物价上涨对中国城乡居民消费影响的实证研究

摘要：通货膨胀导致生活必需品价格普遍上涨，并直接导致居民购买力减弱。通过采用统计分析、协整分析、分位回归模型等计量方法，从短期和长期两个角度研究预测了物价上涨对城乡居民不同收入层消费支出的影响。经研究发现：从短期看，物价上涨使城乡不同收入层次居民的消费支出出现不同程度的增加，但低收入层居民消费性支出的增长幅度最大，普遍高于其他收入层居民；从长期看，物价上涨对城乡不同收入层居民消费支出的影响方向和程度不尽相同，使低收入户、中低收入户和高收入户的支出增加，而中等收入户和中高收入户的支出减少。结论是：物价上涨对低收入户的影响最大，其消费性支出的增长幅度均高于其他收入群体的支出增长幅度。

关键词：物价上涨；恩格尔系数；消费结构；协整分析；分位回归模型

中图分类号： F726；F126

一、研究背景

2010年以来我国物价上涨明显加快，成为宏观经济调控最关键的问题之一。价格作为供求关系的集中反映，是宏观经济的重要核心指标，其波动特征反映的是整体经济的实质性问题。价格同时扮演着“微观市场调节器”与“宏观运行指示器”的双重作用，物价波动更是各界关注的焦点，对于居民消费产生重要影响，成为基本的民生问题，愈加受到重视。系统研究、科学分析物价上涨对城乡居民消费的影响，是我国经济社会健康稳定发展的迫切需要。2010年1季度以来，食品价格、居住价格涨幅明显，对CPI上涨的拉动作用最显著，食品价格变动每个周期都呈现出相似的季节性规律。与老百姓生活密切相关的生活必需品价格在高价位上运行，如肉禽蛋、蔬菜、汽油、柴油、石油、液化气等，极大地影响了人们的日常生活。随着我国经济的不断发展，物价这一事关民生根本的普遍性问题，更加受到重视。

从居民消费价格的八大类商品和服务项目价格看，主体呈现为“二升六降”的格局，涨幅最高为食品类价格与居住消费价格。物价上涨导致人们购买力减弱，生活的富裕程度降低，食品支出在家庭消费中占比上涨，引发恩格尔系数下降过程中出现逆转和反弹。从统计数据来看，2010年以来，我国食品消费价格指数上涨明显，显著超过了其他价格指数。随着年终岁末的临近，白菜、鸡蛋、食用油等价格出现全面上调，全年农产品涨势已经基本确定。从2009年开始，我国CPI统计指标中的食品价格开始反弹，并呈现总体涨势。进入2010年，粮食等大宗农产品价格加速上涨态势更加明显。中国城乡居民在当了“房奴”后，生活必需品涨价，严重制约了内需增长。

依据恩格尔定律，其主要受收入和物价两方面因素的影响。当食品消费数量既定的情况下，物价上涨代表名义收入不变时购买力的降低，也就是在相同收入下食品支出的增加。因此，物价水平上升，恩格尔系数就会上升，反之则下降。影响恩格尔系数的因素很多，主要包括物价水平、消费习惯、收入状况，以及福利政策等。近年来我国恩格尔系数变动主要是以下原因作用的结果：首先，总体来看，我国恩格尔系数下降是消费结构升级的必然结果，当居民对医疗、住房、交通等高层次需求消费增加时，在一定情况下挤占食品消费支出的份额，从而导致恩格尔系数的下降。其次，食品支出的结构优化会引起恩格尔系数的上升。随着居民收入的增加，居民食品消费会从温饱型向营养型转变，谷物在食物中的比重不断减少，肉乳品及精细食品比重不断增加，一定程度上推高恩格尔系数。最后，消费弹性的差异影响居民消费支出。民以食为天，食品这类生活必需品消费弹性小，替代效应不明显，居民对食品价格非常敏感，对于低收入家庭更是如此。面对物价上涨，低收入群体不得不降低消费档次来满足基本生活需求，购买价廉质次的商品，保障基本需求得到满足，用消费质量换取消费数量，造成生活质量的降低，与此同时，物价上涨也增加了低收入群体的心理负担。

2010年以来的物价大幅度提升成为导致各地区人民生活富裕程度相对下降的一个重要因素，其中尤其以食品价格的大幅提升为主要原因。2010年四个恩格尔系数提升的省份，具备同样的特点就是其当年消费价格指数的增长，都处于较高的水平，高于全国平均的3.2%的水平。这一趋势不仅仅在这四个省份得到体现，从各地区恩格尔系数与CPI关系的普遍情况来看，随着各个省区CPI水平的提升，恩格尔系数的下降程度越低，物价的过快增长，导致人们在生活中要花费更多的钱用于食品消费，从某种意义上，CPI的过快上涨导致了中国居民消费格局的退化，也降低了居民的生活水平。

恩格尔系数就是用食品支出占消费总支出的比重，随着收入的增加，在食物基本需求得到满足的情况下，消费重心会开始向穿、用、文化，精神消费方面转移。其基本规律是，一个国家或地区经济越发达，恩格尔系数越小；反之，则恩格尔系数越大。CPI和恩格尔系数基本上呈现一种正相关的统计关系，CPI指数上升，市场物价就上涨，食品价格也上升，家庭的食品支出上升，恩格尔系数就会上升。然而，一般来说，当CPI上升时，政府会采取一些措施来维持其稳定，家庭的收入也会有所提高，所以，在家庭收入不变的情况下，CPI上升，恩格尔系数也上升。本文用一元线性经验回归方程来拟合，近似描述CPI和恩格尔系数发展之间的关系，回归方程一般表达式为：y=0.916x+2.9197，显示CPI和恩格尔系数线性影响显著。CPI和恩格尔系数两个变量之间存在形如的简单线性回归关系，CPI每增加1单位，恩格尔系数将相应增加大约0.9个单位，物价水平与消费水平呈现高度负向相关关系，说明物价水平确实是影响居民消费水平的主要因素。

二、物价上涨对中国城乡居民消费的影响

物价上涨对中国城乡居民消费的影响这一经济现象在各个省区之间，在发展的过程中是普遍存在的，CPI的上涨，带动恩格尔系数向上增长，可用于食品之外消费的其他可支配收入相对减少，大大制约了居民消费需求结构的升级，从而也限制了我国产业生产的供给结构的升级。虽然中国居民恩格尔系数已降至50%以下，进入联合国提出的小康的标准，但是如果不抑制物价的不合理增长，恩格尔系数还会继续上涨，人民生活的实际水平难以真正得到提升。由于从恩格尔系数的分子分母看，即食物支出和总支出是按照当年价格水平计算的名义支出，因此，物价是恩格尔系数变化的一个重要原因，必须充分考虑物价因素的影响。

（一）物价上涨对城乡居民生活水平的影响

本部分可以从以下两方面考虑

1.中国居民总体恩格尔系数发展趋势

恩格尔系数是衡量一个国家或地区居民生活水平的重要标志，一般而言，该系数越高，表示人们生活的贫困程度越高；反之，则表示人们生活的富裕程度越高。根据联合国粮农组织提出的标准，恩格尔系数在59%以上为贫困，50%～59%为温饱，40%～50%为小康，30%～40%为富裕，低于30%为最富裕。图1显示了改革开放后我国城乡居民恩格尔系数的变动情况，可以看出，随着经济发展，城乡居民家庭恩格尔系数整体上呈现下降趋势。与此同时，图1也显示出改革开放后我国城乡恩格尔系数差距经历了先缩小后扩大的过程。

改革开放之后，随着经济体制改革的不断推进，物价水平长期僵持不变的局面被彻底打破，各种物品和服务的价格水平开始持续上升。在这一时期，价格涨幅的波动性也变得非常明显。2000年以后，通货膨胀却相对温和，经济运行比较平稳，因此，物价水平的变动曲线也比较平稳（见图2）。中国宏观经济调控继续实行稳健的财政政策与货币政策，采取中性的需求管理政策取向，宏观经济运行保持高增长与低通胀的良好格局。总体来看，1993年以来，城乡居民消费价格指数逐渐由剧烈波动转向平稳变化，相对而言，恩格尔系数的变化与居民消费价格指数呈现相同的波动轨迹，所不同的是，价格指数的变动幅度较大，构成了引领恩格尔系数变化的原因。

改革开放以来，随着我国经济快速发展，城乡居民生活质量明显改善，消费结构逐步升级，消费档次不断提升。但由于城乡区域发展不平衡，农村消费仍落后城市，两者消费水平仍有一段距离。图3、图4显示，尽管1993年以来，城乡居民消费价格指数都经历了由剧烈波动转向平稳变化的转变，但相对而言，农村居民物价变动与居民消费变化的分离趋势更大，两者间表现的不同步性和不一致性更强。关于影响城乡居民消费差距的原因，一是城乡收入差距的加剧。城镇居民收入普遍高于农民收入，而且增长速度快于后者，导致城乡收入差距的扩大。二是农民收入有限及预期的不稳定，使农村居民预防性储蓄，制约了农村消费需求。城乡在养老、就业和医疗条件等方面也存在较大差距，正是由于农民预期的不稳定，导致了物价与农村消费的关系出现更多的异常和偏离，两者的不一致性在增强。三是城乡消费环境差异的影响。与城镇消费环境和基础设施不同，农村消费环境及消费条件有很大差距，如交通设施、商业网点、文化体育、生活环境的发展落后于城市，这些都直接影响着农村消费。四是消费观念的城乡差别。农村居民比城镇居民有更浓重的传统节俭消费观念和习惯，消费更加谨慎。城镇居民重视追求教育、文化、科技、通讯、交通、医疗、保健、保险、旅游、娱乐和家庭服务等方面的消费，消费观念较新，超前消费、贷款消费的意识很强；农村居民更加注重物质消费，大多数农村居民只注重消费的数量。总之，农村收入水平较低，消费环境不完善，消费习惯较为谨慎，以及农村自产自用的生活消费方式的影响，导致市场价格变动因素对农村居民的影响程度低于城市，物价与恩格尔系数变动的分离程度更大。

2.物价与恩格尔系数关6O/OnX8KHkGahUShl2VCd+EFDhRPUZvv+j4PTFAPnTw=系的总体检验

二元结构形成的城乡差异是城乡消费差距的根源，并且导致城乡消费差异不断加大。城乡分割的管理体制和优先发展城市的经济政策，使农村始终成为城市经济发展的无私供给者，资金、人才等生产要素从农业流向工业，从农村流向城市，城乡“剪刀差”以农村积累促进了城市发展，是“三农”问题的重要原因。物价变动与居民消费有着密切的关系，物价水平的高低直接影响居民的消费支出和生活成本。因而本文对价格变化和城乡居民消费之间的相互影响进行实证研究，分析其是否存在协整关系，作为研究物价与消费之间的传导关联的实证基础。由于经济数据时间序列大多是非平稳的，若以平稳为前提直接选用传统计量方法进行估计，估计结果的准确性受到影响，本文利用协整方法进行平稳性检验。

（1）指标变量的选择及单位根检验

因恩格尔系数受到消费品价格和食品价格的多重影响，那么物价变化对城乡居民恩格尔系数具体有何影响呢？本文利用协整计量方法对此进行实证检验。检验时间序列的平稳性一般采用单位根检验，常用方法是DF检验和ADF检验，分别适用于一阶自回归、高阶自回归的时间序列。本文基础数据来源于《中国统计年鉴》，为了考察物价上涨与恩格尔系数的关系，具体所选指标为：城镇和农村居民消费价格指数，以及城镇和农村家庭恩格尔系数。鉴于非平稳时间序列会出现伪回归问题，因此在建立计量模型前，应首先检验自变量及因变量的平稳性，单位根检验结果如表1所示。

从表1可以看到，城乡居民的消费价格指数以及恩格尔系数的时间序列，在1%、5%、10%水平下均服从单位根过程，再进行一阶差分后则变为平稳过程。可以对序列进行协整检验与格兰杰因果关系检验。

（2）协整与协整检验

协整的含义是：如果两个或两个以上不平稳时间序列经过某种线性组合可以得到一个平稳时间序列，那么，就说这两个或两个以上不平稳时间序列之间存在协整关系，也就是长期均衡关系。以时间序列Xt，Yt为例，如果满足以下条件，则是协整的：（1）Xt，Yt是同阶单整的，即Xt，Yt是非平稳的，但经过同阶差分后转化为平稳的；（2）存在一个非零常数d，使得Yt-dXt=Et～I（0），即残差是平稳的。在通过单位根检验确认时间序列是平稳过程后，通过协整检验判断出其有协整关系，这时线性回归才有现实意义。协整检验的常用方法是：EG两步法、JJ多变量极大似然法。EG适用于单方程协整检验，JJ多变量极大似然法适用于多变量情形。

本文选择EG两步法对变量进行最小二乘估计，然后对残差项进行检验，若残差序列符合I（0）序列，就证明变量间存在协整关系。通过单位根检验可知，城镇和农村消费物价指数，以及恩格尔系数序列都是一阶单整序列，满足协整检验的前提。将城乡数据混合，用这两个变量进行普通最小二乘回归，得到回归方程估计残差序列的取值如图5所示。

对序列残差做单位根检验，ADF检验结果见表2。由于检验统计量值-5.831279小于显著性水平为1%的临界值-2.5762，所以拒绝原假设，可认为残差序列是平稳序列，表明消费物价指数和恩格尔系数具有协整关系，即二者存在长期均衡关系，这与现实的经济意义相吻合。

（3）格兰杰因果关系检验

通过上面的模型可以得到两个变量之间的关系，但究竟谁是因谁是果，还需通过格兰杰因果检验进行验证。本文分别对城镇、农村消费指标进行统计分析，恩格尔系数剔除价格因素，结果见表3，显示在滞后一期的情况下，居民消费价格指数和食品消费价格指数都是恩格尔系数的格兰杰成因。在5%的显著性水平情况下，城镇居民消费价格指数是城镇家庭恩格尔系数的格兰杰成因，而若将显著性水平提高到10%，农村居民消费价格指数是农村家庭恩格尔系数的格兰杰成因。由于一阶差分反映二者间的短期关系，因此，无论从长期还是从短期看，消费价格指数和恩格尔系数存在确定的因果关系，由前者影响后者。因此，本文据此建立回归模型。

（二）物价上涨对中国城乡居民消费水平的影响

从消费的主体看，不同类型消费者的消费结构具有多样性，分为不同收入层、不同地区、不同民族、不同年龄，以及不同职业的居民消费结构等等。那么，什么是我国目前最突出的消费主体特征呢？我们认为是城乡居民消费结构的二元性。生产方式决定消费方式，现阶段城乡二元经济结构决定我国城乡居民在消费体制、消费内容和消费方式上存在显著的结构性差异，一个忽略了城乡差异的全国居民消费结构研究在政策意义、实用价值方面是有限的。唐玲（2003）指出，在消费结构上，目前我国城乡居民消费差距明显（见图6、7），二元消费结构仍是21世纪初期我国居民消费最基本的结构特征。因此，有必要在研究中加以区分，充分考虑城乡消费不同特性。“二元经济结构”，即以现代工业为代表的现代部门与以农业为代表的传统部门并存的经济二元结构。在二元经济模式下，城乡遵循各自相对独立的生产与消费体系的循环演化，剩余劳动力在农村中滞留与不断积累，致使农村隐性失业愈加严重。农业低生产率和隐性失业共同拉大着城乡之间收入的差距，从而“加剧”了二元经济结构的状态，严重削弱了农民的消费基础。如果城乡居民收入差距扩大的趋势再持续下去，农村居民消费结构的升级依然滞缓，需求结构仍停留在较低层次，将进一步制约产业结构的升级，阻碍发展方式转变和经济平稳增长。

（三）物价上涨对居民消费结构的影响

消费观念影响消费行为，城镇相对于农村消费观念更加开放，消费支出更加多元化。从居民消费不同项目与价格的变化趋势来看（见图8），城乡食品类支出与价格的变化曲线基本呈现反向的变化趋势；城乡衣着类支出波动中有小幅上升，其价格变化比较平稳，两者的关联性不明显；城镇居住类支出上升较快，而城镇居住类价格波动幅度较大，相比之下，农村居住支出波动较为剧烈，但大幅度上升并没有出现；城镇家庭设备、用品及服务类支出显著下降，而农村家庭设备、用品及服务类支出显著上升，此消费项目的价格变化在城乡都表现出相对平稳的变化特征；城乡医疗保健类支出都出现了显著下降，医疗服务类价格比较稳定，并未出现大幅度的变化；城乡交通和通信类支出都出现了显著下降，相比之下，农村下降的幅度更大，且农村此项目的价格指数在一个高于城市的水平高位徘徊；城镇文教娱乐用品及服务支出波动中趋于稳定，并有小幅度的上升，农村的文教娱乐用品及服务支出波动中不断下降，此项目价格水平在城乡的变化轨迹比较一致。

三、模型方法：分位回归模型简介及适用性研究

从上述的描述统计分析可以看到，物价上涨无论对居民的生活总体水平，或是对其整体消费水平以及内部消费结构，都在一定程度上产生影响。并且，这种影响在城乡居民的不同消费行为和习惯下，更体现出不同的作用方式。如果能够通过模型分析来达到对这种影响程度的准确估计，对于政府部门制定针对性的物价控制措施具有现实的意义。然而，中国的城乡二元结构及区域之间经济社会发展水平的差异性，不是简单的一个线性方程就可以完全概况的，而需要对不同水平的地区进行分类研究。因此，本部分引入分位回归模型，旨在探讨其基本原理及针对中国城乡居民研究物价上涨与居民生活关系的适用性进行探讨。

（一）分位数回归的基本思想

分位回归的基本想法是由Koenker和Bassett（1978）提出的，即在分位回归模型中，因变量在其条件分布的各分位点都被表示为自变量的函数，旨在延伸条件函数估计的概念。分位点似乎总是与样本观察值的排序和分类联系在一起，排序和分类正是为了能够详细地阐述样本观察值的性质。直观的说，分位回归估计的就是处于条件分布的某个分位点的样本如何受到各因素的影响。这就使我们在一定程度上知道，城乡居民的恩格尔系数如何受到各因素的影响。当然还有一些居民消费的影响因素，只是未纳入模型中，这些因素的影响程度被放入到残差项，而残差项的存在也解释了样本处于条件分布的不同位置的原因。

通过最小二乘回归来类比分位回归思想，在线性回归中，首先样本均值作为估计值，是残差平方和最小化的解，然后再将估计值表达为给定X下的条件均值函数，求出使残差平方和最小的参数估计，这就是OLS回归的思想。同样可以把分位点看作是加权残差绝对值和最小化的解，例如在样本{y1，…，Yn}中可以通过计算下式求得给定τ分位点下的估计值ζ：

上述的最小化问题可以利用程序设计方法得到有效的解答，本文利用StataSE11.0输出分析结果。

（二）分位回归模型对本研究的适用性探讨

以往对消费水平或消费结构的研究，更多地是对其进行定性分析，或者从各种角度进行简单的描述分析和相关性分析影响居民消费结构和消费水平升高的结构分解。而本文主要通过中国31省区市的面板数据，对居民生活水平、消费水平的影响因素进行定量分析，针对中国各个区域发展水平的不同，居民生活水平和消费水平的高低也需要在实证分析中一并考察。因此，选用分位回归方法，有如下两个优点：首先，通过对不同的分位数进行回归，可以对条件分布的不同位置进行比较分析。比如在一定的物价上涨水平下，（控制其他因素不变），居民生活水平或者消费水平的条件分布反映了其他未纳入模型中的变量的特征，因此单位物价上涨系数在居民生活水平和消费水平的条件分布的不同位置是不一样的。其次，通过分位回归模型，可以考察是否存在异方差—— 如果条件分布的形状随着自变量而变化，不同分位点分位回归的系数也将不同（见Koenker和Bassett 1982）。这也就证明了中国31省区市的居民在生活水平和消费水平上的差异，存在异方差的现象，进而推论普通线性回归模型的笼统性和不适用性。

四、物价上涨对居民消费影响实证分析

通过上述的模型适用性探讨，本文运用1993-2010年中国31省区市的面板数据，针对物价因素对居民生活水平以及消费的影响，分别建立分位回归模型，考察城乡居民受到物价因素影响下不同的生活水平和消费习惯的改变。

（一）物价上涨对城乡居民生活水平影响的建模

正如前文研究中提到，国际上公认的体现居民生活水平的指数主要采用恩格尔系数，虽然国际学术界对恩格尔系数的优点和弊端有各种探讨。但本研究主要考察物价上涨对居民生活的影响，而并不考虑如何找到一个精确衡量居民生活水平的指标，在这样的前提下，使用恩格尔系数作为居民生活水平的代理变量是可行的。关于物价因素对居民生活的影响，本文拟建立分位回归模型如下：

其中，engleit表示恩格尔系数，体现居民生活水平。而CPI体现物价上涨、这一本文主要研究的关键因素的影响。除此之外，本文考虑了经济发展作为居民生活水平提高不可忽视的关键因素，因此将其引入模型，同时，居民收入及消费、居民储蓄等基本活动对居民生活水平的确定性影响也必须作为模型的几个重点考虑要素。而为了尽可能的把能够考虑到的因素控制住，本文引入了两组控制变量，分别是居民消费结构的控制变量S①以及区域控制变量R，旨在保证尽可能的将模型的随机误差降低，提高模型的解释力并准确估计物价上涨因素对居民生活水平的影响。考虑到本文在上述研究中指出的城乡消费差异，因此，在这一模型构建的时候，本文也将此因素纳入模型设计考虑中，在全模型回归的前提下，将模型分为城乡两个独立模型分别进行估计，旨在对物价推涨恩格尔系数这一机制在城乡的差异进行深入挖掘。因此，除了模型1-1，本文还分别估计城市恩格尔系数决定模型1-2和农村恩格尔系数决定模型1-3如下：

为了便于对模型选择结果进行比较，本研究还列出了普通最小二乘模型的结果加以比较。对上述模型的实证结果做出如下分析。

（二）恩格尔系数与物价总体关系的实证分析

从表4可以看出，OLS模型结果显示，物价增长确实会对恩格尔系数有显著的提升作用，提升系数高达0.803，而这一结果是在控制了经济发展、收入增长、消费增长和储蓄增长的条件下得到的。但从这几个变量的系数可以看到，经济发展和收入增长，有助于降低恩格尔系数，改变居民的消费结构，让居民享受更为高层次的消费；而消费水平的增长，或者居民将用于消费的部分转为储蓄增长，则会进一步降低生活水平。总体而言，OLS模型的结果体现了上述分析对物价上涨推高恩格尔系数的基本判断。但这一笼统的判断，需要进一步细化解读，因此本文列出了在10%、25%、50%、75%以及90%分位点上的回归结果进行比较分析。可以看到，随着模型的细化，各个要素对居民生活水平影响的差异开始显现。对于恩格尔系数处于10%分位点的居民，物价上涨对其影响程度是最小的，模型系数为0.648；而随着恩格尔系数的提升，对应的人群恩格尔系数越高，生活水平越低，物价的上涨对其影响越大。可以看到，在中位点的时候，物价对恩格尔系数的影响仍在相对较低的水平（0.696），比均值要低，说明恩格尔系数的左偏分布状态，也说明了恩格尔系数越高的居民群体，其对物价上涨的反映越剧烈，生活水平的降低幅度也越大。可以看到在90%分位点的时候，CPI的系数值已经将近是10%分位点的CPI系数值的两倍。

如果说五个分位点说明不了这一趋势的必然性，那么图9展示的连续分位点分布与模型系数的关系图，可以直观的展示对于不同生活水平的人群，其受到物价上涨因素影响的不同程度，以及其他因素的不同程度的影响。CPI与恩格尔系数的分位关系呈现一个S型曲线的状态。物价上涨对不同生活水平的人群都有正向影响，但这种影响在恩格尔系数分布的后50%分位点上更为剧烈，尤其在80%～95%分位点区间，这一影响系数高达1以上，意味着一单位物价水平的上涨，会带来高于1单位的恩格尔系数的提升。这对于这部分本来就处于社会底层、生活水平较低的人群而言，更是沉重的压力和打击。而经济增长对生活水平的拉动提升作用，在不同分位点上的结果也是显著的不同。

（三）消费水平与物价关系的城乡差异解读

城乡居民的消费习惯和消费结构差异，影响了其对物价上涨的敏感度，因此，有必要分组估计来考察物价上涨对城乡不同消费水平居民的影响程度差异。从表5可以看到，与总体模型趋势一致，消费水平变化幅度小的城镇和农村居民，受到物价波动的影响较小，其中尤其是消费水平较为稳定的城镇居民，其物价影响系数要显著地小于其他类别的居民。而随着分位数的上升，物价的影响度越来越高，并且物价对同一分位点上农村居民的影响程度又要高于城镇居民。

从图10和图11的城乡居民消费总量增长的决定模型分位回归系数图可以看到，物价水平对不同消费水平的农村居民的影响，波动度更大，而且显示出以50%分位点为中心的对称结构，较为突出的族群为农村中消费水平几乎完全不变的家庭以及消费水平较高的家庭，其对物价变动更为敏感；而城镇居民也体现了类似的影响机制，只是波动的幅度不及农村居民大。值得注意的是，消费水平较低的家庭，其消费增长受到经济增长的影响更为明显。

五、物价上涨背景下促进城乡消费协调发展的建议

物价是产品价值、供需关系状况的综合反映，同时价格的适当调整也能够改善供需结构，达到供求平衡。物价大幅上涨是全国性的，造成上涨的主要原因：一是原材料短缺导致价格上涨；二是农产品供不应求带动整个成本上升；三是劳动力成本上升引起物价上涨；四是土地价格和房地产价格上升推动价格上涨；五是需求拉动的因素影响。结合以上分析，今后应做好如下应对措施。

（一）充分利用价格杠杆，保持物价基本稳定

当前，物价处于较高的水平运行，因此要考虑利用价格的杠杆作用，努力地遏制物价的上涨，促进经济的稳定增长。要高度重视粮油、肉、蛋、水产品等主要食品的生产，积极地落实和完善各项强农惠农政策，发挥公共财政支持主要农副产品生产的作用，提高广大农民的种养积极性。对蔬菜生产及贩运大户实行补贴，使蔬菜供应少受气候影响，保障鲜菜、肉类和水产品等农产品的正常供应，确保市场物价的基本稳定。

（二）降低农业生产成本，稳定大宗农产品价格

近年来，务农成本升高，成为农产品价格波动的重要推手。同时，原油等产品价格上涨，通过农业生产资料价格传导到农产品价格。由于以农产品为基础的食品类价格占居民消费价格的权重大，尤其食品作为生活必需品，在低收入群体中所占支出比重较大，所以，保持粮食等基本和大宗农产品价格稳定、合理回升至关重要。应加强基本和大宗农产品价格监管，稳定农资价格，稳定农业生产成本。在粮食等基本和大宗农产品生产方面给予税收、信贷、价格等政策优惠，减轻农民负担，保护农民种养的积极性。

（三）加强市场监管，合理引导居民消费

物价的上涨在一定程度上会增加居民对涨价的担心和恐慌心理，一旦市场供求出现波动，就可能产生扩大效应。因此，要切实加强市场监管力度，健全价格监测体系，及时跟踪捕捉市场价格信息，及时进行预报和调控引导，加强正面宣传，促进居民的合理消费。严防去年以来发生的“豆你玩”、“将你军”、“蒜你狠”的不良炒作行为，以及前期的“抢盐”事件的发生，确保市场正常秩序。

（四）关注低收入居民，完善城乡社保体系

低收入居民受到物价上涨的影响最深，有关部门应给予高度关注。一是要逐步提高最低生活保障线和完善物价补贴机制，给低收入者更多的帮助。二是要加强技能培训。低收入家庭成员中文化程度相对较低，缺乏劳动技能，就业难度大、空间小。政府及相关部门要通力协作，给予创造更多的就业机会，对下岗失业人员进行帮扶，缩小收入差距，着力提高低收入群体收入水平。三是建立贫困户监测制度，及时掌握低收入群体生活状况。要不断完善城乡社会保障体系，解决住房、医疗、教育、养老等后顾之忧，增强消费信心。

注释：

①居民消费结构控制变量的构建，以城乡居民在八大类消费支出结构上的改变为基本设定依据。假定其他条件不变，而居民在某一类消费所占的比例上升幅度或者下降幅度超过了物价的变化幅度，则将该变量赋值为1，否则，赋值为0。以虚拟变量的形式引入这组结构变量，对居民消费结构的影响因素进行控制，下同。

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（编辑：许丽丽）