1、1城乡居民消费对我国 CPI 波动的二元贡献率实证分析内容摘要：我国居民消费价格指数的计提分别包含城市居民消费价格指数及农村居民消费价格指数，二者对社会整体 CPI 的贡献具有不同的权重影响。本文以 1978-2011 年间我国社会整体 CPI 及分别计提的城市和农村三组消费价格指数为实证数据样本，构建城市及农村消费价格波动对社会整体 CPI 传导机制的二元作用线性回归模型，在此基础上给出城乡消费价格指数传导的经济意义。 关键词：消费价格指数（CPI） 居民消费 时间序列 消费价格指数（CPI）是综合反映社会物价水平的指标，以一篮子物品基准价格作为定制依据，考察消费者价格指数表现为社会物价调控
2、及居民有效消费支出，及时地调整社会产业结构及商品结构，理清不同区域主体的消费需求及消费文化，做好供需关系的顺沿及衔接，综合评析一定产业系统的经济效率及区域居民的边际消费价格倾向。本文以年度数据作为实证样本，提取 1978-2011 年社会整体 CPI、城市 CPI 以及农村CPI 三组共计 102 个数据，分别就城乡 CPI 之间动态关联及社会整体 CPI波动贡献进行研究，建立基于三者相关性的线性回归模型，对实证结果进行相关检验，在分析数据趋势的基础上对城乡 CPI 的不同传导影响进行经济意义上的研究。 我国近年 CPI 波动及城乡居民消费情况 2我国社会 CPI 的时间序列数据整体呈现出缓慢
3、攀升的状态，这在反映出社会经济总量逐年攀升的同时，也包含了社会居民消费信心的逐年积累和增加，经拆分后的城乡 CPI 波动呈现出不同的变化规模及趋势，经调整后的 CPI 波动定基时间序列面板数据如表 1 所示。 由表 1 可以看出，近年来，伴随着我国经济的飞速增长和全社会较为宽松的货币政策，以计提一篮子物品价格的 CPI 数据在综合反映社会物价水平稳步提升的同时，也体现出了构成 CPI 波动不同权重的城乡居民消费结构化差异，城乡居民消费分别在总量和消费偏好方面体现出较大差异。 （一）城乡居民消费的共性 我国城乡居民消费中的恩格尔系数计提自 1992 年起开始呈现出同步下降趋势，这意味着温饱型消费
4、在城乡居民的消费支出中所占比例日益减少，说明全社会小康水平的提升。同时，城乡居民消费对于娱乐化偏好的趋势日益明显，共同体现出较强的精神娱乐活动偏好，以提升生活质量的家用电器类消费共同实现协同式增长，边际储蓄倾向有所回落，尽管城市局面在消费总量上依然超越农村居民，但二者对于物质类消费和精神类消费的比例置换却呈现出较为一致的转换特性。 （二）城乡居民消费的差异 城市居民与农村居民在消费结构方面的差异较为明显，体现为城市居民对于住房类需求的刚性及对于食品价格波动的抗冲击能力较弱的特点，这其中有区域经济发展特点的因素存在。农村居民在居住、医疗保健、交通通讯、教育文化类的支出质量明显低于城市居民，总体而
5、言，3城镇居民向汽车、旅游、休闲等领域的消费转变倾向明显。 （三）城乡消费差异中的收入差距扩大 在消费倾向呈现出明显的结构化特色之外，城乡 CPI 分化的另一个重要原因即在于居民收入差距的持续扩大。我国城乡居民人均可支配收入自 1985 年至 2010 年分别为 739.1 元和 397.6 元上升到 19109.4 元和5919 元，在总量均有所上升的同时，人均可支配收入差距却从 341.5 元大步跨越至 13190.4 元，惊人的收入差距是造成城乡 CPI 分化的主要原因，并且国家宏观政策对居民社会财富的分享程度也助力扩大了这种差距，城市 CPI 平均高于农村 CPI 近 200 个基点。
6、 指标选取、数据来源及计量模型的建立 由于历史原因，我国农村 CPI 数据的统计始于 1985 年，城市及农村CPI 数据的连续计提则始于 1995 年，因此剔除 1978-1990 年的非连续数据，以 1995-2011 年数据作为考察样本，建立线性回归模型： Y=1X1+2X2+ （1） 其中，Y 为社会 CPI，X1 为城市居民 CPI，X2 为农村居民 CPI， 为随即扰动项，利用 Eviews5.0 版本软件，对选取的调整样本数据进行回归，得到二元一次回归结果如表 2 所示。 从表 2 的回归结果可以看出，模型的拟合状况良好，可以在 5%的显著水平通过 T 检验和 F 检验，得到初始
7、回归模型： Y=0.51X1+0.57X2+10.60 （2） 由于 0DW=0.88DL=1.02，残差序列呈现出正相关，Y 与 X1 及 X2 之间线性关系明显（见图 1） ，变量之间具有明显的协同变化关系（见图 2） 。4CPI 余项数列存在正自相关，从判断序列 CPI 平稳性出发，进行 ADF 检验，得到结果如表 3 所示，显示在 1%、5%及 10%的水平上序列存在至少一个单位根。 对于原始序列 ADF 检验及一阶、二阶差分 ADF 检验，检验 t 值分别为 0.7858、 -1.0089、-4.7005，在二阶差分水平上，时间序列趋于平稳，因此需要对模型进行二阶差分调整，消除余项序
8、列相关。 模型的调整、检验及城乡二元 CPI 相关性 由于初始模型存在余项正自相关，建立基于表 1 数据的二阶差分模型，得到回归结果如表 4 所示，调整后的模型拟合状况较好，在 1%的显著水平通过 t 检验和 F 检验，du=1.54DW=1.884-du=2.46，序列正自相关性消除，得到经调整后的线性回归模型为： Y=0.52X1+0.60X2+9.36 （3） 模型表示我国城市居民消费价格指数每变动 1 个单位，社会 CPI 变动 0.52 个单位，农村居民消费价格指数每变动 1 个单位，社会 CPI 变动0.6 个单位，剔除城市和农村消费价格指数的基准大小因素，农村居民消费价格指数的变
9、动对于全社会消费价格指数的波动具有相对更大的提振作用。 对调整后的模型进行 granger 因果检验，如表 5 所示。通过格兰杰因果检验可以看出，一方面，类别 1、2、3 和 6 均可以拒绝原假设，即x1（城市居民消费）波动是引起 Y（社会 CPI）波动的原因，社会 CPI 波动同样带动城市居民消费波动，x2（农村居民消费）波动同样会引起5Y（社会 CPI）的波动，农村居民消费价格指数波动对于城市居民消费价格指数波动也具有较强的传导效应；另一方面，类别 4 和类别 5 都不可以拒绝原假设，即社会 CPI 波动不是引起农村 CPI 波动的格兰杰原因，城市 CPI 波动同样不是引起农村 CPI 波
10、动的格兰杰原因。内生变量之间的相关性系数矩阵如表 6 所示。 相关性矩阵也印证了实证分析的结果，即农村居民消费价格指数对于社会 CPI 波动具有更大的影响作用，城市 CPI 波动影响相对较小，而农村居民消费价格指数波动和城市居民消费价格指数波动之间的相关性较小，实证结果表明为单边作用机制，即农村 CPI 波动带动城市 CPI 波动较明显，反向作用机制较弱。 城市和农村居民的消费结构差异 根据实证结果，农村居民消费价格指数对于全社会消费价格指数具有更大权重比例的提升和影响作用，根据回归结果，我国农村和城镇的消费结构差异可以体现为不同支出栏目的消费弹性系数差异，进而随消费行业价格波动而影响社会 C
11、PI 波动（见图 3） 。在图 3 中，1 表示食品类支出，2 表示衣着支出，3 表示家庭设备用品支出，4 表示医疗支出，5 表示通讯和交通支出，6 表示娱乐和教育支出，7 表示居住支出，8 表示其他支出。 （一）农村和城镇居民消费的食品支出弹性均较为缺乏 一方面表明对社会 CPI 波动的传导量较为平稳，另一方面也表明城乡居民整体生活温饱水平的提升，食品支出占据消费比例越来越小。在农村居民的消费支出结构中，家庭生活设备、医疗、交通、娱乐及衣着较富有弹性，城镇居民在这些项目上的消费与农村居民具有弹性一致的6趋势，说明我国居民更加倾向于精神消费品和长周期性消费品的消费，作用于 CPI 计量较大的食
12、物类支出已经不再适合采用大权重比例计入一篮子消费品价格（刘志忠，2012） 。 （二）城镇和农村居民在衣着和交通通讯方面具有比较明显的消费结构差异 这其中既有二者在收入上的差异性原因，也有地域性消费文化因素的作用。农村居民的通讯及交通消费支出弹性达到 1.97，说明以农村消费价格指数计算为例，应多加入此类消费品价格权重，农村收入总体偏低和交通成本偏高的现象得以显现。此外，城镇居民的居住支出弹性相对较大，达到 1.3 的水平，这其中包含了城镇居民将大比例消费支出用于居住的现象，也隐含城镇居住成本偏高和近年来城镇房地产业迅速发展的社会背景（王文智，2012） 。 （三）城市居民消费价格指数在数值上
13、领先于社会 CPI 及农村 CPI 这其中包含两个隐形条件，一是城市居民的消费结构更多的偏向文化消费层次，对于物质性的消费又分为基本生活性消费和生活质量提升性消费，前者例如食物性消费比较受到农业产品价格的影响作用，需求刚性，替代物品较少，后者如高档家用电器类的消费，受到工业制成品及原材料价格影响作用较大，因此城市 CPI 保持较高的数值水平；二是农村 CPI 保持较低水平，原因既有食物需求的自给自足，也有消费水平较低的因素，常年保持较低 CPI 水平，通胀不明显。 城乡 CPI 动态联系的经济意义 21 世纪以来，我国经济发展的“黄金十年”的突出特点之一是社会7通胀水平的提高，城乡差异的二元经
14、济特点始终存在，市场价格差异在城市和农村均有不同的表现，对于二者 CPI 关系的分析在于更准确地调控区域经济和把握社会消费结构和消费水平。 （一）农村居民消费价格指数波动是城市居民消费价格指数波动的格兰杰原因 造成这一结果的原因有两个方面，一是城市居民对于构成 CPI 较大权重的食品价格具有刚性被动接受的特点，其消费食物来源只能来自于农村地区的食物供给，不能自给自足，农村地区向城市地区的“CPI 输入”特征十分明显；二是城市居民消费价格受到工业制成品价格波动的影响作用同样较大，而诸如工业原材料等购买录入口径均以产地偏远地区为基准，同样构成区域间输入性 CPI 波动（李亚楠，2011） 。 （二
15、）城市居民消费价格指数波动与社会 CPI 波动具有双向格兰杰因果关系 一方面，城市居民消费价格指数虽然相对农村居民消费价格指数具有较小的权重提升社会 CPI 作用，但是其 CPI 基数较大，城市地区通胀水平数值较高，因此在总量上便对社会 CPI 占据较大比例；另一方面，社会 CPI 波动的优先波及地区是城市地区，原因在于农村常年的低通胀和低消费水平构成 CPI 波动“安全垫” ，自足式经济模式具有较强的缓冲作用，由此便造成了城市 CPI 和社会 CPI 的双向循环作用（陈俞宗，2013） 。 （三）农村 CPI 波动构成社会 CPI 波动的提振作用强于城市 CPI 波动 8在相关性关系的分析上
16、，农村 CPI 及社会 CPI 相关性达到 0.94，强于城市 CPI 和社会 CPI 相关性的 0.90 水平，同样有两个原因导致这一现象。一方面，农业粮食价格作为社会消费的基本品价格，在多个领域影响全社会通胀水平；另一方面，也反映了农村地区人口基数相对城市更加庞大，消费市场还拥有巨大潜力可供挖掘，巨大的市场规模为消费经济留下了很大的空间，农村地区 CPI 的较大波动将引起全社会 CPI 更为剧烈的波动。 （四）社会和城市 CPI 对于农村 CPI 不具有显性的先行带动作用 通过对实证结果进行格兰杰因果检验而发现的这个结论，事实上说明了农村地区消费市场的相对封闭和落后特性，农村地区基本不存在
17、“输入性 CPI 波动” ，自给自足、自盈外溢的经济发展模式决定了农村地区常年低通胀现象的存在，农业为主、资源开采业为辅的双结构经济框架导致的消费金字塔结构将农村地区置于金字塔底部，底部产品价格实现了近乎于单边式的上传或外溢流向，而堵住了市场价格回传的路径，由此造成农村地区 CPI 的相对独立性。 参考文献： 1.王君美.城市和农村消费价格指数的动态关联实证分析J.统计与决策，2012（12） 2.王文智.我国城市和农村居民消费结构差异的实证研究J.消费导刊，2012（3） 3.刘志忠.民生性财政支出与城乡居民消费：理论分析与面板实证的再检验J.经济研究，2012（7） 94.何毅.消费者信息指数对 CPI 的影响效应研究J.统计研究，2013（1） 5.陈俞宗.论 CPI 指数的政策调控与市场调节J.商业时代，2013（4） 6.李亚楠.我国近年 CPI 波动影响因素的主成分回归分析J.商业时代，2011（16） 7.陈年红.我国城镇居民消费效益协调发展研究J.统计与决策，2013（1） 8.赵敏娟.收入分配视角下的农村居民消费研究J.管理科学，2012（11）
