【摘 要】自2015年來(lái)，供給側(cè)改革深入到消費(fèi)領(lǐng)域，不再是從需求側(cè)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?；诖吮尘埃疚氖占?978-2014年的全國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)和GDP數(shù)據(jù)，實(shí)證研究GDP如何影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)、農(nóng)村居民消費(fèi)，分析它們之間的關(guān)聯(lián)性如何。結(jié)果表明：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與居民消費(fèi)存在正相關(guān)性，GDP能夠明顯促進(jìn)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)和農(nóng)村居民消費(fèi)，并且對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的促進(jìn)作用更明顯。

【關(guān)鍵詞】居民消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；相關(guān)性

一、引言

自2015年以來(lái)，供給側(cè)改革在各領(lǐng)域不斷深入推進(jìn)，消費(fèi)也納入到供給側(cè)改革當(dāng)中。在2015年11月22日、23日，國(guó)務(wù)院出臺(tái)兩項(xiàng)指導(dǎo)意見(jiàn)旨在促消費(fèi)?！吨袊?guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2015年）》數(shù)據(jù)顯示，2014年三大需求對(duì)GDP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)中，消費(fèi)占比51.6%，投資占比46.7%，出口則僅占1.7%?！叭{馬車”中，消費(fèi)拉動(dòng)GDP增長(zhǎng)3.8%，投資則為3.4%，出口僅是0.1%。比較貢獻(xiàn)比例和拉動(dòng)比例，消費(fèi)無(wú)不是影響國(guó)民生長(zhǎng)總值的首要因素。根據(jù)此背景，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)所起的作用有何差異值得研究。

二、文獻(xiàn)綜述

在國(guó)內(nèi)，早期對(duì)居民消費(fèi)的研究大多是圍繞消費(fèi)、出口、投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系展開(kāi)進(jìn)行。如：徐永兵（2006）以消費(fèi)、投資、出口作為自變量，研究三者與GDP的關(guān)系，結(jié)論發(fā)現(xiàn)三者均能正向促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但是投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響更大。與徐永兵的研究不同，李占風(fēng)、袁知英（2009）則是分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)該三者的影響，研究結(jié)果表明進(jìn)出口受到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響最大，其后依次是居民消費(fèi)和投資。隨后，有學(xué)者將研究方向更為細(xì)化，具體研究居民消費(fèi)構(gòu)成與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相關(guān)性。如，王怡、李樹(shù)民（2012）以東部十省市作為研究樣本，采用VAR模型深入研究城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，認(rèn)為二者之間存在一定的相互影響。也有學(xué)者將研究方向轉(zhuǎn)到城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)這一領(lǐng)域。查道中、吉文惠（2011）引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)這一變量，指出三者之間存在一定關(guān)聯(lián)性。孫皓、胡鞍鋼（2013）也指出城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)能夠提高GDP，未來(lái)時(shí)期以刺激居民消費(fèi)推動(dòng)GDP增長(zhǎng)實(shí)為必要。

三、實(shí)證分析

1.研究變量與模型

本文選用多元線性回歸法，選取城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出（UH）、農(nóng)村居民消費(fèi)支出（RH）、總居民消費(fèi)支出（HC）作為因變量，全國(guó)GDP為解釋變量。為了避免異方差影響回歸結(jié)果準(zhǔn)確性，將各變量取對(duì)數(shù)納入方程，回歸方程為：

其中，C1 、C2、C3為截距項(xiàng)，α1、α2 、α3為GDP對(duì)HC、UH、RH的影響系數(shù)，ε1、ε2、ε3是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。本文的HC、UH、RH及GDP數(shù)據(jù)均來(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2015）》，研究時(shí)間跨度為1978-2014年。

2.描述性分析

利用計(jì)量軟件EVIEWS8.0對(duì)各變量作初步處理。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果中，GDP由1978年的3650.2億元增長(zhǎng)到2014年的636138.7億元，后者是前者的174倍。總消費(fèi)支出從1978年的1759.1億元增長(zhǎng)到2014年242927.4億元，提升了138倍。比較城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出和農(nóng)村居民消費(fèi)支出，RH的平均值和最大值遠(yuǎn)低于UH，但二者中位值較為接近，說(shuō)明RH和UH之間的差距在不斷擴(kuò)大， UH的增速遠(yuǎn)高于RH。同時(shí)，比較各項(xiàng)指標(biāo)的偏度和峰度，均是在1和4附近，說(shuō)明各變量的分布為高窄峰。

3.單位根檢驗(yàn)

在LLC方法下，P值為0.01，小于0.05，表明各變量原始數(shù)列是平穩(wěn)的，但在IPS和ADF方法下，P值均是大于0.1，原始數(shù)據(jù)為非平穩(wěn)序列。將變量做一階差分處理后，各變量伴隨概率均通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明各變量為一階單整的時(shí)間序列。

4.回歸分析

根據(jù)回歸模型，計(jì)算各方程系數(shù)。結(jié)果分析如下：lnGDP對(duì)lnHC的彈性系數(shù)為0.97，

說(shuō)明GDP增加1各單位，HC就會(huì)增長(zhǎng)0.97。方程（1）的可決系數(shù)為0.95，表明方程（1）的自變量能解釋95%的因變量變化。F統(tǒng)計(jì)量的P值為0.00，小于0.01，變量之間線性關(guān)系顯著。同時(shí)，本文將HC分為UH和RH，分別進(jìn)行回歸，用來(lái)分析GDP對(duì)UH和RH 的影響差異。表3顯示，UH的系數(shù)為1.09，大于RH的系數(shù)，說(shuō)明GDP對(duì)UH的影響更大。同時(shí)，方程（2）和（3）的R2和Adj-R2都比較高，說(shuō)明lnGDP是lnUH、lnRH的主要影響因素，F(xiàn)值均顯著，表明回歸結(jié)果有較高的可信度。

四、研究總結(jié)

根據(jù)研究結(jié)果，本文得出以下結(jié)論：第一，總的來(lái)講，GDP能正向促進(jìn)總居民消費(fèi)。居民收入水平是影響消費(fèi)能力的額重要因素。第二，相對(duì)于農(nóng)村居民消費(fèi)，GDP增加明顯影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)。主要原因可能在于這兩方面：第一，城鎮(zhèn)居民收入普遍高于農(nóng)村居民，較高的收入水平是高消費(fèi)支出的經(jīng)濟(jì)保障。高收入水平有著更高的消費(fèi)基礎(chǔ)。城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距大也從側(cè)面體現(xiàn)城鄉(xiāng)居民收入的極大距離。第三，城鎮(zhèn)的物價(jià)水平一般高于農(nóng)村。城鎮(zhèn)居民的生活成本要高于農(nóng)村居民，相應(yīng)會(huì)增多消費(fèi)支出。

參考文獻(xiàn)：

[1]許永兵.消費(fèi)需求影響經(jīng)濟(jì)的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)與管理，2006（5）：5-8.

[2]李占風(fēng)，袁知英.我國(guó)消費(fèi)、投資、凈出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].統(tǒng)計(jì)研究，2009（2）：39-42.

[3]查道中，吉文惠.城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)聯(lián)研究——基于VAR模型的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2011（7）：19-22.

[4]王怡，李樹(shù)民.城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2012（10）：133-135.

[5]孫皓，胡鞍鋼.城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的消費(fèi)增長(zhǎng)效應(yīng)分析[J].財(cái)政研究，2013（7）：56-62.

作者簡(jiǎn)介：

王鐸（1994—），籍貫：新疆維吾爾自治區(qū)和靜縣，工作單位：喀什大學(xué)。