XIANDAIYINGXIAO战隨
陈盼
(西安财经大学陕西西安）
摘要：在市场经济时代，消费、投资和净出口三大部分，共同构成了整个国民经济，其中消费是国民经济的重要组成部分 消费对国民经济增长具有重要的拉动作用，而居民消费占据总消费的绝大部分，是经济发展的原动力因此，对于居民消费和 经济增长的研究，具有重要的理论和实际意义。 关键词：居民消费；经济增长；实证分析
中图分类号：F文献识别码：A DOI：10.19932/jki.22-1256/F.2021.01.001
随着我国经济的不断增长，消费对经济的增长越来越凸 显其重要性。一方面，我国经济长期增长促进了居民的消费，进而提高了居民的消费水平和福利待遇。另一方面，随 着国家一系列刺激消费政策的出台，居民消费也在不断地拉 动经济的增长，两者相互促进相互影响。因此，对陕西省居 民消费与经济增长之间的关系，进行研究具有重要的理论价 值和现实意义，而且对宏观经济政策的调控提供了决策性依 据。
1. 内涵
1.1居民消费
数字图像相关居民消费水平是按国民收人或国内生产总值的使用总量 中，用于居民消费的总额除以年人均人口计算的，它反映了一 个国家或地区居民的一般消费水平。
1.2经济增长
经济增长是指在一个较长的时间跨度内，一个国家或地 区国民经济生产成果的增加。相应地，经济增长率是指一国 或地区的本时期的国民经济生产成果，相对于上一期的国民 经济生产成果所增加的百分比。这里的国民经济生产的成果 通常是指国内生产总值。
2. 陕西省居民消费的现状分析
2.1陕西省居民消费状况
进人21世纪以来，陕西省城乡居民消费水平、消费结构明 显提高和改善，但城乡居民消费水平差距、消费行为差异依然 明显。陕西省城乡居民消费数据的分析结果显示，城乡消费 水平仍存在一定差距，但有逐渐缩小的趋势。
2.2陕西省居民消费特点
2.2.1总体消费水平都明显提高，城镇农村居民收入与消 费支出差异在缩小
十多年来陕西省城乡居民人均收入，均呈现逐年增长的 趋势，城镇居民可支配收人增长的幅度，基本同于同期农村居 民纯收人的增长。
2.2.2城乡居民消费结构差距对比可以看出
① 以恩格尔系数来衡量一个国家和地区人民生活水平的状况
恩格尔系数逐年下降，陕西省城镇居民恩格尔系数^ 2018年低于0.5，表明城镇居民从温饱阶段走向小康阶段。
②发展和享受类消费提高
肉禽以及奶制品消费量增加，食物结构改善；服装和鞋消 费量增加，生活水平提高。随着收人的持续增长，居民生活水 平不断提高，营养状况得到很好的改善。
③收人差距扩大趋势明显，消费持续增长缺乏后劲
3.陕西省居民消费与经济增长的实证研究
研究时间为1980-2018年陕西省居民消费与经济增长的统计学数据，使用陕西省居民消费品零售总额代表总的消费 水平，使用陕西省国内生产总值代表陕西省经济增长水平。研究中引入模型对陕西省居民消费与国内生产总值进行分析，主要通过平稳性检验、协整检验、格兰杰因果检验的分析 框架，深人分析陕西省居民消费与经济增长的内在联系。 3.1统计方法介绍
3.1.1单位根检验
单位根检验，是检验时间序列平稳性的一种方法，由于变 量间成立协整关系首先要求所涉及的变量，具有相同个数的 单位根即同阶单整。因此，单整检验即为协整分析的第一步。单整检验一般使用ADF检验。因而要判断居民消费与经济增 长是否具有长期稳定的均衡关系，即协整分析检验，必须先进 行单位根检验。
3.1.2协整检验
一些时间序列，虽然他们自身非平稳，但其某种线性组合 却平稳。这个线性组合反映了变量之间长期稳定的比例关系，称为协整。协整分析是用于非平稳经济变量之间数量关 系的最主要工具之一。本文
做的协整检验用的是•Jnhansen的 协整检验，这种检验是基于回归系数的检验。
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量子力学的建立与科技创新的评价体系3.1.3格兰杰因果检验
大民3307格兰杰检验是检验变量之间因果关系的一种方法。值得 注意的是，格兰杰因果关系检验的结论只是一种预测，是统计 意义上的“格兰杰”因果性，而不是真正意义上的因果关系，不 能作为肯定或否定因果关系的根据。本文主要对陕西省的国 内生产总值及居民消费品零售总额进行格兰杰因果检验，以此验证居民消费品零售总额是否是国内生产总值的格兰杰原 因。从而可以确定消费水平，是否是影响经济发展重要的因 素。
总之，在研究方法上，主要运用理论与实证分析相结合。以理论分析为基础，以实证分析为重点，对该问题进行了全面研究。
3.2数据处理
首先对陕西省国内生产总值和居民消费品；售额数据，进行取对数处理。
3.3统计检验
3.3.1平稳性检验
(1)先使用单位根检验，确定这两个变量之间的单整阶数。对每个变量我们使用ADF检验法，检验其稳定性和单整 阶数。在滞后期数的选择上，参照赤池信息准则AIC和施瓦 茨准则SC。
用eviews检验的结果如下：
表1LOGGDP序列的单位根检验•
t统计量P值.
ADF t统计量-0.3486020.9067 Test critical values:1%水平值-3.646342
5%水平值-2.954021
10%水平值-2.615817
"MacKinnon (1996) one-sided p-values.
月坛体育馆从检验结果看，在LOGGDP在1%、5%、10%三个显著性水 平下，单位根检验的Mackinnon临界值分别为-3.646342、-2.954021、-2.615817, t检验统计量值-0.348602大于相应临 界值，从而不能拒绝//。
，表明国内生产总值(LOGGDP)序列存在单位根，是非平稳序列。
表2 LOGTC序列的单位根检验结果
t统计量P值
ADF t统计量 1.1395200.9970 Test critical values:1%水平值-3.639407
5%水平值-2.951125
10%水平值-2.614300
•MacKinnon (1996) one-sided p-values.
从检验结果看，在LOGTC在1%、5%、10%三个显著性水 平下，单位根检验的Mackinnon临界值分别为-3.639407、-2.951125、-2.614300,1检验统计量值1.139520大于相应临界
：XIANDAIYINGXIAO：
值，从而不能拒绝仏，表明居民消费（LOGTC)序列存在单位 根，是非平稳序列。
平稳性检验结果表明，居民消费水平和国内生产总值两 个时间序列，在显著性水平上都是非平稳的，所以要先对数据进行平稳性处理——阶差分。
表3 DLOGGDP序列的单位根检验
t统计量P值
ADF t统计置-4.3404730.0017 Test critical values:1%水平值-3.646342
5%水平值-2.954021
10%水平值-2.615817
•MacKinnon (1996) one-sided p-values.
表4 DLOGTC序列的单位根检验
t统计置P值
ADF t统计置-3.7174460.0084 Test critical values:1%水平值一3.646342
5%水平值-2.954021
10%水平值-2.615817
"MacKinnon (1996) one-sided p-values.
单位跟检验分析结果可知，在所给出的显著水平下，t统 计量的值均小于相应的单位根检验的Mackimion临界值，从而 拒绝原假设，表明国内生产总值（LOGGDP)和居民消费(LOGTC)的差分序列不存在单位根，是平稳序列。即LOGGDP和 LOGTC序列是 一阶单 整的，L0GGDP~/ ⑴ ，L0GTC~ /⑴。
3.3.2协整检验
以国内生产总值U〇C Z)P)为被解释变量，居民消费a〇G rc)为解释变量，用0L S回归方法估计回归模型，结果如 下：
协和医院皮肤科表5 LOGGDP对LOGTC的O LS回归结果
变量系数误差t统计置P值
C0.0475710.028936 1.6440430.1097 LOGTC 1.1386560.010569107.73840.0000
R-squared0.997165Mean dependent var 3.087457 Adjusted R-squared0.997079S.D. dependent var0.702266 S.E. of regression0.037954Akaike info criterion-3.649453 Sum squared resid0.047536Schwarz criterion-3.560576 Log likelihood65.86543Hannan-Quinn criter.-3.618773
F-statistic11607.56Durbin-W atson stat0.493112 Prob(F-statistic)〇.〇〇〇〇〇〇
估计的回归模型为：L0CZ)P= 0.047561 + 1.138656 x LOGTC + e,
由上述结果可知:L o c r c的r统计量显著;= 0.997165, 说明模拟优度高;F值也显著。所以这个回归方程单从统计上
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讲是很好的。
将上述OLS回归得到的残差序列(^进行提取，再对残差序 列进行平稳性检验，若残差为平稳序列，则iDC/V与L o c r c 存在协整关系。
表6残差序列E的单位根检验
t-S tatistic Prob.*.
Augmented Dickey-Fuller test statistic-6.4803590.0000 Test critical values:1%level-3.646342
5% level-2.954021
10% level-2.615817
•MacKinnon (1996) one-sided p-values.
上述检验结果说明：在任何的显著水平下，残差e序列的t 统计量的值均小于相应的单位根检验的Mackinnon临界值，即残差f序列不存在单位根，是平稳序列，说明居民消费a o c r c)和国内生产总fiU O C D P)之间存在协整关系。
以olocz)p为被解释变量，以z>i〇c r c和(^，为解释变量，估计回归模型。
表7误差修正模型的估计回归结果
变量系数误差T统计置P值.
C-0.0011750.002971-0.3954080.6952 DLOGTC 1.1323110.004667242.59480.0000 e,-i-0.5000080.075821-6.5945560.0000 R-squared0.999457Mean dependent var-0.056494 Adjusted R-squared0.999423S.D.dependent var0.729663 S.E. of regression0.017525Akaike info criterion-5.168564 Sum squared resid0.009828Schwarz criterion-5.035249 Log likelihood93.44987Hgnnsn—Oui门n critsr.-5.122544
F-statistic29453.97Durbin-W atson stat 1.493424 Prob(F-statistic)〇.〇〇〇〇〇〇
最终得到误差修正模型的估计结果:
DLOGDP= -0.001175 + 1.132311x DLOGTC - 0.500008e,_，上述估计结果显示，陕西省国内生产总值的变化不仅取 决于居民消费的变化，而且还取决于上一期国内生产总值对 均衡水平的偏离。
3.3.3格兰杰因果检验
为了防止产生伪回归的现象，还需做格兰杰因果检验，进 行验证，即检验总消费对经济增长的因果性（设定滞后期为3)0
表8居民消费对经济增长因果关系检验
原假设：观测值F统计量P值LOGTC不是LOGDP的格兰杰原因337.358980.0027 LOGDP不是LOGTC的格兰杰原因0.016890.9833
由表8分析结果可以看出p= 0.0027 < 0.05，因此，总消费
水平不是经济增长的格兰杰原因的原假设被拒绝，故可以认
为总消费水平是导致经济增长的重要因素，然而经济增长不
是总消费的格兰杰原因被接受，即经济增长并没有导致消费
水平的上升。
从以上实证研究可以看到，陕西省居民消费和经济增长
之间，确实存在长期稳定关系。因而，如果居民消费出现波
动，势必会影响经济的平稳增长。
4.结论及建议
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4.1结论
陕西省国内生产总值的变化不仅取决于居民消费的变
化，还取决于上一期国内生产总值对均衡水平的偏离，误差修
正项的系数体现了对偏离的修正，上一期偏离较远，本期修正
的量就越大。研究表明，在给出的显著性水平上可以认为居
民消费是经济增长的格兰杰原因，但也应该注意，检验的结果
并没有表明经济增长是居民消费增长的格兰杰原因，这也再
次印证了前文关于经济增长不是总消费的格兰杰原因的结
论。
4.2建议
为促进陕西省经济发展，应促进陕西省居民消费。（1)加
强宣传引导，增强居民自主消费意识。相关部门应根据各地
方不同的情况，不断贯彻并落实新消费理念的宣传，帮助居民
转变旧的消费观念和消费习惯，树立新的消费意识，鼓励适度
合理消费。（2)加快国民收人分配结构的调整。通过提高低收
人居民的工资水平，提高劳动报酬在初次分配中所占的比重。
通过调整二次分配，缩小收入分布不公的现象，进一步提高低
收人体的消费。（3)继续鼓励各级政府，有条件的话继续实
施各种直接刺激消费的政策。主要包括：“家电下乡”补贴、车
辆购置减免税等措施。
参考文献：
[1] 尹世杰，蔡德容.消费经济学原理[J].经济科学出版社, 2000.
[2] 邱东.国民经济统计学[M l.大连：东北财经大学出版社, 2001:253-254.
[3] 李益梅.区域性城乡收入差距问题研究[C].南昌大学, 2007.
[4] 魏宝滨.中国城乡居民消费结构变动对比分析[C】.山东财经大学,2010.
间甘甜.基于非参数理论对我国中西部居民收入差距的
研究⑴.企业导报,2013:16-17.
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