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摘要：一个国家居民消费的增长，与投资的相互促进，是其经济增长的动力。我国一直以扩大内需，刺激消费来拉动经济增长。然而，消费需求增长相对缓慢，居民消费趋势低迷却是一直存在的一种普遍现象。因此，本文通过计量模型来进行实证分析影响我国城镇居民消费的因素。
关键词：居民消费；收入水平；因果检验
一、引言
2008年国际金融危机爆发以来，居民消费不振给中国经济的健康发展带来了挑战，消费不足问题得到了的关注。本文从定量角度以1990—2010年的城镇居民人均消费支出和人均可支配收入等相关数据作为样本，通过计量分析的方法对影响我国城镇居民消费水平的因素进行实证分析。
二、实证分析
1.研究对象与数据选取。本文选取研究的时段为1990—2010年之间，分别采集了各年的城镇居民当期人均消费支出y、城镇居民当期人均可支配收入x1、当期价格指数x2和前期城镇居民人均消费支出x3作为研究样本。
2.单位根检验。为了检验上述序列的平稳性，通过对时间序列y、x1、x2和x3 取自然对数，得到新的序列lny、lnx1、lnx2 和lnx3。
首先对时间序列lny做ADF检验：
*MacKinnon （1996） one-sided p-values.
检验结果显示，ADF检验的t值为-2.993537，因此，lny在10%的显著性水平下拒绝原假设，序列不存在单位根。
然后对时间序列lnx1做ADF检验，由检验可知，该序列是不平稳的，并且存在截距项。对原序列level做检验，结果显示，lnx1序列以较大的概率64.65%接受原假设，即存在单位根。
将时间序列lnx1一阶差分然后对其做ADF检验，由检验结果可知： lnx1的一阶差分序列为平稳序列。同理，可得lnx1，lnx2，lnx3均为一阶单整序列， 故可在此基础上继续检验这些序列之间的协整关系。
3.协整检验。本文采用EG 两步法对变量进行协整分析，用OLS 法进行协整回归，得到： DW=2.458694则不存在序列相关性，且模型不存在异方差。
协整方程如下：Lny=-2.675559+0.222319lnx1+0.68794 5lnx2+0.726586lnx3
再对序列e做单位根检验，检验结果显示出回归模型的残差序列e为平稳序列，表明序列lny与lnx1、lnx2和lnx3存在协整关系。
4.格兰杰因果检验
从Granger 因果检验中看出，由伴随概率知，在5%的显著性水平下，x1是y的格兰杰原因，即当期人均可支配收入是当期人均消费支出的原因；y是x2的原因。结果证明要提升城镇居民的消费水平，必须增加城镇居民的可支配收入。
三、结论
本文通过对城镇居民人均消费支出、城镇居民人均可支配收入、和价格指数之间的协整检验，得出以下结论：
1.从长期来看，城镇居民面对的价格指数、人均可支配收入、和城镇居民人均消费支出之间存在协整关系。其中，我国城镇居民人均可支配收入每增长1%，就会使人均消费支出增长0.222319%，我国城镇居民面对的消费价格指数每增长1%，可使城镇居民每年的消费支出增加0.687945%，因而这两个因素对城镇居民的的消费影响很大。
2. 从短期来看，城镇居民人均可支配收入对增加城镇居民消费支出的影响达到0.800031%，价格指数的影响为0.357223%（负方向）。这说明短期内价格对居民消费的影响显著。
3.根据对各变量进行Granger 因果检验的结果，可以看出城镇居民可支配收入是影响居民消费的Granger 因果原因。因此要提高城镇居民消费水平， 关键还是要靠提高居民的可支配收入。
参考文献：
[1]程霞珍 潘理权：扩大居民消费的难点、重点与对策研究[J].经济问题探索，2010.01.
[2]魏杰等：如何启动居民消费需求[J].政策瞭望.2009，（3）.
[3]范剑平 杨大侃：居民消费与中国经济发展.[M]中国计划出版社，2000.
[4]魏贵祥等：我国城镇居民消费需求分析[J].统计研究.2009，（2）.
[5]袁 颖：关于中国扩大消费需求的思考.当代经济.2009.12.
关键词：居民消费；收入水平；因果检验
一、引言
2008年国际金融危机爆发以来，居民消费不振给中国经济的健康发展带来了挑战，消费不足问题得到了的关注。本文从定量角度以1990—2010年的城镇居民人均消费支出和人均可支配收入等相关数据作为样本，通过计量分析的方法对影响我国城镇居民消费水平的因素进行实证分析。
二、实证分析
1.研究对象与数据选取。本文选取研究的时段为1990—2010年之间，分别采集了各年的城镇居民当期人均消费支出y、城镇居民当期人均可支配收入x1、当期价格指数x2和前期城镇居民人均消费支出x3作为研究样本。
2.单位根检验。为了检验上述序列的平稳性，通过对时间序列y、x1、x2和x3 取自然对数，得到新的序列lny、lnx1、lnx2 和lnx3。
首先对时间序列lny做ADF检验：
*MacKinnon （1996） one-sided p-values.
检验结果显示，ADF检验的t值为-2.993537，因此，lny在10%的显著性水平下拒绝原假设，序列不存在单位根。
然后对时间序列lnx1做ADF检验，由检验可知，该序列是不平稳的，并且存在截距项。对原序列level做检验，结果显示，lnx1序列以较大的概率64.65%接受原假设，即存在单位根。
将时间序列lnx1一阶差分然后对其做ADF检验，由检验结果可知： lnx1的一阶差分序列为平稳序列。同理，可得lnx1，lnx2，lnx3均为一阶单整序列， 故可在此基础上继续检验这些序列之间的协整关系。
3.协整检验。本文采用EG 两步法对变量进行协整分析，用OLS 法进行协整回归，得到： DW=2.458694则不存在序列相关性，且模型不存在异方差。
协整方程如下：Lny=-2.675559+0.222319lnx1+0.68794 5lnx2+0.726586lnx3
再对序列e做单位根检验，检验结果显示出回归模型的残差序列e为平稳序列，表明序列lny与lnx1、lnx2和lnx3存在协整关系。
4.格兰杰因果检验
从Granger 因果检验中看出，由伴随概率知，在5%的显著性水平下，x1是y的格兰杰原因，即当期人均可支配收入是当期人均消费支出的原因；y是x2的原因。结果证明要提升城镇居民的消费水平，必须增加城镇居民的可支配收入。
三、结论
本文通过对城镇居民人均消费支出、城镇居民人均可支配收入、和价格指数之间的协整检验，得出以下结论：
1.从长期来看，城镇居民面对的价格指数、人均可支配收入、和城镇居民人均消费支出之间存在协整关系。其中，我国城镇居民人均可支配收入每增长1%，就会使人均消费支出增长0.222319%，我国城镇居民面对的消费价格指数每增长1%，可使城镇居民每年的消费支出增加0.687945%，因而这两个因素对城镇居民的的消费影响很大。
2. 从短期来看，城镇居民人均可支配收入对增加城镇居民消费支出的影响达到0.800031%，价格指数的影响为0.357223%（负方向）。这说明短期内价格对居民消费的影响显著。
3.根据对各变量进行Granger 因果检验的结果，可以看出城镇居民可支配收入是影响居民消费的Granger 因果原因。因此要提高城镇居民消费水平， 关键还是要靠提高居民的可支配收入。
参考文献：
[1]程霞珍 潘理权：扩大居民消费的难点、重点与对策研究[J].经济问题探索，2010.01.
[2]魏杰等：如何启动居民消费需求[J].政策瞭望.2009，（3）.
[3]范剑平 杨大侃：居民消费与中国经济发展.[M]中国计划出版社，2000.
[4]魏贵祥等：我国城镇居民消费需求分析[J].统计研究.2009，（2）.
[5]袁 颖：关于中国扩大消费需求的思考.当代经济.2009.12.