斷降低，農(nóng)民的收入結(jié)構(gòu)已向更穩(wěn)定的方向轉(zhuǎn)變。2013年海南農(nóng)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(fā)展型等非食品類支出增長快于食品類支出，農(nóng)民生活質(zhì)量繼續(xù)改善。
雖然海南農(nóng)村居民收入有所提高，但是增長速度緩慢，農(nóng)村消費環(huán)境改善緩慢，農(nóng)村消費水平難有提高。我國農(nóng)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(nóng)村的消費潛力。分析海南省農(nóng)村居民消費水平的主要影響因素，對于提高海南省農(nóng)村居民消費水平，促進(jìn)海南省經(jīng)濟(jì)的發(fā)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(nóng)村居民收入、農(nóng)村家庭人均純收入、商品零售價格指數(shù)的時間序列數(shù)據(jù)。
由數(shù)據(jù)分析，建立模型：
Yt=β0+β1X1+β2X2+μt
β0為沒有任何因素影響下農(nóng)村居民的消費水平；β1為農(nóng)村居民家庭人均純收入對農(nóng)村居民消費水平的影響；β2為商品零售價格指數(shù)對農(nóng)村居民消費水平的影響；μt是隨機擾動項。
根據(jù)以上數(shù)據(jù)，估計結(jié)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(jù)以上模型，R2=0.984346，Adjusted R-squared=0.982607，可決系數(shù)高，擬合度較好。說明了海南省農(nóng)村居民家庭人均純收入與商品零售價格指數(shù)對農(nóng)村居民消費水平的影響比較顯著。
參數(shù)β1=0.793391，β2=-13.14005，而且0
由H0：β1=β2=0，設(shè)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(yīng)拒絕原假設(shè)H0：β1=β2=0，回歸方程顯著，農(nóng)村居民家庭人均純收入和與商品零售價格指數(shù)連結(jié)起來對“農(nóng)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(yīng)t統(tǒng)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(shù)與農(nóng)村居民家庭人均純收入分別對被解釋變量農(nóng)村居民消費水平的影響都顯著。
2.計量經(jīng)濟(jì)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(guān)系數(shù)，選擇X1、X2的數(shù)據(jù)，相關(guān)系數(shù)矩陣如圖：
Y和X1的組合是最優(yōu)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(rèn)為不存在多重共線性。
（2）異方差檢驗
對模型進(jìn)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(tǒng)計值與臨界值，nR2
（3）自相關(guān)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(jié)論
通過模型說明了農(nóng)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(nóng)村居民的收入。商品零售價格指數(shù)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(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等因素的影響。
參考文獻(xiàn)：
[1]國家統(tǒng)計局.中國統(tǒng)計年鑒.
[2]王真.農(nóng)村居民消費主要影響因素分析.學(xué)年論文.2011（5）.
[3]肖毅.石海峰.海南省農(nóng)村居民消費需求影響因素分析.
[4]龐浩.《計量經(jīng)濟(jì)學(xué)》.科學(xué)出版社..
[5]韓紅梅.農(nóng)村居民消費主要影響因素分析.
在新型城鎮(zhèn)化的大背景下，基于我國多個省份的面板數(shù)據(jù)，對我國居民消費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，同時還與城鎮(zhèn)化程度存在正相關(guān)關(guān)系，它們都對人民生活水平的提高起到促進(jìn)作用，所以，我國城鎮(zhèn)化程度的進(jìn)一步提高必然會有利于人們生活水平的提高。
關(guān)鍵詞：
居民消費水平；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)化是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要動力，新型城鎮(zhèn)化對我國的發(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。長期以來，很多學(xué)者研究了居民消費水平與其影響因素之間的關(guān)系。徐鳳等運用協(xié)整理論,對改革開放以來中國經(jīng)濟(jì)增長與國內(nèi)居民消費之間的關(guān)系進(jìn)行研究，并指出兩者之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，消費對經(jīng)濟(jì)增長具有長期、穩(wěn)定的促進(jìn)作用[1]。付波航等基于中國29個省份1989—2010年的面板數(shù)據(jù)，對城鎮(zhèn)化、人口年齡結(jié)構(gòu)這些人口消費環(huán)境或制度變量與居民消費之間的關(guān)系進(jìn)行了實證研究[2]。劉厚蓮指出，人口城鎮(zhèn)化率與居民消費率呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，城鄉(xiāng)實際收入差距與居民消費需求呈現(xiàn)倒U型關(guān)系[3]。田青等利用1999—2006年30個省、自治區(qū)、直轄市的相關(guān)數(shù)據(jù)分析消費習(xí)慣、收入、購房支出、醫(yī)療、教育支出、收入波動及利率等因素對消費的影響，實證結(jié)果表明，消費習(xí)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(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，建立反映城/鎮(zhèn)化水平和消費增長動態(tài)關(guān)系的向量自回歸(VAR)模型，在模型的基礎(chǔ)上，運用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析了城鎮(zhèn)化發(fā)展對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民消費增長的動態(tài)影響，并指出城鎮(zhèn)化發(fā)展對居民消費增長有促進(jìn)作用，特別是城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)村居民消費增長的累積效應(yīng)大于對城鎮(zhèn)居民消費的累積效應(yīng)，并且正向拉動效應(yīng)的持續(xù)時問更長也更穩(wěn)定[5]。儲德銀等通過建立協(xié)整方程和誤差修正模型，從城鄉(xiāng)比較視角分析我國居民消費需求的影響因素，并研究得出收入水平對城鄉(xiāng)居民消費的影響程度最大，而收入分配和政府支出對城鄉(xiāng)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(zhèn)化影響居民消費的內(nèi)在機制，使用1996—2011年的省級面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)GMM估計方法，重點檢驗了勞動力流動、城鎮(zhèn)化進(jìn)程以及它們的交互作用對居民消費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)了居民消費增長[7]。祁毓等在理論機理分析的基礎(chǔ)上，分別構(gòu)建2002—2008年和1997—2008年全國30個省份的面板數(shù)據(jù),實證研究了不同來源的收入對城鄉(xiāng)居民消費的影響。
二、相關(guān)變量敘述城鄉(xiāng)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(wù)或者物質(zhì)產(chǎn)品的消費過程中，對滿足發(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(qū)居民消費的貨幣金額數(shù)來反應(yīng)這個地區(qū)的居民消費水平。
（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?，地理學(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，用一個地區(qū)城鎮(zhèn)人口占這個地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋肀硎驹摰貐^(qū)的城鎮(zhèn)化程度。
（三）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是指一個國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)模、速度和所達(dá)到的水準(zhǔn)。反映一個國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的常用指標(biāo)有國民生產(chǎn)總值、國民收入、人均國民收入、經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度、經(jīng)濟(jì)增長速度。本文采用一個地區(qū)的人均生產(chǎn)總值來反映該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。
（四）變量數(shù)據(jù)來源本論文中所采用的數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，有些是直接采用網(wǎng)站的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，有些是根據(jù)需要對網(wǎng)站的數(shù)據(jù)進(jìn)行了簡化計算，因此，可以保證數(shù)據(jù)的真實性和權(quán)威性。
三、建立模型與分析
（一）變量的平穩(wěn)性檢驗在對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析時，首先要對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗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，必須對其差分項進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗直至平穩(wěn)為止。為了論述方便。下文中居民消費水平、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(jù)數(shù)據(jù)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(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)整檢驗方法主要有Kao檢驗、Pedroni檢驗和Johansen協(xié)整檢驗基礎(chǔ)上的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗。本文如表2所示，在5%顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，說明JMXF、CZH和JJFZ三者之間存在協(xié)整關(guān)系。
（二）模型估計本文依據(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)總值都對提升人結(jié)論民的消費水平、對于提高人民的生活水平有著促進(jìn)作用。通過以上的研究可以看出，雖然我國經(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)：
[1]徐鳳，金克琴.中國居民消費與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證研究[J].北京工商大學(xué)學(xué)報，2009，24（2）：109-113.
[2]付波航，方齊云，宋德勇.城鎮(zhèn)化、人日年齡結(jié)構(gòu)與居民消費———基于省際動態(tài)面板的實證研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2013，23（11）：108-114.
[3]劉厚蓮.人口城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)收入差距與居民消費需求-基于省際面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].人口與資源，2013，（6）：63-70.
[4]田青.我國城鎮(zhèn)居民消費影響因素的區(qū)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(zhèn)化發(fā)展與居民消費增長關(guān)系的動態(tài)分析[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2007，（5）：58-65.
[6]儲德銀，經(jīng)庭如.我國城鄉(xiāng)居民消費影響因素的比較分析[J].中國軟科學(xué)，2010，（4）：99-105.
[7]潘明清，高文亮.我國城鎮(zhèn)化對居民消費影響效應(yīng)的檢臉與介析[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2014，（1）：118-125.
關(guān)鍵詞：居民消費水平；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；城鎮(zhèn)化程度；量化關(guān)系
中圖分類號：F126.1 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）14-0079-03
一、引言與文獻(xiàn)綜述
城鎮(zhèn)化是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要動力，新型城鎮(zhèn)化對我國的發(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。長期以來，很多學(xué)者研究了居民消費水平與其影響因素之間的關(guān)系。徐鳳等運用協(xié)整理論，對改革開放以來中國經(jīng)濟(jì)增長與國內(nèi)居民消費之間的關(guān)系進(jìn)行研究，并指出兩者之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，消費對經(jīng)濟(jì)增長具有長期、穩(wěn)定的促進(jìn)作用[1]。付波航等基于中國29個省份1989―2010年的面板數(shù)據(jù)，對城鎮(zhèn)化、人口年齡結(jié)構(gòu)這些人口消費環(huán)境或制度變量與居民消費之間的關(guān)系進(jìn)行了實證研究[2]。劉厚蓮指出，人口城鎮(zhèn)化率與居民消費率呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，城鄉(xiāng)實際收入差距與居民消費需求呈現(xiàn)倒U型關(guān)系[3]。田青等利用1999―2006年30個省、自治區(qū)、直轄市的相關(guān)數(shù)據(jù)分析消費習(xí)慣、收入、購房支出、醫(yī)療、教育支出、收入波動及利率等因素對消費的影響，實證結(jié)果表明，消費習(xí)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(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，建立反映城/鎮(zhèn)化水平和消費增長動態(tài)關(guān)系的向量自回歸（VAR）模型，在模型的基礎(chǔ)上，運用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析了城鎮(zhèn)化發(fā)展對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民消費增長的動態(tài)影響，并指出城鎮(zhèn)化發(fā)展對居民消費增長有促進(jìn)作用，特別是城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)村居民消費增長的累積效應(yīng)大于對城鎮(zhèn)居民消費的累積效應(yīng)，并且正向拉動效應(yīng)的持續(xù)時問更長也更穩(wěn)定[5]。儲德銀等通過建立協(xié)整方程和誤差修正模型，從城鄉(xiāng)比較視角分析我國居民消費需求的影響因素，并研究得出收入水平對城鄉(xiāng)居民消費的影響程度最大，而收入分配和政府支出對城鄉(xiāng)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(zhèn)化影響居民消費的內(nèi)在機制，使用1996―2011年的省級面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)GMM估計方法，重點檢驗了勞動力流動、城鎮(zhèn)化進(jìn)程以及它們的交互作用對居民消費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)了居民消費增長[7]。祁毓等在理論機理分析的基礎(chǔ)上，分別構(gòu)建2002―2008年和1997―2008年全國30個省份的面板數(shù)據(jù)，實證研究了不同來源的收入對城鄉(xiāng)居民消費的影響[8]。
二、相關(guān)變量敘述
（一）居民消費水平
居民消費水平是指居民在勞務(wù)或者物質(zhì)產(chǎn)品的消費過程中，對滿足發(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(qū)居民消費的貨幣金額數(shù)來反應(yīng)這個地區(qū)的居民消費水平。
（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，用一個地區(qū)城鎮(zhèn)人口占這個地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋肀硎驹摰貐^(qū)的城鎮(zhèn)化程度。
（三）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平
經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是指一個國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)模、速度和所達(dá)到的水準(zhǔn)。反映一個國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的常用指標(biāo)有國民生產(chǎn)總值、國民收入、人均國民收入、經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度、經(jīng)濟(jì)增長速度。本文采用一個地區(qū)的人均生產(chǎn)總值來反映該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。
（四）變量數(shù)據(jù)來源
本論文中所采用的數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，有些是直接采用網(wǎng)站的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，有些是根據(jù)需要對網(wǎng)站的數(shù)據(jù)進(jìn)行了簡化計算，因此，可以保證數(shù)據(jù)的真實性和權(quán)威性。
三、建立模型與分析
（一）變量的平穩(wěn)性檢驗
在對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析時，首先要對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗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，必須對其差分項進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗直至平穩(wěn)為止。為了論述方便。下文中居民消費水平、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(jù)數(shù)據(jù)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(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)整檢驗方法主要有Kao檢驗、Pedroni檢驗和Johansen協(xié)整檢驗基礎(chǔ)上的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗。本文采取Kao檢驗，結(jié)果如表2。
如表2所示，在5%顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，說明JMXF、CZH和JJFZ三者之間存在協(xié)整關(guān)系。
（二）模型估計
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：
通過Eviews7.0軟件對構(gòu)建模型進(jìn)行估計的結(jié)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(guān)的關(guān)系，由此可以推出，城鎮(zhèn)化程度與人均生產(chǎn)總值都對提升人民的消費水平、對于提高人民的生活水平有著促進(jìn)作用。
結(jié)論
通過以上的研究可以看出，雖然我國經(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)：
[1] 徐鳳，金克琴.中國居民消費與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證研究[J].北京工商大學(xué)學(xué)報，2009，24（2）：109-113.
[2] 付波航，方齊云，宋德勇.城鎮(zhèn)化、人日年齡結(jié)構(gòu)與居民消費――基于省際動態(tài)面板的實證研究[J].中國人口?資源與環(huán)境，2013，23（11）：108-114.
[3] 劉厚蓮.人口城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)收入差距與居民消費需求-基于省際面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].人口與資源，2013，（6）：63-70.
[4] 田青.我國城鎮(zhèn)居民消費影響因素的區(qū)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(zhèn)化發(fā)展與居民消費增長關(guān)系的動態(tài)分析[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2007，（5）：58-65.
[6] 儲德銀，經(jīng)庭如.我國城鄉(xiāng)居民消費影響因素的比較分析[J].中國軟科學(xué)，2010，（4）：99-105.
論文關(guān)鍵詞：VAR模型，脈沖響應(yīng)，方差分解
一、引 言
居民消費價格指數(shù)（Consumer Price Index，英文縮寫為CPI）是反映一定時期內(nèi)居民消費價格變動趨勢和變動程度的相對數(shù)，是以居民購買并用于消費的一組代表性商品和服務(wù)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(jīng)濟(jì)核算統(tǒng)計指標(biāo)。從一般理論來看，居民消費價格指數(shù)受社會總供給與社會總需求之間差數(shù)的影響，也受到貨幣發(fā)行量的影響。這一指標(biāo)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(guān)，因此，長期以來，不僅宏觀政策的制定者密切關(guān)注著CPI的高低，而且很多學(xué)者也圍繞著CPI進(jìn)行了大量的理論和實證研究。尤其是自2007年以來，CPI持續(xù)地呈高位增長，引起了政府、學(xué)者、企業(yè)廠商的高度關(guān)注，成為目前學(xué)界研究領(lǐng)域的一個熱點難點問題。
關(guān)于CPI的影響因素分析，學(xué)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(shù)變動的重要因素[1]，李慶華（2006）認(rèn)為固定資產(chǎn)投資增長率對消費價格通脹率的反應(yīng)是相當(dāng)敏感和強勁的[2]，何維煒等（2007）則認(rèn)為食品價格和居住價格是決定CPI走勢抬高的兩大主導(dǎo)力量[3]。這些研究都有一定的科學(xué)性，但將過多的將視線注意于CPI的構(gòu)成因素上，即CPI的結(jié)果本身是由這些因素如食品、居住等加權(quán)計算得來的，這無疑具有較大的自相關(guān)性。
筆者認(rèn)為CPI漲幅的適度規(guī)模是由于經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、資源的有限性等諸因素綜合發(fā)展的必然結(jié)果，屬正常調(diào)整。然而，CPI的過高上漲則反映了社會供需之間的矛盾已經(jīng)明顯，客觀上需要及時調(diào)整影響社會供需關(guān)系的主導(dǎo)因素以將CPI穩(wěn)定在一定的變化幅度內(nèi)。因此，本文試圖從一個比較長的時間跨度內(nèi)，選取影響社會供需的主導(dǎo)因素的數(shù)據(jù)，通過VAR模型來測試CPI的影響因素及其程度。
二、VAR模型設(shè)置、估計與解釋
（一）數(shù)據(jù)收集和變量選擇
從宏觀經(jīng)濟(jì)理論看，社會總供給主要有消費、儲蓄、稅收以及進(jìn)口等構(gòu)成，社會總需求主要有消費、投資、政府購買以及出口?？蛇M(jìn)一步將這些因素具體化為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入、全社會固定資產(chǎn)投資、貨幣供應(yīng)量、工業(yè)品出廠價格指數(shù)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)、出口總額和進(jìn)口總額。
從宏觀經(jīng)濟(jì)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(kuò)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(dǎo)到他國的現(xiàn)象。為了較準(zhǔn)確地分析CPI的影響因素，須對每一種情況進(jìn)行考察。
從需求來看方差分解，自2007年全國各地區(qū)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(nèi)會增加居民的購買力，進(jìn)而有效地刺激需求。一方面，產(chǎn)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(yù)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(zhǔn)確客觀地分析收入對CPI的影響程度，在這里采用城鎮(zhèn)居民可支配收入作為變量，因為農(nóng)村居民可支配收入在對CPI的上漲是滯后的，反應(yīng)不敏感。其次，貨幣供應(yīng)量也是影響需求變化的重要因素，根據(jù)貨幣數(shù)量論，通脹率來自貨幣增長率，所以它在一定程度上具有內(nèi)生性。再次，固定資產(chǎn)投資規(guī)模在很大程度上決定產(chǎn)品價格，固定資產(chǎn)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(fā)生顯著變化，基于此，將其也作為一個變量進(jìn)入模型。
從供給來看，農(nóng)產(chǎn)品價格和工業(yè)品價格的增加是物價總水平上漲的外在因素，考察農(nóng)產(chǎn)品價格波動的指標(biāo)是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)，考察工業(yè)品價格波動的指標(biāo)是工業(yè)品出廠價格指數(shù)。因此，用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)和工業(yè)品出廠價格指數(shù)來反映供給方的變化，將其作為外生變量進(jìn)入模型。
從國際傳遞來看，由于我國的經(jīng)濟(jì)總量比較大，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)是復(fù)合型的，即不是單一地依賴某一生產(chǎn)要素取得發(fā)展，因此，其他國家的物價上漲或貨幣貶值的波及效應(yīng)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(jù)上述分析，我們選取居民消費價格指數(shù)（CPI）、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（Income）、貨幣供應(yīng)量（Money Providence,簡寫為M）、固定資產(chǎn)投資（Permanent Assets，用PA代替）、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)（Agricultural ProductionPrice Index，簡寫為API）、工業(yè)品出廠價格指數(shù)（IndustrialProduction Price Index，簡寫為IPI），為了量綱的統(tǒng)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(yīng)量）作為內(nèi)生變量，同時由于固定資產(chǎn)增長率（固定資產(chǎn)投資）決定于利率和貨幣供給兩者的變化，因此將固定資產(chǎn)增長率也作為內(nèi)生變量進(jìn)入模型。將來自兩方面的供給沖擊——農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)API和工業(yè)品出廠價格指數(shù)IPI作為外生變量?；诖?，根據(jù)歷年中國統(tǒng)計年鑒并經(jīng)計算整理后，得到表1的樣本。
表1 與模型相關(guān)的數(shù)據(jù)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
