吳菲菲

摘要：利用1985-2012年的相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)，首先對新疆農(nóng)村居民消費結構和產(chǎn)業(yè)結構的變動趨勢進行分析，其次運用計量經(jīng)濟學方法，從短期波動和長期均衡的角度，實證研究新疆農(nóng)村居民消費結構與產(chǎn)業(yè)結構的互動關系。結論表明：新疆產(chǎn)業(yè)結構變動是其農(nóng)村居民消費結構變動的原因之一。

關鍵詞：農(nóng)村居民消費結構；產(chǎn)業(yè)結構；新疆；協(xié)整檢驗

中圖分類號：F2文獻標識碼：A文章編號：16723198（2014）07004802

消費結構和產(chǎn)業(yè)結構是構成一個地區(qū)經(jīng)濟總和的重要組成部分，二者的優(yōu)化和升級對該地區(qū)經(jīng)濟增長起著至關重要的作用。國內(nèi)許多學者對消費結構與產(chǎn)業(yè)結構關系的研究日益深入，田學斌（2010）構建消費結構與產(chǎn)業(yè)結構的解釋性框架，并以河北省為例，對二者進行實證分析，得出結論：要促進河北消費結構升級和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，必須提高居民的收入水平。馬成文（2010）運用數(shù)量經(jīng)濟方法分析結果表明：農(nóng)村居民消費結構變動是我國產(chǎn)業(yè)結構變動的內(nèi)在動因，二者之間存在著長期的協(xié)整關系。由于我國東西部發(fā)展差距以及城鄉(xiāng)差距等因素，所以研究新疆農(nóng)村消費結構與產(chǎn)業(yè)結構的關系很有必要，但是目前這方面研究不多，本文主要探討新疆農(nóng)村居民消費結構與產(chǎn)業(yè)結構之間的互動關系這一問題。

1新疆農(nóng)村居民消費結構和產(chǎn)業(yè)結構的演變

1.1農(nóng)村居民消費結構變動的基本情況

隨著新疆經(jīng)濟的發(fā)展和收入水平的提高，農(nóng)村居民的消費結構逐步得到改善。1993-2012年，新疆農(nóng)村居民人均居住支出比重呈明顯上升趨勢，由14.70%提高到2475%；人均家庭設備用品及服務支出比重呈下降趨勢但波動幅度較小，由5.37%下降到4.18%；人均醫(yī)療保健支出比重呈明顯上升趨勢，由4.22%提高到12.32%；人均交通通訊和文化教育娛樂用品及服務支出比重均呈緩慢上升趨勢，分別由2.76%提高到3.93%和6.24%提高到8.47%。

如圖1所示，在1985年至2012年期間，從整體上看，新疆農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)呈下降趨勢，由57.87%下降到3605%，除個別年份有所波動外，比如1989-1994年和1996-1999年，呈上升趨勢。在此期間，與全國農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)變動趨勢相比，新疆農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)總是低于全國的。在1992年之前，二者呈現(xiàn)相同變動趨勢，先下降，后上升；1992-1999年，新疆農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)波動較大，分別在1994和1996年達到最大值56.96%和最小值4575%；1999-2012年，新疆和全國農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)呈現(xiàn)相同的趨勢，穩(wěn)步下降。具體而言，1999-2003年，前者高于后者，2003-2012年，后者高于前者。

圖11985-2012年全國和新疆農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)變動趨勢

數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計年鑒2013，新疆統(tǒng)計年鑒1994-2013，

注1997年數(shù)據(jù)使用缺失值填補。1.2產(chǎn)業(yè)結構變動的基本情況

如圖2所示，自改革開放以來，新疆在保持經(jīng)濟快速發(fā)展的同時，始終不斷的調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構，使其更趨合理化和高度化。從統(tǒng)計數(shù)據(jù)上看，1978-2012年，新疆各次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重趨勢發(fā)生很大變動，更趨合理。從整體上看，第一產(chǎn)業(yè)的比重明顯呈下降趨勢，從1978年的35.8%下降到2012年的17.6%；第二產(chǎn)業(yè)的比重先下降，后保持緩慢的速度穩(wěn)步上升，1992年就超過第一產(chǎn)業(yè)比重，達到367%，2004年到2012近十年以來，第二產(chǎn)業(yè)比重明顯領先于第三產(chǎn)業(yè)比重，達到41.4%；第三產(chǎn)業(yè)的比重變化呈現(xiàn)出先上升后下降的特點，特別的，在1995-2003年間，第三產(chǎn)業(yè)比重基本上高于第二產(chǎn)業(yè)比重，在2002年達到最大值437%，但此后呈下降趨勢，直至2010年有上升趨勢，并且與第二產(chǎn)業(yè)比重之間的差距正在逐步縮小。顯然，新疆產(chǎn)業(yè)結構的這種演變過程與工業(yè)化進程和戰(zhàn)略調(diào)整密切相關。自2002年以后，由于居民消費結構升級和城市化進程加快，重工業(yè)化加速發(fā)展，第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展再次快于第三產(chǎn)業(yè)，進而導致第三產(chǎn)業(yè)比重下降。

2.1研究方法與指標數(shù)據(jù)說明

（1）研究方法。

本文首先采用格蘭杰因果關系檢驗來分析新疆農(nóng)村居民消費結構和產(chǎn)業(yè)結構之間的因果關系，然后采用Engle-Granger檢驗法檢驗二者之間是否存在長期均衡關系。EG協(xié)整理論是R.F.Engle和C.W.J.Granger于1978年在文章《Co-Intergration and Error Correction：Representation，Estimation，and Testing》中b提出的，該理論非常重要，因為它的應用遠遠超出對線性回歸的診斷。在許多情況下，經(jīng)濟理論告訴我們兩個變量應該是協(xié)整的，對協(xié)整性的檢驗就是對經(jīng)濟理論正確性的檢驗。比如，消費結構和產(chǎn)業(yè)結構的某些指標都是隨機游走的，我們希望這兩個變量長期是相關的，所以要證明它們的某個線性組合是平穩(wěn)的。

（2）指標選取。

按照中國的統(tǒng)計方法，農(nóng)村居民消費支出分八項，包括食品、衣著、設備用品及服務、醫(yī)療保健、交通和通訊、娛樂文教服務、居住和雜項商品及服務，各項支出之間的比例關系就是消費結構。本文著重分析新疆農(nóng)村居民消費結構演進的特點，用農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)（Y），作為新疆農(nóng)村居民消費結構的代表變量。產(chǎn)業(yè)結構通常用三大產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重來表示，為了避免模型產(chǎn)生多重共線性，只選取新疆第二、三產(chǎn)業(yè)增加值比重（X）反映產(chǎn)業(yè)結構的綜合變動狀況。所選取數(shù)據(jù)樣本期為1985-2012年，來源于《新疆統(tǒng)計年鑒》（1994-2013），由于1997年新疆農(nóng)村居民食品支出比重缺失，本文運用軟件spss20，采用缺失點處線性趨勢法，應用缺失值所在的整個序列建立線性回歸方程，然后用回歸方程在缺失點處的預測值填充缺失值。

2.2農(nóng)村居民消費結構與產(chǎn)業(yè)結構的實證分析

（1）格蘭杰因果檢驗。

進行格蘭杰因果關系檢驗的一個前提條件是時間序列必須具有平穩(wěn)性，否則可能會出現(xiàn)虛假回歸問題。因此在進行格蘭杰因果關系檢驗之前首先應對各指標時間序列的平穩(wěn)性進行單位根檢驗（unit root test）。常用增廣的迪基-富勒檢驗（ADF檢驗）來分別對各指標序列的平穩(wěn)性進行單位根檢驗。

現(xiàn)對原始數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理，記為lny和lnx，該做法可以部分消除異方差問題，此外，其差分表示發(fā)展速度的對數(shù)，可消除序列相關的問題。使用軟件Eviews7，對序列l(wèi)ny和lnx進行ADF檢驗，檢驗結果如下：lny和lnx的ADF檢驗值分別為：-2.4384和-1.8102，均大于顯著性水平為5%的臨界值-3.5875，故不能拒絕“序列存在單位根”的原假設，故lny和lnx為非平穩(wěn)序列；Δlny和Δlnx的ADF檢驗值分別為：-5.6491和-5.4880，均小于顯著性水平為5%的臨界值-3.6450，即在5%的顯著性水平下，拒絕原假設，Δlny和Δlnx序列不存在單位根，故Δlny和Δlnx為平穩(wěn)序列。

經(jīng)比較選擇滯后期S=K=2時的lnx和lny格蘭杰因果關系檢驗結果為：在10%的顯著性水平下，原假設“l(fā)ny不是lnx的格蘭杰原因”F統(tǒng)計量的P值為0.7641，大于010，接受原假設；而“l(fā)nx不是lny的格蘭杰原因”F統(tǒng)計量的P值為0.0823，小于0.10，拒絕原假設。可見，在新疆，產(chǎn)業(yè)結構變動是農(nóng)村居民消費結構變動的格蘭杰原因，且當年產(chǎn)業(yè)結構變動將引起下一年農(nóng)村居民消費結構的變動，而農(nóng)村居民消費結構變動則不是產(chǎn)業(yè)結構變動的格蘭杰原因。

（2）協(xié)整分析。

現(xiàn)運用EG檢驗法來檢驗它們之間是否存在長期均衡關系。應用OLS法估計的方程為

lnyt=8.3033-1.0303lnxt

（-5.9721）

上述估計方程通過統(tǒng)計顯著性檢驗?，F(xiàn)對其殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，根據(jù)AIC最小的原則，選擇滯后期P=1，ADF檢驗統(tǒng)計量值為-4.7924，小于5%顯著性水平臨界值-3.6450，DW統(tǒng)計值2.2328大于5%顯著性水平臨界值0.386，故殘差項一階單整，所以變量x，y為（2，1）階協(xié)整。說明序列l(wèi)ny和lnx線性關系顯著，即新疆產(chǎn)業(yè)結構與農(nóng)村居民消費結構之間存在長期均衡關系。方程回歸系數(shù)-1.0303表明：新疆產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的方向與農(nóng)村居民消費結構優(yōu)化升級的方向具有一致性，并且，在其他條件不變的情況下，新疆第二、三產(chǎn)業(yè)比重每上升或者下降1%，會引起農(nóng)村居民消費食品支出比重下降或者上升1.0303%。

由于歷史、社會等原因，我國長期形成了東西差距和城鄉(xiāng)差距，如2012年東部人均年收入是32713.51元，西部只是22475.10元；2012年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是245647元，而農(nóng)村居民家庭人均純收入是7916.6元，差距很大。所以地處我國西部邊陲的新疆農(nóng)村居民，整體上收入比較低，對產(chǎn)業(yè)結構的影響就相對比較弱。但是，反之，新疆產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整對農(nóng)村居民消費結構有很大影響，由于產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整某種角度上就是勞動力的流動，加快第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，增加就業(yè)，轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力，從而提高農(nóng)民收入，進而拉動消費，改善農(nóng)村居民消費結構。

3結論與政策建議

通過上述定量分析，可得出以下結論，并提出相應的政策建議。

第一，隨著改革開放的深入和西部大發(fā)展，新疆農(nóng)村居民的收入水平逐步提高，消費結構也日益多元化，食品、衣著及家庭設備上的花費支出比重不斷下降，而在居住、醫(yī)療保健、交通通訊和文教娛樂用品及其他服務支出比重則呈現(xiàn)不斷上升趨勢。

第二，新疆產(chǎn)業(yè)結構處于調(diào)整、升級階段，逐步趨于合理化。第一產(chǎn)業(yè)比重不斷下降，第二產(chǎn)業(yè)比重穩(wěn)步上升，特別地，第三產(chǎn)業(yè)比重正保持著快速增加的趨勢，逐步上升。加快第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，有助于優(yōu)化新疆產(chǎn)業(yè)結構。

第三，新疆產(chǎn)業(yè)結構變動是農(nóng)村居民消費結構變動是原因之一，并且二者之間存在著長期的協(xié)整關系。這一結論與大多數(shù)學者在全國或是其他地區(qū)研究結果截然相反，值的思考。筆者認為，由于新疆農(nóng)村特殊的地理位置及生活環(huán)境，導致農(nóng)村居民收入水平偏低，在這一階段，產(chǎn)業(yè)結

作者簡介：孫光林，新疆財經(jīng)大學統(tǒng)計學院研究生；李燕茹，新疆財經(jīng)大學統(tǒng)計學院學生。構對消費結構的影響大于消費結構對產(chǎn)業(yè)結構的影響，所以，表現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)結構影響消費結構的變動。但是隨著農(nóng)民收入水平大幅度提高，進入這一階段后，其消費結構一方面引導產(chǎn)也結構的調(diào)整，同時又制約產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化和升級，此時，消費結構對產(chǎn)業(yè)結構的影響明顯較大。

第四，調(diào)整農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結構，加快農(nóng)村經(jīng)濟市場化進程，提高農(nóng)民收入水平。政府可以采取措施，通過引導的方式調(diào)整相關的產(chǎn)業(yè)機構，惠及農(nóng)民群體，增加農(nóng)民收入，擴大消費需求，影響消費結構。目前階段，消費結構方面存在的很多問題都是由收入水平較低引起的，提高居民的收入水平是關鍵。產(chǎn)業(yè)結構對消費結構的影響，主要體現(xiàn)在宏觀上，即在整個社會的消費結構上發(fā)生。產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整將帶來農(nóng)村剩余勞動力的就業(yè)結構的巨大變化，勞動力流動過程實際上就是產(chǎn)業(yè)結構的升級過程。因此，應該加快農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力，將在更廣闊的范圍內(nèi)從多方面影響居民消費結構。

參考文獻

[1]平狄克.計量經(jīng)濟模型與經(jīng)濟預測[M].北京：機械工業(yè)出版社，1999.

[2]新疆統(tǒng)計局.新疆統(tǒng)計年鑒（19942013）[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，19942013.

[3]馬成文，毛舒樂.農(nóng)村居民消費結構對我國產(chǎn)業(yè)結構變動影響分析[J].特區(qū)經(jīng)濟，2010，（10）.

[4]田學斌，閆真.消費結構與產(chǎn)業(yè)結構的關系：理論框架與實證分析[J].消費經(jīng)濟，2010，26（03）

（1）格蘭杰因果檢驗。

進行格蘭杰因果關系檢驗的一個前提條件是時間序列必須具有平穩(wěn)性，否則可能會出現(xiàn)虛假回歸問題。因此在進行格蘭杰因果關系檢驗之前首先應對各指標時間序列的平穩(wěn)性進行單位根檢驗（unit root test）。常用增廣的迪基-富勒檢驗（ADF檢驗）來分別對各指標序列的平穩(wěn)性進行單位根檢驗。

現(xiàn)對原始數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理，記為lny和lnx，該做法可以部分消除異方差問題，此外，其差分表示發(fā)展速度的對數(shù)，可消除序列相關的問題。使用軟件Eviews7，對序列l(wèi)ny和lnx進行ADF檢驗，檢驗結果如下：lny和lnx的ADF檢驗值分別為：-2.4384和-1.8102，均大于顯著性水平為5%的臨界值-3.5875，故不能拒絕“序列存在單位根”的原假設，故lny和lnx為非平穩(wěn)序列；Δlny和Δlnx的ADF檢驗值分別為：-5.6491和-5.4880，均小于顯著性水平為5%的臨界值-3.6450，即在5%的顯著性水平下，拒絕原假設，Δlny和Δlnx序列不存在單位根，故Δlny和Δlnx為平穩(wěn)序列。

經(jīng)比較選擇滯后期S=K=2時的lnx和lny格蘭杰因果關系檢驗結果為：在10%的顯著性水平下，原假設“l(fā)ny不是lnx的格蘭杰原因”F統(tǒng)計量的P值為0.7641，大于010，接受原假設；而“l(fā)nx不是lny的格蘭杰原因”F統(tǒng)計量的P值為0.0823，小于0.10，拒絕原假設?？梢?，在新疆，產(chǎn)業(yè)結構變動是農(nóng)村居民消費結構變動的格蘭杰原因，且當年產(chǎn)業(yè)結構變動將引起下一年農(nóng)村居民消費結構的變動，而農(nóng)村居民消費結構變動則不是產(chǎn)業(yè)結構變動的格蘭杰原因。

（2）協(xié)整分析。

現(xiàn)運用EG檢驗法來檢驗它們之間是否存在長期均衡關系。應用OLS法估計的方程為

lnyt=8.3033-1.0303lnxt

（-5.9721）

上述估計方程通過統(tǒng)計顯著性檢驗。現(xiàn)對其殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，根據(jù)AIC最小的原則，選擇滯后期P=1，ADF檢驗統(tǒng)計量值為-4.7924，小于5%顯著性水平臨界值-3.6450，DW統(tǒng)計值2.2328大于5%顯著性水平臨界值0.386，故殘差項一階單整，所以變量x，y為（2，1）階協(xié)整。說明序列l(wèi)ny和lnx線性關系顯著，即新疆產(chǎn)業(yè)結構與農(nóng)村居民消費結構之間存在長期均衡關系。方程回歸系數(shù)-1.0303表明：新疆產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的方向與農(nóng)村居民消費結構優(yōu)化升級的方向具有一致性，并且，在其他條件不變的情況下，新疆第二、三產(chǎn)業(yè)比重每上升或者下降1%，會引起農(nóng)村居民消費食品支出比重下降或者上升1.0303%。

由于歷史、社會等原因，我國長期形成了東西差距和城鄉(xiāng)差距，如2012年東部人均年收入是32713.51元，西部只是22475.10元；2012年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是245647元，而農(nóng)村居民家庭人均純收入是7916.6元，差距很大。所以地處我國西部邊陲的新疆農(nóng)村居民，整體上收入比較低，對產(chǎn)業(yè)結構的影響就相對比較弱。但是，反之，新疆產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整對農(nóng)村居民消費結構有很大影響，由于產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整某種角度上就是勞動力的流動，加快第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，增加就業(yè)，轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力，從而提高農(nóng)民收入，進而拉動消費，改善農(nóng)村居民消費結構。

3結論與政策建議

通過上述定量分析，可得出以下結論，并提出相應的政策建議。

第一，隨著改革開放的深入和西部大發(fā)展，新疆農(nóng)村居民的收入水平逐步提高，消費結構也日益多元化，食品、衣著及家庭設備上的花費支出比重不斷下降，而在居住、醫(yī)療保健、交通通訊和文教娛樂用品及其他服務支出比重則呈現(xiàn)不斷上升趨勢。

第二，新疆產(chǎn)業(yè)結構處于調(diào)整、升級階段，逐步趨于合理化。第一產(chǎn)業(yè)比重不斷下降，第二產(chǎn)業(yè)比重穩(wěn)步上升，特別地，第三產(chǎn)業(yè)比重正保持著快速增加的趨勢，逐步上升。加快第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，有助于優(yōu)化新疆產(chǎn)業(yè)結構。

第三，新疆產(chǎn)業(yè)結構變動是農(nóng)村居民消費結構變動是原因之一，并且二者之間存在著長期的協(xié)整關系。這一結論與大多數(shù)學者在全國或是其他地區(qū)研究結果截然相反，值的思考。筆者認為，由于新疆農(nóng)村特殊的地理位置及生活環(huán)境，導致農(nóng)村居民收入水平偏低，在這一階段，產(chǎn)業(yè)結

作者簡介：孫光林，新疆財經(jīng)大學統(tǒng)計學院研究生；李燕茹，新疆財經(jīng)大學統(tǒng)計學院學生。構對消費結構的影響大于消費結構對產(chǎn)業(yè)結構的影響，所以，表現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)結構影響消費結構的變動。但是隨著農(nóng)民收入水平大幅度提高，進入這一階段后，其消費結構一方面引導產(chǎn)也結構的調(diào)整，同時又制約產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化和升級，此時，消費結構對產(chǎn)業(yè)結構的影響明顯較大。

第四，調(diào)整農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結構，加快農(nóng)村經(jīng)濟市場化進程，提高農(nóng)民收入水平。政府可以采取措施，通過引導的方式調(diào)整相關的產(chǎn)業(yè)機構，惠及農(nóng)民群體，增加農(nóng)民收入，擴大消費需求，影響消費結構。目前階段，消費結構方面存在的很多問題都是由收入水平較低引起的，提高居民的收入水平是關鍵。產(chǎn)業(yè)結構對消費結構的影響，主要體現(xiàn)在宏觀上，即在整個社會的消費結構上發(fā)生。產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整將帶來農(nóng)村剩余勞動力的就業(yè)結構的巨大變化，勞動力流動過程實際上就是產(chǎn)業(yè)結構的升級過程。因此，應該加快農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力，將在更廣闊的范圍內(nèi)從多方面影響居民消費結構。

參考文獻

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[3]馬成文，毛舒樂.農(nóng)村居民消費結構對我國產(chǎn)業(yè)結構變動影響分析[J].特區(qū)經(jīng)濟，2010，（10）.

[4]田學斌，閆真.消費結構與產(chǎn)業(yè)結構的關系：理論框架與實證分析[J].消費經(jīng)濟，2010，26（03）

（1）格蘭杰因果檢驗。

進行格蘭杰因果關系檢驗的一個前提條件是時間序列必須具有平穩(wěn)性，否則可能會出現(xiàn)虛假回歸問題。因此在進行格蘭杰因果關系檢驗之前首先應對各指標時間序列的平穩(wěn)性進行單位根檢驗（unit root test）。常用增廣的迪基-富勒檢驗（ADF檢驗）來分別對各指標序列的平穩(wěn)性進行單位根檢驗。

現(xiàn)對原始數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理，記為lny和lnx，該做法可以部分消除異方差問題，此外，其差分表示發(fā)展速度的對數(shù)，可消除序列相關的問題。使用軟件Eviews7，對序列l(wèi)ny和lnx進行ADF檢驗，檢驗結果如下：lny和lnx的ADF檢驗值分別為：-2.4384和-1.8102，均大于顯著性水平為5%的臨界值-3.5875，故不能拒絕“序列存在單位根”的原假設，故lny和lnx為非平穩(wěn)序列；Δlny和Δlnx的ADF檢驗值分別為：-5.6491和-5.4880，均小于顯著性水平為5%的臨界值-3.6450，即在5%的顯著性水平下，拒絕原假設，Δlny和Δlnx序列不存在單位根，故Δlny和Δlnx為平穩(wěn)序列。

經(jīng)比較選擇滯后期S=K=2時的lnx和lny格蘭杰因果關系檢驗結果為：在10%的顯著性水平下，原假設“l(fā)ny不是lnx的格蘭杰原因”F統(tǒng)計量的P值為0.7641，大于010，接受原假設；而“l(fā)nx不是lny的格蘭杰原因”F統(tǒng)計量的P值為0.0823，小于0.10，拒絕原假設。可見，在新疆，產(chǎn)業(yè)結構變動是農(nóng)村居民消費結構變動的格蘭杰原因，且當年產(chǎn)業(yè)結構變動將引起下一年農(nóng)村居民消費結構的變動，而農(nóng)村居民消費結構變動則不是產(chǎn)業(yè)結構變動的格蘭杰原因。

（2）協(xié)整分析。

現(xiàn)運用EG檢驗法來檢驗它們之間是否存在長期均衡關系。應用OLS法估計的方程為

lnyt=8.3033-1.0303lnxt

（-5.9721）

上述估計方程通過統(tǒng)計顯著性檢驗?，F(xiàn)對其殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，根據(jù)AIC最小的原則，選擇滯后期P=1，ADF檢驗統(tǒng)計量值為-4.7924，小于5%顯著性水平臨界值-3.6450，DW統(tǒng)計值2.2328大于5%顯著性水平臨界值0.386，故殘差項一階單整，所以變量x，y為（2，1）階協(xié)整。說明序列l(wèi)ny和lnx線性關系顯著，即新疆產(chǎn)業(yè)結構與農(nóng)村居民消費結構之間存在長期均衡關系。方程回歸系數(shù)-1.0303表明：新疆產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的方向與農(nóng)村居民消費結構優(yōu)化升級的方向具有一致性，并且，在其他條件不變的情況下，新疆第二、三產(chǎn)業(yè)比重每上升或者下降1%，會引起農(nóng)村居民消費食品支出比重下降或者上升1.0303%。

由于歷史、社會等原因，我國長期形成了東西差距和城鄉(xiāng)差距，如2012年東部人均年收入是32713.51元，西部只是22475.10元；2012年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是245647元，而農(nóng)村居民家庭人均純收入是7916.6元，差距很大。所以地處我國西部邊陲的新疆農(nóng)村居民，整體上收入比較低，對產(chǎn)業(yè)結構的影響就相對比較弱。但是，反之，新疆產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整對農(nóng)村居民消費結構有很大影響，由于產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整某種角度上就是勞動力的流動，加快第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，增加就業(yè)，轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力，從而提高農(nóng)民收入，進而拉動消費，改善農(nóng)村居民消費結構。

3結論與政策建議

通過上述定量分析，可得出以下結論，并提出相應的政策建議。

第一，隨著改革開放的深入和西部大發(fā)展，新疆農(nóng)村居民的收入水平逐步提高，消費結構也日益多元化，食品、衣著及家庭設備上的花費支出比重不斷下降，而在居住、醫(yī)療保健、交通通訊和文教娛樂用品及其他服務支出比重則呈現(xiàn)不斷上升趨勢。

第二，新疆產(chǎn)業(yè)結構處于調(diào)整、升級階段，逐步趨于合理化。第一產(chǎn)業(yè)比重不斷下降，第二產(chǎn)業(yè)比重穩(wěn)步上升，特別地，第三產(chǎn)業(yè)比重正保持著快速增加的趨勢，逐步上升。加快第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，有助于優(yōu)化新疆產(chǎn)業(yè)結構。

第三，新疆產(chǎn)業(yè)結構變動是農(nóng)村居民消費結構變動是原因之一，并且二者之間存在著長期的協(xié)整關系。這一結論與大多數(shù)學者在全國或是其他地區(qū)研究結果截然相反，值的思考。筆者認為，由于新疆農(nóng)村特殊的地理位置及生活環(huán)境，導致農(nóng)村居民收入水平偏低，在這一階段，產(chǎn)業(yè)結

作者簡介：孫光林，新疆財經(jīng)大學統(tǒng)計學院研究生；李燕茹，新疆財經(jīng)大學統(tǒng)計學院學生。構對消費結構的影響大于消費結構對產(chǎn)業(yè)結構的影響，所以，表現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)結構影響消費結構的變動。但是隨著農(nóng)民收入水平大幅度提高，進入這一階段后，其消費結構一方面引導產(chǎn)也結構的調(diào)整，同時又制約產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化和升級，此時，消費結構對產(chǎn)業(yè)結構的影響明顯較大。

第四，調(diào)整農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結構，加快農(nóng)村經(jīng)濟市場化進程，提高農(nóng)民收入水平。政府可以采取措施，通過引導的方式調(diào)整相關的產(chǎn)業(yè)機構，惠及農(nóng)民群體，增加農(nóng)民收入，擴大消費需求，影響消費結構。目前階段，消費結構方面存在的很多問題都是由收入水平較低引起的，提高居民的收入水平是關鍵。產(chǎn)業(yè)結構對消費結構的影響，主要體現(xiàn)在宏觀上，即在整個社會的消費結構上發(fā)生。產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整將帶來農(nóng)村剩余勞動力的就業(yè)結構的巨大變化，勞動力流動過程實際上就是產(chǎn)業(yè)結構的升級過程。因此，應該加快農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力，將在更廣闊的范圍內(nèi)從多方面影響居民消費結構。

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