居民消費水平分析
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居民消費水平分析范文第1篇
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.
居民消費水平分析范文第2篇
關鍵詞：居民消費，人均國民生產總值，實證分析
一、引言
改革開放以來，我國經濟有了飛速地發展，隨著居民生活水平的提高，消費水平也有了顯著的提高。但是,投資和消費的增長比例關系卻不盡如人意,消費增長大大慢于投資增長,消費需求對經濟增長的貢獻率不斷下降并成為當前經濟運行中的重要問題。為實現擴大內需、拉動經濟增長的長效目的,我們要在洞察當前居民消費現狀的基礎上,深入分析居民消費增長緩慢的原因,并探索擴大居民消費需求、拉動經濟增長的對策和措施。我們就從人均量的角度出發，建立計量經濟模型來對上述問題進行分析。
二、數據說明
從《中華人民共和國年鑒》上得到人均國民生產總值（GDP）、農村居民人均消費和城鎮人均消費的數據（1988--2009）。在本文，采取GDP為Y作為因變量，農村居民人均消費X1和城鎮人均消費X2作為自變量。，居民消費。具體數據見下表：
表1單位：元
obs Y X1 X2 Y1 X3 X4 1988 379 138 405
居民消費水平分析范文第3篇
【關鍵詞】麗水 農村居民 消費水平 邊際消費傾向
一、引言
（一）選題背景
首先，農業、農村、農民問題，即三農問題，一直是大家很關心地問題。改革開放30多年以來，我國農村總體的社會經濟面貌發生了翻天覆地的變化，但是城鄉二元經濟結構這一難題仍然沒有被攻克。相對應的，具體反映到消費層面上，就表現為城市和農村在消費水平、消費結構上仍存在巨大差異，消費市場的總體發展狀況也仍處于“消費不旺，啟而不動”的狀態。
另一方面，由于我國已逐步向以買方為主導的市場轉變，且由于國際金融危機的影響，近幾年我國的出口疲軟，投資受抑，這也就更突顯出拉動經濟三駕馬車中“消費”的重要性，而作為消費潛力巨大的農村市場，自然更應得到重視。因此，本文選擇經濟發展水平相對較低的浙江省麗水市地區的農村居民的消費作為研究對象，運用經濟學和統計學的相關原理，試圖研究其消費的變化情況及背后的原因，希望能為當地的發展盡一份力。
（二）選題意義
（1）優化農村居民消費結構能提高居民的消費質量。
（2）優化農村居民消費結構能促進和諧社會的建設。
（3）有利于實現城鄉發展一體化。
二、宏觀消費狀況
從農村居民人均純收入的角度來看，由2002年的3475.78元提高到2011年的7809元，凈增4333.22元。與此同時，農村居民生活消費基本同步于收入增長，人均生活消費支出由2002年的2498.35提高到2011年的5954元；而從恩格爾系數的角度來看，從1989―2011年，麗水地區農村居民的恩格爾系數下降了16.3個百分點，同期城鎮居民的恩格爾系數則下降了23.6個百分點。
三、微觀消費狀況
以上是從宏觀角度描述了麗水地區農村居民消費的總體趨勢和現狀，下述部分將從微觀角度，量化分析麗水地區農村居民家庭消費行為的數量關系，這對剖析消費問題和推動麗水地區農村居民消費市場有重要意義。
（一）理論與模型
研究消費問題，可用的模型很多，在該文中僅使用最為經典的凱恩斯消費模型，即“絕對收入假定”的消費函數，可以用下面的公式表示：C=a+bY，其中C代表消費Y代表收入a代表已知的常數。
（二）數據
本次研究選擇了麗水市下屬的蓮都、青田、云和、慶元、景寧、龍泉、縉云、遂昌、松陽9個縣（市）農戶，共1800個樣本農戶，在2011年的隨機抽樣調查數據，運用eviews等方法和工具，得到結果如下表：
具體來看，若將食品、居住、交通及通訊、文教娛樂、家庭設備及用品、醫療保健、衣著、其他商品及服務這七大項的消費項目按邊際消費傾向的數值，由大到小排列的話，則其順序依次為食品：0.136；居住：0.124；交通及通訊：0.103；文教娛樂：0.074；醫療保健、衣著、家庭設備及用品：0.038；其他商品及服務：0.019.可見，食品和居住是麗水市農村居民消費的兩樁頭等大事，這應該與我國“民以食為天”、“安土重遷”等理念的深入人心以及近期房價猛漲有很大關系。緊隨其后的是交通及通訊費用，這也與近期交通和通訊業蓬勃發展有關。而在滿足上述基本生活需求后，我們可以看到，農民更愿意把錢花在文教娛樂（0.074）、家庭設備及用品、醫療保健、衣著（后三者均為0.038），用以改善生活質量、積累和提升人力資本，這表明麗水農村居民新增購買力的投向順序向著一種較高層次的消費結構轉變，而且相對更注重教育文化方面的消費。
總之，該地區農村居民整體的消費結構還是不是橫。在實際消費中，生存性消費支出所占比例很大，享受性、發展性消費支出所占比例較小；在基本需求滿足后，人們出于教育等文化方面的消費對于孩子的重要性，在這方面的投入也較往年有了較大增長。
四、結論與建議
（一）對策建議
（1）增加農村居民的收入。正如最經典的凱恩斯消費模型，即“絕對收入假定”的消費函數所述，消費收入的函數，若要提高消費水平，自然擺在第一位的就是要提高居民收入。
（2）加強農村商品市場建設，完善商品銷售服務。要改變目前的小型商業網點，要注意的農村市場研究消費者的態度和農民消費行為的特殊性，在商品流通的各個環節建議應采取適當的措施。大力開拓農村市場，吸引大批農村剩余勞動力從事批發和零售市場。開拓農村市場一定要準確，維護好市場秩序，維護農民的合法權益。
（3）積極穩妥推進農村信用消費制度。相比城市里目前各家商業銀行林立，各地地方銀行紛紛建立的較好發展趨勢，農村就幾乎沒有自己的較為完整的金融體系。為此，應大力加快農村信用合作社的建設，促進農村信用消費制度的穩步建立及完善。
（4）加強農村基礎設施建設。相比城市，農村的基礎設施建設也是遠遠落后的。例如，有些農村到現在還沒能完全解決全村的水電供應問題，又談何中高檔等耐用消費品的消費呢？試想，即使農民有足夠的收入購買家用電器，倘若沒有相應的配套設施，而只是成為了一個光看卻沒法用的擺設，那么農民即使有錢也不會去消費該類商品，所以在增加收入的同時，還要重視對水電等基礎設施的遺留問題進行解決。
（5）加強宣傳教育，轉變農民固有的消費觀念。提升整體農村居民的人力資本是促進消費結構與質量優化的重要保證。因此，要充分利用新聞媒體搞好宣傳教育，傳播消費知識，引導消費潮流，通過典型示范，向農民展現現代人的生活觀念，鼓勵農民擴大消費，使農民能夠適度消費，科學消費，引導農民改善消費結構，杜絕黑色消費（如賭博等活動），減少愚昧消費（迷信等活動），幫助農民提高消費品位和消費檔次，增加科技、文化、教育等方面的消費
（二）小結
總之，消費作為拉到經濟的三駕馬車之一，一直是我國經濟建設的重中之重，作為消費市場潛力巨大的農村，它們的消費水平理應受到足夠的重視。只有當農村經濟發展了、農村收入提高了、農村消費市場繁榮了，才能切實縮小城鄉差距，改善農村生活，才能使我們的國家成為真正意義上的經濟強國。
參考文獻：
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[3]古扎拉蒂.計量經濟學[M].中國人民大學出版社，2010.
居民消費水平分析范文第4篇
關鍵詞：消費水平 可支配收入 消費價格指數
1.引言
改革開放以來，我國經濟取得了巨大的發展，人民生活水平得到很大的提高。然而，我國過去三十年的經濟發展主要依賴于出口與投資拉動，消費不足成了制約著國民經濟持續發展的首要問題。為此，國家提出了“擴內需、保增長”的宏觀經濟政策，以促進國家經濟持續發展。由于浙江省城鎮居民消費是居民消費的主要力量，分析研究城鎮居民消費水平及其影響因素，對于浙江省制定恰當的消費政策，提高居民消費水平以及刺激經濟增長具有重要的現實意義。
2.研究意義
消費是人類社會經濟生活中的重要行為和過程，任何社會都離不開消費。在我國，隨著社會主義市場經濟體制的確立，消費在全民經濟生活中的作用更顯重要。可以說，消費活動是經濟活動的終點，一切經濟活動的目的就是為了滿足人們不斷增長的消費需求；但另一方面，消費活動又是經濟活動的起點，是拉動經濟增長的動力。國家一系列決策和尚待解決的問題很大程度上是既源于消費，又回歸到消費。要使我國經濟長期增長，啟動消費需求，就要正確解決“潛在需求很大”與“有效需求不足”的矛盾。
消費水平的提高對經濟發展有很大的影響。社會再生產總是以生產為起點運行的，生產是消費的基礎，并為消費提供了對象，決定消費水平。但消費也能反作用于生產，首先它是生產的歸宿和目的，它使產品得以最終完成和實現，其次它把生產者的勞動能力再生產出來，為生產提供生產主體，三是它充當產品的價值、使用價值的鑒定者，四是它為再生產提供動力和投入的導向，從而促進再生產在規模結構和布局上的優化、合理化。在市場經濟條件下，消費水平的提高會促進消費增長和擴大，加快經濟運行，增加投資和進出口貿易，推動國民經濟的快速增長，國家對此也提出了擴內需、保增長的宏觀經濟政策。
本文利用浙江省1986年到2009年統計年鑒上的相關數據，對影響城鎮居民消費水平的因素進行了實證研究，首先找出可能影響消費水平的因素，然后采用多元線性回歸模型其進行分析和檢驗，最終得出結論，并根據分析結果提出幾點提高消費水平的建議。
3.理論假設、數據來源和分析方法
根據大量的消費理論文獻的借鑒和研究可知，影響居民消費水平的因素有很多，如居民人均可支配收入、對收入的預期、消費心理、消費偏好、消費慣性、消費者年齡性別及全社會人均固定資產投資、人均生產力水平、消費價格指數等等。由于消費心理等一些因素是不可度量的，因而本文排除這些不可測量的變量，從浙江省居民人均可支配收入、人均固定資產投資、人均生產力水平、消費價格指數等四個可度量的方面來考察其對浙江省城居民消費水平的影響狀況，其中本文以浙江省城鎮居民人均消費支出來代表人均消費水平。通過對大量相關文獻的參閱，本文選擇四個對消費水平可能存在顯著影響的因素，具體如下：
第一個因素，浙江省城鎮居民家庭人均可支配收入，指居民家庭在支付個人所得稅之后所得的實際收入。收入和消費的關系非常的緊密，城鎮居民的收入水平的高低決定消費水平的高低，是制約消費的基本因素，近年來隨著改革開放的深入，人民生活水平的提高，城鎮居民的收入普遍增加，所以居民消費水平也相應地提高。
第二個因素，全社會人均固定資產投資。它是反映固定資產投資規模、結構和發展速度的綜合性指標，用我省全社會固定資產投資額除去全省人口數就得出人均固定資產投資額。根據西方經濟學的基本理論可知投資具有乘數的效應，較小的投入可以引起大的資產流動。投資乘數的放大作用體現在對生產的拉動和引發居民消費上。因為固定資產投資增加必然使企業擴大生產規模，這樣社會各部門的勞動者收入也會隨之增加，從而消費增加。
第三個因素，消費價格指數指居民支付所購買生活消費品和獲得的服務項目的價格。CPI提高，則通貨膨脹率提高，居民實際消費水平下降。CPI提高，則居民可分配收入減少，恩格爾指數上升，生活水平下降。CPI提高，刺激居民減少儲蓄，增加消費，
第四個因素，全社會人均生產力水平。生產力水平提高，促進勞動生產率的提高，同時降低產品生產成本，因此這將導致產品的價格的下降，從而促進消費者進行消費支出。
變量選取及數據收集主要來自于《浙江統計年鑒》，本文共選取5個變量：浙江省城鎮居民人均生活消費支出（Y）；居民人均可支配收入（[x1t]）；人均固定資產投資（[x2t]）；消費價格指數（[x3t]）；人均生產力水平（[x4t]）。通過《浙江省統計年鑒》收集有關數據（1986-2009年），整理后得到所需數據。
本文將城鎮居民人均消費支出作為被解釋變量，城鎮居民家庭人均可支配收入、全省社會人均固定資產投資、全省社會人均生產力水平和消費價格指數等作為解釋變量，除了以上幾個主要因素做解釋變量外，其余的因素都歸到隨機項中。
4.分析結果
4.1 數據描述性統計
通過spss軟件，對變量進行描述性統計其結果如下：
從表1可以看出，人均生產力水平均值大于城鎮居民人均消費支出、人均可支配收入、人均固定資產投資與消費價格指數。同時，各變量的標準差較大，1986年至2009年隨著經濟的飛速發展，全社會人均生產力水平、人均消費支出，人均可支配收入，人均固定資產投資與消費價格指數都在穩定增長。
4.2 回歸分析結果
根據表2可以看出，R2=0.998，模型整體擬合較好，則模型系數不全為0。且城鎮居民人均可支配收入及消費價格指數系數在1%水平內顯著不為0，人均固定資產投資在5%水平內也顯著不為0。城鎮居民人均消費支出與城鎮居民人均可支配收入，人均固定資產，消費價格指數間存在正相關，即收入與固定資產投資及消費價格指數的增長將導致消費支出的增長。但人均生產力水平與城鎮居民人均消費支出存在負相關關系，這與經濟理論不符，且以人均生產力水平為被解釋變量，做對城鎮居民人均消費支出的回歸，可以看出，二者呈正相關關系，系數為0.357，在1%水平內顯著不為0，因此本次回歸中人均生產力水平的回歸系數不具有經濟意義。
4.3 多重共線性的檢驗與消除
從表2可以看出各系數的方差膨脹因子（ variance inflation factor， VIF）均遠大于10，因此認為各變量間存在多重共線性，且對各變量間做pearson相關系數，得表3。
表3 變量相關系數矩陣（ N = 24）
[＼&1＼&2＼&3＼&4＼&5＼&城鎮居民人均消費支出＼&1.000＼&＼&＼&＼&＼&城鎮居民人均可支配收入＼&.997＼&1.000＼&＼&＼&＼&人均固定資產投資＼&.976＼&.987＼&1.00＼&＼&＼&消費價格指數＼&.878＼&.848＼&.760＼&1.000＼&＼&人均生產力水平＼&.986＼&.995＼&.994＼&.800＼&1.000＼&]
從表3可以看出各變量間存在較嚴重的多重共線性，且城鎮居民人均可支配收入與城鎮居民人均消費支出相關系數最大，因此根據經濟理論與統計檢驗，收入是最重要的解釋變量，選出最優簡單回歸方程為[yt=f（x1t）]，
5.結論與建議
通過分析，本文得出城鎮居民的人均可支配收入和消費價格指數都是影響消費水平的因素，對其具有顯著的正相關作用。從實際情況來說，我國城鎮居民的相當一部分都是工薪階層，收入主要來源于工資，是消費的來源及基礎，只有滿足基本的生活需要以后才會去消費，而消費水平的提高其實很大程度上是受該部分消費的制約，因為剩余的可支配收入越多時，由其而帶動的引致消費就會越高，引致消費對消費水平的貢獻較大，所以消費水平也會相應得到提高。與此同時，消費價格指數間存在正相關，即收入及消費價格指數的增長將導致消費支出的增長。
為了使我省經濟快速持續發展，必須增加人們的消費。通過增加消費，拉動經濟增長，通過經濟增長帶動消費的增加。這樣才能使我區經濟不斷向前發展。因此，從上面分析可知，我們可以通過以下幾種方法來增加人們的消費。
第一，要著力增加居民收入。把增加城鎮中低收入居民作為重點和中長期目標加發確立；逐年提高收入分配在國民收入總分配中的比例，使居民收入保持一個合理的、較快的增長速度，使其與經濟發展速度相適應。綜合運用財政、稅收、貨幣等政策，努力增加就業機會，縮小收入差距，重視對有發展前景的勞動密集產業的大力扶持，增加就業人數，提高居民收入，從而提高居民的消費能力。
第二，建立健全的社會保障制度。要盡快建立覆蓋現更廣、更規范、更透明的社會保障制度，提高保障水平。當前，要采取經濟、行政、法律等措施，保證居民養老、醫療保險和失業救濟等款項足額到位，及時發放，盡最大努力減少對居民消費預期的負面影響。
第三，發展消費信貸。發展消費信貸是促進內需擴大的必然選擇。發展消費信貸，可以聯通生產與消費，疏導巨額儲蓄適當向消費領域分流，解決現實購買力與消費需求不匹配的矛盾，這里的信貸不僅包括耐用消費品及住房方面，還指居民對子女教育信貸的程度。只有這樣，才能減少居民對本期收入的嚴重依賴性。
第四，拓寬消費領域、發展消費熱點、開辟新的消費方式。隨著社會的發展與進步，涌現出大量的新的消費熱點，比如旅游、住房、汽車等。當然上述的消費品必然要有政府的一系列的配套改革，推進城市住房、用車信貸的制度。還要調整在短缺時期與消費一般水平內限制性消費措施，如高消費稅等，調整社會的消費水平偏離度。
第五，強化輿論引導。轉變人們的消費觀念，引導合理消費。傳統觀念制約著居民消費的傾向，間接導致消費結構的不合理，消費不足，倡導科學消費、文明消費、適度消費。可以從輿論引導和典型示范兩個方面入手。要堅持“適度超前消費”的輿論導向。媒體要加大宣傳力度，努力提高實際效果。在全社會廣泛開展消費者教育。消費者教育是指對廣大消費者所進行的有目的、有計劃、有組織地傳授有關消費知識和技能，提高消費者自身素質的一種社會活動。在全社會廣泛開展消費教育，不僅可以直接增長消費者的科學文化知識，而且可以培養消費者形成各種必要的消費技能。
參考文獻：
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居民消費水平分析范文第5篇
關鍵詞：經濟增長 居民消費 協整檢驗 誤差修正模型
一、引言
居民消費水平不僅能反映居民的購買力水平，也能反映經濟的發展走勢，還為國家制定消費、價格、工資、貨幣政策及進行國民經濟核算提供依據。而經濟增長則反映了國民經濟的總體運行狀況，體現著國家的綜合國力和經濟發展水平。消費需求對于我國經濟增長具有決定性影響，既是拉動經濟增長的最大動力，又是防止經濟蕭條的穩定力量。按照宏觀經濟理論，經濟增長和居民消費在一定時期內存在一種共同的變化趨勢與均衡關系。
改革開放以來，上海市在經濟不斷增長的同時，人民的物質生活水平也在不斷提高。本文采用我國改革開放以來(1978～2006年)的時間序列數據。利用協整關系分析等計量分析方法，探討我國國內生產總值與居民消費水平之間是否存在長期穩定的關系。
二、計量經濟分析
(一)數據來源及處理
反映經濟增長情況的數據選用國內生產總值指數GDPI(上年=IOO)，反映居民消費水平的數據選用居民消費價格指數CPI(上年=100)。居民消費價格指數fCPn是一定時期內居民生活消費價格變動趨勢和程度的相對數，國內生產總值指數(GDPI)是國民經濟總體水平的指標。用于分析的數據全部來自《上海統計年鑒》的相關各期，樣本數據為1978-2006年的年度數據。
由于數據的自然對數變換不改變原來的協整關系，并能使其趨勢線性化。一定程度上可以消除時間序列中存在的異方差現象，所以對GDPI和CPI取對數：分別用LGDPI和LCPI表示。本文所有檢驗均使用Eviews3.1計量經濟分析軟件完成。
(二)數據的單位根檢驗
協整是對時間序列變量間長期均衡關系的描述，判斷經濟時間序列變量水平數據是否存在長期均衡關系可采用協整性檢驗，而格蘭杰因果檢驗則可檢驗經濟時間序列變量之間是否存在因果關系。二者均要求經濟時間序列變量具有平穩特征。那么。我們就需要在回歸分析之前進行時間序列的單位根檢驗。本文采用ADF檢驗對各變量進行單位根檢驗，各變量的檢驗結果見表1。
由表1知，LGDPI和LCPI的水平值均不能在5％的顯著性水平上拒絕有單位根的原假設。所以這些時間序列是非平穩序列。而LGDPI和LCPI的一階差分在5％的顯著性水平上拒絕了有單位根的原假設，因此它們均是I(1)單位根過程，可進一步進行協整回歸。
(三)協整檢驗
協整的基本思想認為，盡管兩個或者兩個以上的變量中每個都是非平穩的，但它們的線性組合有可能相互抵消趨勢項的影響，使該組合成為一個平穩的變量，本文對兩變量數據進行EG兩步法協整檢驗。由于LGDPI和LCPI時間序列均為一階平穩，具有相同的整形階數，故可以考慮兩者之間是否存在協整關系。
用普通最小二成法(OLS)估計LGDPI和LGPI之間的方程。同時計算并保存殘差(均衡誤差估計值)ecme。估計的方程為：
LCPI=0.078861LGDPI+101.9624
我們對殘差序列eemt進行ADF單位根檢驗，得檢驗統計量值-2.544269，小于顯著性水平0.05時的臨界值一1.9540,因此可認為估計殘差序列ecmt為平穩序列。表明序列LGDPI和LCPI具有協整關系。因此。我們可以得到上海市的居民消費水平和國內生產總值之間存在有長期的穩定關系。由此可對它們進行因果關系檢驗。
(四)因果關系檢驗
協整檢驗結果告訴我們LGDP!和LCPI之間存在長期的均衡關系，但是這種均衡關系是否存在著相互影響的因果關系還需要進一步驗證，Granger提出的因果關系檢驗可以解決此類問題。下面對LGDPI和LCPI進行Granger因果關系檢驗，我們根據赤池信息準則(AIG)確定各變量的滯后階數為2，結果表2所示一：
從表2的檢驗結果可以看出，在10％顯著性水平上，上海市的國內生產總值和居民消費水平存在單向的Granger因果關系，即國內生產總值是居民消費水平增長的Granger原因，但居民消費水平不是國內生產總值增長的Granger原因。這一結論隱含的意義是。上海市的經濟增長帶動了居民消費水平的提高，而上海市居民消費的增長對于拉動GDP還沒有顯著效應。
(五)建立誤差修正模型(ECM)
根據Granger定理，一組具有協整關系的變量具有誤差修正模型的表達形式。因此，在協整檢驗的基礎上，我們進一步建立包括誤差修正項在內的誤差修正模型，以此來研究模型的短期動態和長期調整特征。
利用上述結果，建立誤差修正模型：
LCPI1=-0.001609+0.271020LGDPIt-0.522414ecmt-1
t：(-0.324256)(2.744643)(-3.384282)
R2=0.437304 DW=1.388093 F=9.714493
各項統計量表明，模型基本通過檢驗(其中常數項不顯著，可省略)。誤差修正系數為負，符合反向修正機制。模型中被解釋變量的波動可分為兩部分，一部分是短期波動，一部分是長期均衡，差分反映了變量短期波動的影響。而居民消費的短期變動也可以分為兩部分：一部分是短期收入波動的影響；一部分是偏離長期均衡的影響。根據模型的參數估計量，短期國內生產總值波動的變化會引起居民消費永平波動的同方向變化，如果國內生產總值波動變化1％，將引起居民消費波動變化0.27102％。誤差修正項ecmt-1的系數大小反映了對偏離長期均衡的調整力度。從系數估計值0.522414來看，當短期波動偏離長期均衡時，以0.522414的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。
三、結論與啟示
