杜 勇 宏，王 健

（南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津市300071）

一、引言

居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（Consumer Price Index，CPI）作為測定一定時(shí)期內(nèi)居民支付所消費(fèi)商品和服務(wù)價(jià)格變化程度的相對數(shù)指標(biāo)，既是測定通貨膨脹的通用指標(biāo)之一，也是計(jì)算實(shí)際GDP和實(shí)際利率的常用縮減指標(biāo)。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與貨幣供應(yīng)量、國內(nèi)生產(chǎn)總值、匯率、投資與消費(fèi)、需求和供給、失業(yè)率等有著千絲萬縷的聯(lián)系，它們相互作用和相互影響。它既是宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的“晴雨表”，反映著經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化，同時(shí)國際國內(nèi)的經(jīng)濟(jì)變動因素通過它切實(shí)地傳導(dǎo)至每一個(gè)人的生活。一方面，從自然災(zāi)害到民工荒，從基礎(chǔ)建設(shè)投資到流動性過剩，從國內(nèi)房價(jià)上漲到國際原材料價(jià)格變動，都會在居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)上反映出來；另一方面，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的波動會引起人們財(cái)富和收入的再分配，過度波動則會扭曲相對價(jià)格體系，擾亂金融秩序，降低資源配置的效率。各國央行都將居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的穩(wěn)定作為貨幣政策的目標(biāo)之一，政府在制定財(cái)政、社會保障、價(jià)格、工資等經(jīng)濟(jì)政策時(shí)都要參考居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，考慮其影響。因此，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的研究和預(yù)測也就成為經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的重要課題之一。

為了研究和預(yù)測居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，我國學(xué)者采用了很多經(jīng)濟(jì)模型，常見的可以簡單地分為單變量模型和多變量模型。單變量模型常用的有自回歸移動平均模型（Autoregressive Integrated Moving Average Model，ARIMA）、廣義自回歸條件異方差模型（Generalized Auto Regressive Conditional Heteroskedasticity，GARGH）等，[1]它完全運(yùn)用價(jià)格本身的歷史數(shù)據(jù)來對未來物價(jià)走勢進(jìn)行預(yù)測，缺點(diǎn)是較少考慮經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。多變量模型常用的有菲利普斯曲線方程、向量自回歸（VAR）模型和向量誤差（VEC）模型等，[2]、[3]可以分析其他經(jīng)濟(jì)變量對居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響。因子模型是從研究變量內(nèi)部相關(guān)關(guān)系出發(fā)，把一些具有錯(cuò)綜復(fù)雜關(guān)系的變量歸結(jié)為少數(shù)幾個(gè)綜合因子的一種多變量統(tǒng)計(jì)分析方法，但它無法用于有動態(tài)關(guān)系的時(shí)間序列和進(jìn)行預(yù)測。薩金特和希姆斯（Sargent&Sims）對因子模型進(jìn)行了改進(jìn)，結(jié)合因子模型與時(shí)間序列提出了動態(tài)因子模型，[4]近年來在國外經(jīng)濟(jì)金融研究領(lǐng)域得到了發(fā)展與廣泛應(yīng)用。墨瑟（Moser）利用澳大利亞的數(shù)據(jù)，比較分析了向量自回歸模型、自回歸移動平均模型和動態(tài)因子模型的預(yù)測效果，發(fā)現(xiàn)在大多數(shù)情形下，動態(tài)因子模型能夠得到更為精確的預(yù)測。[5]本文利用STATA11軟件建立了7個(gè)中國宏觀經(jīng)濟(jì)變量（1997年1月至2012年6月的月度數(shù)據(jù)）的動態(tài)因子模型，并對居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了6個(gè)月的預(yù)測。在此基礎(chǔ)上，本文提出一些相應(yīng)的政策建議。

二、我國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的分析與預(yù)測

由于實(shí)行的是計(jì)劃經(jīng)濟(jì)占主導(dǎo)地位的經(jīng)濟(jì)體制，我國在1985年以前幾乎沒有發(fā)生經(jīng)濟(jì)波動，物價(jià)指數(shù)很平穩(wěn)。從1985年開始，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)快速增長（平均每年增長超過20%），到1997年達(dá)到最高值3.417（以1985年為基期）。1997年亞洲金融危機(jī)后，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)呈現(xiàn)較為明顯的下降趨勢，直至1999年底。2000年至2002年，呈現(xiàn)小幅波動態(tài)勢，同比漲幅一般在-2%~2%之間。受“傳染性非典型肺炎”的影響，2003年開始，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)開始回升，2004年8月超過5%，隨后回落。2005年和2006年，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)較為穩(wěn)定，同比漲幅在1%~2%之間。自2007年年初美國爆發(fā)次貸危機(jī)以來，我國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)開始出現(xiàn)較大幅度的波動。開始時(shí)我國以豬肉為代表的食品價(jià)格大幅上漲，導(dǎo)致2007年下半年與2008年的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的同比漲幅連續(xù)超過6%。2008年底，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)開始持續(xù)走低，2009年連續(xù)多個(gè)月同比負(fù)增長。自2010年開始，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)又迅速攀升，持續(xù)走高，2011年同比漲幅連續(xù)超過6%，2011年7月達(dá)到36個(gè)月的新高。進(jìn)入2012年，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)又掉頭持續(xù)走低，6月份居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)同比漲幅為2.2%，數(shù)據(jù)回落至29個(gè)月的低位，環(huán)比連續(xù)3個(gè)月下跌。市場上出現(xiàn)一種聲音，認(rèn)為通縮的風(fēng)險(xiǎn)已經(jīng)悄悄逼近。通貨膨脹的陰影尚未遠(yuǎn)去，通貨緊縮的風(fēng)險(xiǎn)就要來了嗎？

經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中，引起居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)波動的因素較多，本文首先選取其他11個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量——國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、流通中現(xiàn)金（M0）、狹義貨幣供應(yīng)量（M1）、廣義貨幣供應(yīng)量（M2）、出口商品總額（EXP）、進(jìn)口商品總額（IMP）、外匯儲備（FER）、人民幣對美元匯率（ROE）、工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)（PPI）、原材料燃料動力購進(jìn)價(jià)格指數(shù)（FPI）和社會消費(fèi)品零售總額（SR），來對居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行研究和預(yù)測。這是基于本文認(rèn)為影響居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)波動的因素主要有兩方面：

一是市場中存在的貨幣量。物價(jià)波動的現(xiàn)象從本質(zhì)上說是貨幣現(xiàn)象，貨幣供給的增加會推動價(jià)格水平上漲。貨幣供給增加途徑主要有三：一是央行采取寬松的貨幣政策，發(fā)行貨幣；二是出口帶來的外匯增加，這等同于央行向市場投放貨幣；三是貨幣流通速度提高。本文以流通中現(xiàn)金、狹義貨幣供應(yīng)量、廣義貨幣供應(yīng)量和外匯儲備體現(xiàn)市場中存在的貨幣量。

二是實(shí)體經(jīng)濟(jì)中的供需關(guān)系。實(shí)體經(jīng)濟(jì)中的供需關(guān)系又分國內(nèi)國外兩部分。以國內(nèi)生產(chǎn)總值和社會消費(fèi)品零售總額體現(xiàn)國內(nèi)的供需關(guān)系。以出口商品總額、進(jìn)口商品總額體現(xiàn)國外的供需關(guān)系，而匯率對進(jìn)出口貿(mào)易又有較大影響。上游產(chǎn)品價(jià)格（工業(yè)品出廠價(jià)格和原材料燃料動力購進(jìn)價(jià)格）影響了工業(yè)企業(yè)制造成本和利潤，它將向中下游產(chǎn)品傳導(dǎo)，從而影響居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。

樣本數(shù)據(jù)從1997年1月到2012年6月共186個(gè)月。所有數(shù)據(jù)來自歷年《中國景氣指數(shù)月報(bào)》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，所有變量都采用了同比增長率序列。我們分別計(jì)算了居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與其他變量當(dāng)期和滯后1個(gè)月的相關(guān)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與其他變量高度相關(guān)（參見表1），滯后1個(gè)月的相關(guān)系數(shù)比當(dāng)期的相關(guān)系數(shù)更高。

通常建模采用一階對數(shù)差分?jǐn)?shù)據(jù)，其本質(zhì)是分析各變量之間環(huán)比增長率的數(shù)量關(guān)系，采用同比數(shù)據(jù)構(gòu)造模型并不違背一階對數(shù)差分研究增長率的基本思路，而且采用同比增長率可以避免序列出現(xiàn)季節(jié)性、趨勢和非平穩(wěn)問題。表2中的KPSS檢驗(yàn)①表明，人民幣對美元匯率（期末價(jià)）和社會消費(fèi)品零售總額同比序列為I（1）非平穩(wěn)序列，其他10個(gè)變量都是平穩(wěn)序列。當(dāng)KPSS檢驗(yàn)方程帶常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)時(shí)，人民幣對美元匯率（期末價(jià)）仍然為I（1）非平穩(wěn)序列，但是社會消費(fèi)品零售總額同比序列是平穩(wěn)的。

表1 CPI指數(shù)與其他變量（當(dāng)期和滯后1月）的相關(guān)性

表2 各變量的KPSS單位根檢驗(yàn)（1997~2007）

我們對這10個(gè)平穩(wěn)序列與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行格蘭杰（Grange）因果檢驗(yàn)（考慮到建立一階滯后動態(tài)因子模型，選擇滯后一階進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)），從中選出了是居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的格蘭杰原因的6個(gè)序列。它們分別是國內(nèi)生產(chǎn)總值、流通中現(xiàn)金、狹義貨幣供應(yīng)量、出口商品總額、進(jìn)口商品總額、工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)。廣義貨幣供應(yīng)量、外匯儲備、原材料燃料動力購進(jìn)價(jià)格指數(shù)和社會消費(fèi)品零售總額4個(gè)變量不是居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的格蘭杰原因令人覺得奇怪，但是仔細(xì)分析也有道理。M0為流通中的現(xiàn)金，即銀行體系以外各個(gè)單位的庫存現(xiàn)金和居民手中持有的現(xiàn)金之和；狹義貨幣M1，是指流通中的現(xiàn)金加上企事業(yè)單位的活期存款；而廣義貨幣M2，則是指M1再加上居民儲蓄存款和企業(yè)定期存款。也許用心理學(xué)里的不同心理賬戶可以解釋為什么M0和M1是居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的格蘭杰原因，而M2不是。M0本身就是現(xiàn)金，所以流動性最大，M1中的活期存款也是能夠隨時(shí)變現(xiàn)的，反映著經(jīng)濟(jì)中的現(xiàn)實(shí)購買力；而目前，我國居民儲蓄存款大多是為了保值升值，企事業(yè)單位的定期存款也是用來投資的。外匯儲備不是居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的格蘭杰原因，表明中央銀行的對沖是有效的。原材料燃料動力購進(jìn)價(jià)格指數(shù)不是居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的格蘭杰原因，說明此前我國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的波動不是成本推動型的，從數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)原材料燃料動力購進(jìn)價(jià)格指數(shù)與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)波動比較同步。社會消費(fèi)品零售總額不是居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的格蘭杰原因，可能是由于產(chǎn)能過剩，社會消費(fèi)品零售總額的增長不會引起居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的上漲。

對這7個(gè)序列——居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、國內(nèi)生產(chǎn)總值、流通中現(xiàn)金、狹義貨幣供應(yīng)量、出口商品總額、進(jìn)口商品總額、工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)建立動態(tài)因子模型，并對中國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行短期預(yù)測。下面，我們首先簡介動態(tài)因子模型。令：

其中，yt是內(nèi)生變量組成的k維向量，ft是不可觀測的因子組成的n維向量，xt和wt是外生變量組成的矩陣，擾動vt、εt獨(dú)立同分布。在動態(tài)因子模型中，內(nèi)生變量組成的向量受到一些不可觀測的因子及外生變量的影響。不可觀測的因子及擾動具有向量自回歸的結(jié)構(gòu)。模型被寫成狀態(tài)空間的形式，采用極大似然估計(jì)（MLE）對模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，使用卡爾曼濾波法計(jì)算似然函數(shù)。

動態(tài)因子模型非常寬泛，它包含了VAR模型、SUR模型和因子模型。在本文中，yt表示7個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量構(gòu)成的向量，沒有考慮外生變量xt和wt。對此動態(tài)因子模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)方程比較多，在此不一一列舉，僅列出居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)相關(guān)方程：

模型有一個(gè)共同因子，這7個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量都受到這一個(gè)不可觀測的因子的影響，說明7個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量是相互影響的。因子具有一階自回歸的動態(tài)特征，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)方程也具有一階自回歸的動態(tài)特征。

圖1是將實(shí)際值與預(yù)測值進(jìn)行對比，其樣本內(nèi)預(yù)測的平均絕對誤差（MAE）為0.449，均方根誤差（RMSE）為0.612，希爾（Theil）不等系數(shù)為0.0979，可見樣本內(nèi)預(yù)測效果還是較好的。利用上述模型對我國2012年7月至12月居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行預(yù)測，具體預(yù)測值如表3所示。下半年我國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)將在2%左右，應(yīng)該不會出現(xiàn)通貨膨脹和通貨緊縮。

三、影響當(dāng)前居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)下行的因素

1.影響因素

動態(tài)因子模型不能反映各變量的相互作用。為此分別建立其他變量與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的二元VAR模型，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)分析其他變量對居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響。從脈沖響應(yīng)函數(shù)（參見圖2）可以看出：

（1）GDP增長率對居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響顯著，表現(xiàn)出正向反應(yīng)并且具有較長的持續(xù)性，在第10個(gè)月就達(dá)到最大值0.35，而后逐步減弱。

（2）貨幣供應(yīng)量M0對居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響不顯著，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對M0的上漲具有快速的正向反應(yīng)，在第2個(gè)月就達(dá)到最大值0.018，而后逐步減弱。

（3）貨幣供應(yīng)量M1對居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響顯著，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對M1前期表現(xiàn)出正向反應(yīng)，在第12個(gè)月就達(dá)到最大值0.23，而后逐步減弱，36期以后表現(xiàn)出負(fù)向反應(yīng)。

（4）出口商品總額對居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響不顯著，表現(xiàn)出正向反應(yīng)并且具有較長的持續(xù)性，在第6個(gè)月就達(dá)到最大值0.023，而后逐步減弱。

（5）進(jìn)口商品總額對居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響不顯著，表現(xiàn)出正向反應(yīng)并且具有較長的持續(xù)性，在第6個(gè)月就達(dá)到最大值0.027，而后逐步減弱。

（6）工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)對居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響顯著，表現(xiàn)出正向反應(yīng)并且具有較長的持續(xù)性，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)的反應(yīng)具有滯后性，在第18個(gè)月達(dá)到最大值0.2，而后雖然逐步減弱但是衰減很慢。

2.下行原因

前面分析說明，貨幣供應(yīng)量M0、出口商品總額、進(jìn)口商品總額的變化對居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響不顯著；GDP增長率、貨幣供應(yīng)量M1、工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)的變化對居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響顯著。我們從這三方面分析當(dāng)前居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)下行的原因。

（1）經(jīng)濟(jì)增速放緩，2012年一季度GDP增速為2010年以來的最低值8.1%，并且是連續(xù)第5個(gè)季度回落。我國經(jīng)濟(jì)增長是由投資、消費(fèi)和出口三駕馬車驅(qū)動的。經(jīng)濟(jì)增速放緩一方面由于歐、美、日經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇困難，出口增長受阻和國內(nèi)消費(fèi)需求不足，出口商品總額和社會消費(fèi)品零售總額同比增長率均比2011年有所下降；另一方面也是各地或主動或被動進(jìn)行經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和結(jié)構(gòu)調(diào)整的結(jié)果。2012年1~6月份，全國固定資產(chǎn)投資（不含農(nóng)戶）150710億元，同比增長20.4%，而2011年1~6月份同比增長為25.6%，

（2）2011年3月份以后M1同比大幅下降，由16.07%下降為2012年6月的4.67%，導(dǎo)致當(dāng)前居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)下降。另外，金融危機(jī)后，國家采取了擴(kuò)張性貨幣和財(cái)政政策，導(dǎo)致2009年3月份開始，M1同比增長大幅上升，由2月份的10.64%，上升為3月份的17.02%，2010年1月份達(dá)到38.96%，根據(jù)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，這可能導(dǎo)致了三年后即目前的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)下降。

表3 2012年7~12月居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)預(yù)測

（3）自2011年下半年工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)便持續(xù)向下震蕩，甚至已連續(xù)多個(gè)月出現(xiàn)負(fù)增長。據(jù)估算，我國制造業(yè)平均有近28%的產(chǎn)能閑置，35.5%的制造業(yè)企業(yè)產(chǎn)能利用率在75%或以下，不僅鋼鐵、水泥、汽車、紡織等傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，就連風(fēng)電設(shè)備、多晶硅等部分新興產(chǎn)業(yè)也出現(xiàn)了比較嚴(yán)重的產(chǎn)能過剩，產(chǎn)能過剩導(dǎo)致這些行業(yè)產(chǎn)品價(jià)格大跌。工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)影響了工業(yè)企業(yè)的利潤，它向中下游產(chǎn)品傳導(dǎo)，從而影響居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。

四、相關(guān)政策建議

根據(jù)本文對居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的預(yù)測結(jié)果，2012年下半年，我國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)將在2%左右低位運(yùn)行，應(yīng)該不會出現(xiàn)通貨膨脹和通貨緊縮。為避免價(jià)格大起大落，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展，提出以下幾點(diǎn)建議。

1.坦然面對居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的低位運(yùn)行

由于居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)下降，不少人擔(dān)心會出現(xiàn)通貨緊縮，放松貨幣政策、再搞財(cái)政和投資的刺激政策、放松房地產(chǎn)市場調(diào)控的建議多了起來。而存款準(zhǔn)備金率的連續(xù)下調(diào)、一個(gè)月內(nèi)兩次降息，也可以看作是這種擔(dān)憂的應(yīng)對措施。使用降低存款準(zhǔn)備金率和利率，可能短期內(nèi)能起到穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)信心的作用，但是對于經(jīng)濟(jì)增長率的合理下行回歸的趨勢起不到根本的阻止作用，對于解決目前的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)回落所反映的經(jīng)濟(jì)問題也不起根本的作用。上一輪的擴(kuò)張性投資表現(xiàn)為嚴(yán)重的產(chǎn)能過剩，自2011年下半年工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)便開始持續(xù)向下震蕩，導(dǎo)致目前居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)回落，如果采用擴(kuò)張性貨幣和財(cái)政政策，將可能導(dǎo)致未來出現(xiàn)通貨緊縮。目前居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)處于正常、合理的范圍內(nèi)，如果有合理措施的引導(dǎo)，帶動正常的投資和消費(fèi)增長，則不會出現(xiàn)通貨緊縮。

2.積極擴(kuò)大消費(fèi)需求

擴(kuò)大消費(fèi)需求最重要的是切實(shí)提高中低收入群體的收入，加大社會保障力度，提高公眾消費(fèi)能力和消費(fèi)意愿。具體措施有：

（1）提高個(gè)稅起征點(diǎn)，進(jìn)一步減免面向個(gè)人尤其是中低收入群體的所得稅，降低中小企業(yè)稅負(fù)，通過提高收入來增加消費(fèi)能力，拉動產(chǎn)能吸收。

（2）加大社會保障力度，尤其要加大農(nóng)村的社會保障力度。我國高儲蓄率與人們對未來的擔(dān)憂有關(guān)，只有進(jìn)一步完善養(yǎng)老、失業(yè)、醫(yī)療保險(xiǎn)制度，人們才能大膽消費(fèi)。

（3）穩(wěn)步而堅(jiān)定地推行小城鎮(zhèn)化。目前，我國大城市普遍面臨著交通擁堵、公共設(shè)施故障頻發(fā)、資源短缺、環(huán)境污染、看病難、上學(xué)難等諸多挑戰(zhàn)，大規(guī)模接納城市化轉(zhuǎn)移人口既不經(jīng)濟(jì)，也難以為繼。要完成城市化，吸納農(nóng)村人口，就需要依靠小城鎮(zhèn)（美國70%的人生活在10萬人以下的小城市）。通過小城鎮(zhèn)化，使得農(nóng)村居民的收入總量和收入結(jié)構(gòu)發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，提高其消費(fèi)能力。

3.從立法和政策上入手，鼓勵(lì)、引導(dǎo)企業(yè)誠信經(jīng)營，生產(chǎn)出消費(fèi)者需要且信賴的產(chǎn)品

中國市場消費(fèi)需求不足，不僅僅是因?yàn)橹袊M(fèi)者的購買力不足，主要還是國內(nèi)企業(yè)不能提供消費(fèi)者需要的產(chǎn)品。有數(shù)據(jù)顯示，城鄉(xiāng)居民人均可支配收入增幅加快的同時(shí)，社會消費(fèi)品零售總額增長卻放緩。同時(shí)，2011年，中國內(nèi)地出境游7000萬人次，同比增長22%，出境旅游花費(fèi)690億美元，同比增長25%。目前，中國有大量的消費(fèi)需求沒有被滿足，我國企業(yè)應(yīng)該真正去了解消費(fèi)者，開發(fā)出他們需要的產(chǎn)品。國家應(yīng)該加大財(cái)政政策對企業(yè)創(chuàng)新的支持力度，扶植企業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

4.淘汰落后產(chǎn)能，優(yōu)化行業(yè)結(jié)構(gòu)，提升競爭力

目前制造業(yè)產(chǎn)能過剩，各地應(yīng)加大結(jié)構(gòu)調(diào)整的決心和力度，積極淘汰落后產(chǎn)能，促進(jìn)行業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和整體競爭力提升。完善統(tǒng)計(jì)、監(jiān)測制度，健全行業(yè)信息發(fā)布制度，做好對產(chǎn)能過剩行業(yè)運(yùn)行動態(tài)的跟蹤分析和信息引導(dǎo)工作。改進(jìn)宏觀管理方式，提高宏觀管理水平。對于產(chǎn)能過剩行業(yè)，不能簡單地進(jìn)行總量控制，而是要采取“淘汰落后”與“鼓勵(lì)先進(jìn)”相結(jié)合的方式，通過技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)、環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)，以及鼓勵(lì)聯(lián)合重組、促進(jìn)研究開發(fā)和技術(shù)改造等，提高國際競爭能力。既要為現(xiàn)有企業(yè)結(jié)構(gòu)升級創(chuàng)造條件，也要為高起點(diǎn)的后進(jìn)入者留下空間。

＊本文受教育部人文社會科學(xué)研究項(xiàng)目“動態(tài)因子模型理論與應(yīng)用”（項(xiàng)目編號：NKZXB10040）的資助。

注釋：

①居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)在KPSS單位根檢驗(yàn)中是平穩(wěn)的，而在ADF檢驗(yàn)中是非平穩(wěn)的。由于序列采用同比增長率，我們認(rèn)為原假設(shè)為過程是平穩(wěn)的KPSS檢驗(yàn)比原假設(shè)為過程是單位根的ADF檢驗(yàn)更有說服力。

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