本文擬采用統(tǒng)計(jì)和計(jì)量回歸相結(jié)合的方法，分析短期和中長期物價上漲對城鎮(zhèn)居民五等份收入群體的彈性影響，并據(jù)此測算三種物價上漲方案下，對五等份收入群體人均消費(fèi)支出的不同影響。
　　一、由于消費(fèi)結(jié)構(gòu)不同，當(dāng)前物價上漲對中低收入者的影響大于高收入者
　　我國居民人均消費(fèi)性支出由八大類商品構(gòu)成，不同收入群體消費(fèi)結(jié)構(gòu)不盡相同，因而由于各類商品價格漲幅不同，對不同收入者消費(fèi)性支出總量的影響迥然不同。今年1—5月我國居民消費(fèi)價格上漲5.2%，分八大類結(jié)構(gòu)看，食品、衣著、居住、家庭設(shè)備用品、醫(yī)療保健、交通和通信、娛樂教育文化用品和雜項(xiàng)商品與服務(wù)八大類商品價格分別上漲11.2%、0.8%、6.3%、1.8%、3.1%、0.2%、0.6%和4.5%。當(dāng)前的價格上漲會對居民消費(fèi)性支出產(chǎn)生怎樣的影響？我們假定今年全年八大類商品保持1—5月的價格漲幅，假定今年各收入群體保持2010年的消費(fèi)結(jié)構(gòu)不變，而且短期內(nèi)收入和其他因素對消費(fèi)支出的影響較為平穩(wěn)，可以利用2010年城鎮(zhèn)居民五等份收入戶人均消費(fèi)性支出的基數(shù)水平，依據(jù)今年前5月八大類商品價格漲幅，計(jì)算出僅僅由于價格上漲導(dǎo)致2011年五等分收入戶人均性消費(fèi)支出的變化程度（見表1）。
　　計(jì)算結(jié)果表明，由于八大類商品價格上漲，五等份收入戶的人均消費(fèi)性支出總量均有不同程度的增加，從絕對量看，中低收入者增加額小于高收入者增加額。但從人均消費(fèi)性支出增長幅度看，中低收入者增長幅度高于高收入者。低收入者增長幅度最高，為6.4%；中低收入者、中等收入者和中高收入者增長幅度分別為6.0%、5.7%和5.4%；高收入者增長幅度最低，為4.8%。這意味著，在全國居民消費(fèi)價格上漲5.2%的水平下，低收入者物價上漲6.4%，高出平均水平1.3個百分點(diǎn)；三檔中等收入者物價分別上漲6.0%、5.7%和5.4%，分別高出平均水平0.8、0.5和0.2個百分點(diǎn)；高收入者物價上漲4.8%，漲幅低于平均水平0.6個百分點(diǎn)。由此說明，當(dāng)前的物價上漲對中低收入群體的影響大于高收入群體，主要是因?yàn)橹械褪杖肴后w食品消費(fèi)支出所占比重較大，而目前食品價格漲幅較大，導(dǎo)致低收入群體消費(fèi)支出明顯增加。
　　二、歷史數(shù)據(jù)回歸表明，物價與消費(fèi)的彈性系數(shù)呈現(xiàn)由低收入向高收入遞減的趨勢
　　從短期數(shù)據(jù)看，物價上漲對中低收入群體的影響大于高收入群體，那么長期歷史數(shù)據(jù)物價、消費(fèi)和收入群體之間呈現(xiàn)怎樣的關(guān)系？本文擬通過最小二乘法模擬回歸，分別建立五等份收入戶人均消費(fèi)支出、人均收入和物價的回歸方程，以揭示其內(nèi)在關(guān)聯(lián)性。
　　（一）周期選定
　　選定1992—2010年的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。這一時期我國物價變動經(jīng)歷了高漲期（1993—1997年）、低谷期（1998—2002年）和再度高漲期（2003—2010年）這樣一個完整的周期變動，回歸結(jié)果的代表性和可信性較強(qiáng)。
　?。ǘ┲笜?biāo)選定
　　選擇城鎮(zhèn)居民五等份收入戶人均消費(fèi)性支出增長速度（XF1，XF2，XF3，XF4，XF5）作為因變量，選擇居民消費(fèi)價格漲幅（CPI），城鎮(zhèn)居民五等份收入戶人均收入增長速度（SR1，SR2，SR3，SR4，SR5）作為自變量。選定D1994和D2002兩個虛擬變量，由于1994年和2002年部分收入群體的數(shù)據(jù)出現(xiàn)異常波動，故予以處理。對居民消費(fèi)產(chǎn)生影響的因素，還包括銀行存、貸款利率，證券指數(shù)等等，我們在研究中也予以嘗試，但效果不好，在此不作考慮。
　?。ㄈ┓匠袒貧w結(jié)果
　　方程一：
　　XF1=0.82*CPI+0.22*SR1-19.2
　　*D2002+4.6
　?。?.6） （1.7）
　　R2=0.94DW=1.49
　　該方程反映低收入戶人均消費(fèi)、收入和物價的彈性關(guān)系，回歸方程通過檢驗(yàn)值。它表明居民消費(fèi)物價每上漲1%，帶動低收入戶人均消費(fèi)增長0.82%。物價變化對消費(fèi)支出的影響最大，位居首位。
　　方程二：
　　XF2=0.73*CPI+0.30*SR2+0.91
　　*D1994-3.30*D2002+4.2
　　（3.0）（1.6）
　　R2=0.93DW=1.57
　　該方程反映中低收入戶人均消費(fèi)、收入和物價的彈性關(guān)系，回歸方程通過檢驗(yàn)值。它表明居民消費(fèi)物價每上漲1%，帶動中低收入戶人均消費(fèi)增長0.73%。物價變化對消費(fèi)支出的影響較大，僅次于低收入戶，位居第二位。
　　方程三：
　　XF3=0.69*CPI+0.27*SR3+5.06
　　 *D1994+0.72*D2002+4.8
　?。?.6）（1.2）
　　R2=0.93DW=1.42
　　該方程反映中等收入戶人均消費(fèi)、收入和物價的彈性關(guān)系，回歸系數(shù)通過檢驗(yàn)值。它表明居民消費(fèi)物價每上漲1%，帶動中等收入戶人均消費(fèi)增長0.69%。物價變化對消費(fèi)支出的影響小于低收入戶和中低收入戶，位居第三位。
　　方程四：
　　XF4=0.67*CPI+0.31*SR4+2.91
　　 *D1994+5.2
　　 （2.1）（1.2 ）
　　R2=0.87 DW=2.2
　　該方程反映中高收入戶人均消費(fèi)、收入和物價的彈性關(guān)系，回歸系數(shù)通過檢驗(yàn)值。它表明居民消費(fèi)物價每上漲1%，帶動中高收入戶人均消費(fèi)增長0.67%。物價變化對消費(fèi)支出的影響較小，位居第四位。
　　方程五：
　　XF5=0.40*CPI+0.50*SR5+5.21
　　*D1994+14.7*D2002+3.4
　?。?.2） （3.5）
　　R2=0.93 DW=2.1
　　該方程反映高收入戶人均消費(fèi)、收入和物價的彈性關(guān)系，回歸系數(shù)通過檢驗(yàn)值。它表明居民消費(fèi)物價每上漲1%，帶動高收入戶人均消費(fèi)增長0.40%。物價變化對消費(fèi)支出的影響最小，位居末位。
　　回歸結(jié)果說明：長期歷史數(shù)據(jù)消費(fèi)和物價的變動關(guān)系與短期數(shù)據(jù)變動趨勢相一致。隨著收入水平提高，物價上漲對人均消費(fèi)支出的彈性影響呈現(xiàn)遞減趨勢。物價上漲對低收入群體消費(fèi)支出的影響最大，對中等收入群體的影響居中，對高收入群體的影響最小。
　　三、不同價格上漲方案下，五等份收入戶消費(fèi)支出的測算
　　今年我國居民消費(fèi)物價的調(diào)控目標(biāo)是4%，從目前物價走勢看，輸入型通脹有增無減、農(nóng)產(chǎn)品價格持續(xù)上漲、勞動力成本上升趨勢以及充裕的貨幣供應(yīng)量等因素均對物價上漲構(gòu)成較強(qiáng)的推動力，決定物價波動的變數(shù)始終存在，因此物價調(diào)控的任務(wù)十分艱巨，全年物價漲幅有可能超過4%。我們將今年CPI漲幅設(shè)定為4%、5%兩個方案。根據(jù)不同收入群體歷史數(shù)據(jù)回歸的彈性系數(shù)，以2010年五等份收入戶人均消費(fèi)性支出為基數(shù)，比較計(jì)算兩種價格上漲方案下，2011年五等份收入戶人均消費(fèi)性支出受到的不同影響，結(jié)果如表2所示。
　?。ㄒ唬┪飪r上漲對五等份收入戶人均消費(fèi)支出的影響分析
　　假如今年物價調(diào)控取得積極成效，全年居民消費(fèi)物價控制在4%，那么物價上漲對各收入群體消費(fèi)的影響普遍較小，但對不同收入群體影響程度不盡相同。
　　低收入戶物價與消費(fèi)的彈性關(guān)系為1∶0.82，物價上漲4%，將使低收入戶人均消費(fèi)性支出年增長3.28%，消費(fèi)性支出年增加210.2元，月均增加支出17.5元，占月均收入的2.78%。
　　
　　中低收入戶物價與消費(fèi)的彈性關(guān)系為1∶0.73，物價上漲4%，將使中低收入戶人均消費(fèi)性支出年增長2.92%，消費(fèi)性支出年增加281.8元，月均增加支出23.5元，占月均收入的1.96%。
　　中等收入戶物價與消費(fèi)的彈性關(guān)系為1∶0.69，物價上漲4%，將使中等收入戶人均消費(fèi)性支出年增長2.76%，消費(fèi)性支出年增加348.0元，月均增加支出29.0元，占月均收入的1.61%。
　　中高收入戶物價與消費(fèi)的彈性關(guān)系為1∶0.67，物價上漲4%，將使中高收入戶人均消費(fèi)性支出年增長2.68%，消費(fèi)性支出年增加432.6元，月均增加支出36.0元，占月均收入的1.44%。
　　高收入戶物價與消費(fèi)的彈性關(guān)系為1∶0.40，物價上漲4%，將使高收入戶人均消費(fèi)性支出年增長1.60%，消費(fèi)性支出年增加421.4元，月均增加支出35.1元，占月均收入的0.88%。
　　假如今年我國糧食等農(nóng)產(chǎn)品由于自然災(zāi)害收成不佳，復(fù)雜國際局勢加大輸入型通脹對我國物價的傳導(dǎo)影響，資源價格改革進(jìn)一步加大控制物價的難度，而勞動力成本上升的趨勢較為強(qiáng)烈，那么今年4%的物價調(diào)控目標(biāo)將無法實(shí)現(xiàn)，如果全年居民消費(fèi)物價漲幅達(dá)到5%，對各收入群體消費(fèi)支出的影響參見表2。
　?。ǘc(diǎn)結(jié)論
　　第一，物價上漲對不同收入群體人均消費(fèi)性支出增幅的影響，低收入戶最高，中等收入戶次之，高收入戶最低。第二，物價上漲對不同收入群體人均消費(fèi)性支出絕對量的影響，中高收入戶最大，高收入戶次之，低收入戶最小。第三，物價上漲導(dǎo)致的消費(fèi)新增量占月均收入的比重，低收入戶最高，中等收入戶次之，高收入戶最低?？傮w判斷，無論從當(dāng)前居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)來分析，還是從物價、人均收入和人均消費(fèi)的相關(guān)性變動趨勢來分析，物價上漲對中低收入群體的影響均大于對高收入群體的影響，而且物價漲幅越高，對中低收入群體的不利影響越大。
　　四、政策建議
　?。ㄒ唬┙⑥r(nóng)副產(chǎn)品生產(chǎn)和供給的穩(wěn)定機(jī)制
　　目前農(nóng)產(chǎn)品價格上漲是帶動價格上漲的龍頭，而低收入群體受物價影響較大也緣于食品消費(fèi)所占比重較大，因此，我國一定要把穩(wěn)定和保護(hù)農(nóng)副產(chǎn)品的耕種放在首要位置，通過擴(kuò)大耕種面積、減小種植成本和增加務(wù)農(nóng)補(bǔ)貼等方式，確保糧食和農(nóng)副產(chǎn)品的豐收和穩(wěn)定供給。此外，要增強(qiáng)不同省市之間農(nóng)副產(chǎn)品的余缺調(diào)劑，加大個別農(nóng)副產(chǎn)品人為炒作的打擊力度，以充裕的供給確保農(nóng)副產(chǎn)品價格水平的穩(wěn)定。
　?。ǘΦ褪杖肴后w物價補(bǔ)貼的措施應(yīng)制度化、規(guī)范化和多樣化
　　目前我國對低收入群體的物價補(bǔ)貼基本是一事一議，短期行為較強(qiáng)，在物價持續(xù)上漲的情況下，應(yīng)出臺物價補(bǔ)貼的制度化和規(guī)范化文件，要求各級地方政府不打折扣地執(zhí)行。一是制定物價上漲的底線，確定物價漲幅和補(bǔ)貼發(fā)放的聯(lián)動機(jī)制。二是明確物價補(bǔ)貼群體的收入等級，并按上年居民收入水平變化自動調(diào)整。三是對低收入群體的補(bǔ)貼應(yīng)多樣化，可根據(jù)需要，采取貨幣補(bǔ)貼、實(shí)物補(bǔ)貼和消費(fèi)券補(bǔ)貼等多種形式。
　?。ㄈ┰黾拥褪杖肴后w的支付能力
　　一是不斷提高社會失業(yè)和低保人員的補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)，把提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)作為政績考核的重要內(nèi)容，各級政府根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展目標(biāo)確立低收入群體收入“倍增計(jì)劃”。二是逐漸建立以家庭為單位和人均實(shí)際負(fù)擔(dān)為參照的個稅綜合征收制度，逐漸由分類所得稅模式改變?yōu)榫C合所得稅征收模式，減輕中低收入群體稅負(fù)，增加消費(fèi)支付能力。
　?。ㄗ髡邌挝唬簢倚畔⒅行念A(yù)測部）