吳菲菲

摘要：利用1985-2012年的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，首先對(duì)新疆農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)趨勢(shì)進(jìn)行分析，其次運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，從短期波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡的角度，實(shí)證研究新疆農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的互動(dòng)關(guān)系。結(jié)論表明：新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)是其農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的原因之一。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；新疆；協(xié)整檢驗(yàn)

中圖分類號(hào)：F2文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：16723198（2014）07004802

消費(fèi)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是構(gòu)成一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)總和的重要組成部分，二者的優(yōu)化和升級(jí)對(duì)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著至關(guān)重要的作用。國(guó)內(nèi)許多學(xué)者對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的研究日益深入，田學(xué)斌（2010）構(gòu)建消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的解釋性框架，并以河北省為例，對(duì)二者進(jìn)行實(shí)證分析，得出結(jié)論：要促進(jìn)河北消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，必須提高居民的收入水平。馬成文（2010）運(yùn)用數(shù)量經(jīng)濟(jì)方法分析結(jié)果表明：農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)是我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的內(nèi)在動(dòng)因，二者之間存在著長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。由于我國(guó)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(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)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(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的互動(dòng)關(guān)系這一問(wèn)題。

1新疆農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演變

1.1農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的基本情況

隨著新疆經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和收入水平的提高，農(nóng)村居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)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(shì)，由14.70%提高到2475%；人均家庭設(shè)備用品及服務(wù)支出比重呈下降趨勢(shì)但波動(dòng)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(shì)，由4.22%提高到12.32%；人均交通通訊和文化教育娛樂(lè)用品及服務(wù)支出比重均呈緩慢上升趨勢(shì)，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(shì)，由57.87%下降到3605%，除個(gè)別年份有所波動(dòng)外，比如1989-1994年和1996-1999年，呈上升趨勢(shì)。在此期間，與全國(guó)農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)變動(dòng)趨勢(shì)相比，新疆農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)總是低于全國(guó)的。在1992年之前，二者呈現(xiàn)相同變動(dòng)趨勢(shì)，先下降，后上升；1992-1999年，新疆農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)波動(dòng)較大，分別在1994和1996年達(dá)到最大值56.96%和最小值4575%；1999-2012年，新疆和全國(guó)農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)呈現(xiàn)相同的趨勢(shì)，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(guó)和新疆農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)變動(dòng)趨勢(shì)

數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2013，新疆統(tǒng)計(jì)年鑒1994-2013，

注1997年數(shù)據(jù)使用缺失值填補(bǔ)。1.2產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的基本情況

如圖2所示，自改革開(kāi)放以來(lái)，新疆在保持經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的同時(shí)，始終不斷的調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，使其更趨合理化和高度化。從統(tǒng)計(jì)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(shì)發(fā)生很大變動(dòng)，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(shì)，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(guò)第一產(chǎn)業(yè)比重，達(dá)到367%，2004年到2012近十年以來(lái)，第二產(chǎn)業(yè)比重明顯領(lǐng)先于第三產(chǎn)業(yè)比重，達(dá)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(diǎn)，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(dá)到最大值437%，但此后呈下降趨勢(shì)，直至2010年有上升趨勢(shì)，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(jié)構(gòu)的這種演變過(guò)程與工業(yè)化進(jìn)程和戰(zhàn)略調(diào)整密切相關(guān)。自2002年以后，由于居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)和城市化進(jìn)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(jìn)而導(dǎo)致第三產(chǎn)業(yè)比重下降。

2.1研究方法與指標(biāo)數(shù)據(jù)說(shuō)明

（1）研究方法。

本文首先采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)來(lái)分析新疆農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的因果關(guān)系，然后采用Engle-Granger檢驗(yàn)法檢驗(yàn)二者之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)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?yàn)樗膽?yīng)用遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出對(duì)線性回歸的診斷。在許多情況下，經(jīng)濟(jì)理論告訴我們兩個(gè)變量應(yīng)該是協(xié)整的，對(duì)協(xié)整性的檢驗(yàn)就是對(duì)經(jīng)濟(jì)理論正確性的檢驗(yàn)。比如，消費(fèi)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的某些指標(biāo)都是隨機(jī)游走的，我們希望這兩個(gè)變量長(zhǎng)期是相關(guān)的，所以要證明它們的某個(gè)線性組合是平穩(wěn)的。

（2）指標(biāo)選取。

按照中國(guó)的統(tǒng)計(jì)方法，農(nóng)村居民消費(fèi)支出分八項(xiàng)，包括食品、衣著、設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通和通訊、娛樂(lè)文教服務(wù)、居住和雜項(xiàng)商品及服務(wù)，各項(xiàng)支出之間的比例關(guān)系就是消費(fèi)結(jié)構(gòu)。本文著重分析新疆農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的特點(diǎn)，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(fèi)結(jié)構(gòu)的代表變量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)通常用三大產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重來(lái)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(jié)構(gòu)的綜合變動(dòng)狀況。所選取數(shù)據(jù)樣本期為1985-2012年，來(lái)源于《新疆統(tǒng)計(jì)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(yùn)用軟件spss20，采用缺失點(diǎn)處線性趨勢(shì)法，應(yīng)用缺失值所在的整個(gè)序列建立線性回歸方程，然后用回歸方程在缺失點(diǎn)處的預(yù)測(cè)值填充缺失值。

2.2農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的實(shí)證分析

（1）格蘭杰因果檢驗(yàn)。

進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的一個(gè)前提條件是時(shí)間序列必須具有平穩(wěn)性，否則可能會(huì)出現(xiàn)虛假回歸問(wèn)題。因此在進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)之前首先應(yīng)對(duì)各指標(biāo)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（unit root test）。常用增廣的迪基-富勒檢驗(yàn)（ADF檢驗(yàn)）來(lái)分別對(duì)各指標(biāo)序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

現(xiàn)對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，記為lny和lnx，該做法可以部分消除異方差問(wèn)題，此外，其差分表示發(fā)展速度的對(duì)數(shù)，可消除序列相關(guān)的問(wèn)題。使用軟件Eviews7，對(duì)序列l(wèi)ny和lnx進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：lny和lnx的ADF檢驗(yàn)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(shè)，故lny和lnx為非平穩(wěn)序列；Δlny和Δlnx的ADF檢驗(yàn)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(shè)，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(shí)的lnx和lny格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果為：在10%的顯著性水平下，原假設(shè)“l(fā)ny不是lnx的格蘭杰原因”F統(tǒng)計(jì)量的P值為0.7641，大于010，接受原假設(shè)；而“l(fā)nx不是lny的格蘭杰原因”F統(tǒng)計(jì)量的P值為0.0823，小于0.10，拒絕原假設(shè)?？梢?jiàn)，在新疆，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)是農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的格蘭杰原因，且當(dāng)年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)將引起下一年農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，而農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)則不是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的格蘭杰原因。

（2）協(xié)整分析。

現(xiàn)運(yùn)用EG檢驗(yàn)法來(lái)檢驗(yàn)它們之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。應(yīng)用OLS法估計(jì)的方程為

lnyt=8.3033-1.0303lnxt

（-5.9721）

上述估計(jì)方程通過(guò)統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)?，F(xiàn)對(duì)其殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，根據(jù)AIC最小的原則，選擇滯后期P=1，ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為-4.7924，小于5%顯著性水平臨界值-3.6450，DW統(tǒng)計(jì)值2.2328大于5%顯著性水平臨界值0.386，故殘差項(xiàng)一階單整，所以變量x，y為（2，1）階協(xié)整。說(shuō)明序列l(wèi)ny和lnx線性關(guān)系顯著，即新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。方程回歸系數(shù)-1.0303表明：新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的方向與農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)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(huì)引起農(nóng)村居民消費(fèi)食品支出比重下降或者上升1.0303%。

由于歷史、社會(huì)等原因，我國(guó)長(zhǎng)期形成了東西差距和城鄉(xiāng)差距，如2012年?yáng)|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(guó)西部邊陲的新疆農(nóng)村居民，整體上收入比較低，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響就相對(duì)比較弱。但是，反之，新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)有很大影響，由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整某種角度上就是勞動(dòng)力的流動(dòng)，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(dòng)力，從而提高農(nóng)民收入，進(jìn)而拉動(dòng)消費(fèi)，改善農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

3結(jié)論與政策建議

通過(guò)上述定量分析，可得出以下結(jié)論，并提出相應(yīng)的政策建議。

第一，隨著改革開(kāi)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(fèi)結(jié)構(gòu)也日益多元化，食品、衣著及家庭設(shè)備上的花費(fèi)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(lè)用品及其他服務(wù)支出比重則呈現(xiàn)不斷上升趨勢(shì)。

第二，新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)處于調(diào)整、升級(jí)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(shì)，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(jié)構(gòu)。

第三，新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)是農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)是原因之一，并且二者之間存在著長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。這一結(jié)論與大多數(shù)學(xué)者在全國(guó)或是其他地區(qū)研究結(jié)果截然相反，值的思考。筆者認(rèn)為，由于新疆農(nóng)村特殊的地理位置及生活環(huán)境，導(dǎo)致農(nóng)村居民收入水平偏低，在這一階段，產(chǎn)業(yè)結(jié)

作者簡(jiǎn)介：孫光林，新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院研究生；李燕茹，新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院學(xué)生。構(gòu)對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響大于消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，所以，表現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)。但是隨著農(nóng)民收入水平大幅度提高，進(jìn)入這一階段后，其消費(fèi)結(jié)構(gòu)一方面引導(dǎo)產(chǎn)也結(jié)構(gòu)的調(diào)整，同時(shí)又制約產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級(jí)，此時(shí)，消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響明顯較大。

第四，調(diào)整農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快農(nóng)村經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)化進(jìn)程，提高農(nóng)民收入水平。政府可以采取措施，通過(guò)引導(dǎo)的方式調(diào)整相關(guān)的產(chǎn)業(yè)機(jī)構(gòu)，惠及農(nóng)民群體，增加農(nóng)民收入，擴(kuò)大消費(fèi)需求，影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)。目前階段，消費(fèi)結(jié)構(gòu)方面存在的很多問(wèn)題都是由收入水平較低引起的，提高居民的收入水平是關(guān)鍵。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，主要體現(xiàn)在宏觀上，即在整個(gè)社會(huì)的消費(fèi)結(jié)構(gòu)上發(fā)生。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整將帶來(lái)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的就業(yè)結(jié)構(gòu)的巨大變化，勞動(dòng)力流動(dòng)過(guò)程實(shí)際上就是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)過(guò)程。因此，應(yīng)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(dòng)力，將在更廣闊的范圍內(nèi)從多方面影響居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

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（1）格蘭杰因果檢驗(yàn)。

進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的一個(gè)前提條件是時(shí)間序列必須具有平穩(wěn)性，否則可能會(huì)出現(xiàn)虛假回歸問(wèn)題。因此在進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)之前首先應(yīng)對(duì)各指標(biāo)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（unit root test）。常用增廣的迪基-富勒檢驗(yàn)（ADF檢驗(yàn)）來(lái)分別對(duì)各指標(biāo)序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

現(xiàn)對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，記為lny和lnx，該做法可以部分消除異方差問(wèn)題，此外，其差分表示發(fā)展速度的對(duì)數(shù)，可消除序列相關(guān)的問(wèn)題。使用軟件Eviews7，對(duì)序列l(wèi)ny和lnx進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：lny和lnx的ADF檢驗(yàn)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(shè)，故lny和lnx為非平穩(wěn)序列；Δlny和Δlnx的ADF檢驗(yàn)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(shè)，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(shí)的lnx和lny格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果為：在10%的顯著性水平下，原假設(shè)“l(fā)ny不是lnx的格蘭杰原因”F統(tǒng)計(jì)量的P值為0.7641，大于010，接受原假設(shè)；而“l(fā)nx不是lny的格蘭杰原因”F統(tǒng)計(jì)量的P值為0.0823，小于0.10，拒絕原假設(shè)?？梢?jiàn)，在新疆，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)是農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的格蘭杰原因，且當(dāng)年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)將引起下一年農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，而農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)則不是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的格蘭杰原因。

（2）協(xié)整分析。

現(xiàn)運(yùn)用EG檢驗(yàn)法來(lái)檢驗(yàn)它們之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。應(yīng)用OLS法估計(jì)的方程為

lnyt=8.3033-1.0303lnxt

（-5.9721）

上述估計(jì)方程通過(guò)統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)?，F(xiàn)對(duì)其殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，根據(jù)AIC最小的原則，選擇滯后期P=1，ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為-4.7924，小于5%顯著性水平臨界值-3.6450，DW統(tǒng)計(jì)值2.2328大于5%顯著性水平臨界值0.386，故殘差項(xiàng)一階單整，所以變量x，y為（2，1）階協(xié)整。說(shuō)明序列l(wèi)ny和lnx線性關(guān)系顯著，即新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。方程回歸系數(shù)-1.0303表明：新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的方向與農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)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(huì)引起農(nóng)村居民消費(fèi)食品支出比重下降或者上升1.0303%。

由于歷史、社會(huì)等原因，我國(guó)長(zhǎng)期形成了東西差距和城鄉(xiāng)差距，如2012年?yáng)|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(guó)西部邊陲的新疆農(nóng)村居民，整體上收入比較低，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響就相對(duì)比較弱。但是，反之，新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)有很大影響，由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整某種角度上就是勞動(dòng)力的流動(dòng)，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(dòng)力，從而提高農(nóng)民收入，進(jìn)而拉動(dòng)消費(fèi)，改善農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

3結(jié)論與政策建議

通過(guò)上述定量分析，可得出以下結(jié)論，并提出相應(yīng)的政策建議。

第一，隨著改革開(kāi)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(fèi)結(jié)構(gòu)也日益多元化，食品、衣著及家庭設(shè)備上的花費(fèi)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(lè)用品及其他服務(wù)支出比重則呈現(xiàn)不斷上升趨勢(shì)。

第二，新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)處于調(diào)整、升級(jí)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(shì)，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(jié)構(gòu)。

第三，新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)是農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)是原因之一，并且二者之間存在著長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。這一結(jié)論與大多數(shù)學(xué)者在全國(guó)或是其他地區(qū)研究結(jié)果截然相反，值的思考。筆者認(rèn)為，由于新疆農(nóng)村特殊的地理位置及生活環(huán)境，導(dǎo)致農(nóng)村居民收入水平偏低，在這一階段，產(chǎn)業(yè)結(jié)

作者簡(jiǎn)介：孫光林，新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院研究生；李燕茹，新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院學(xué)生。構(gòu)對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響大于消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，所以，表現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)。但是隨著農(nóng)民收入水平大幅度提高，進(jìn)入這一階段后，其消費(fèi)結(jié)構(gòu)一方面引導(dǎo)產(chǎn)也結(jié)構(gòu)的調(diào)整，同時(shí)又制約產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級(jí)，此時(shí)，消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響明顯較大。

第四，調(diào)整農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快農(nóng)村經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)化進(jìn)程，提高農(nóng)民收入水平。政府可以采取措施，通過(guò)引導(dǎo)的方式調(diào)整相關(guān)的產(chǎn)業(yè)機(jī)構(gòu)，惠及農(nóng)民群體，增加農(nóng)民收入，擴(kuò)大消費(fèi)需求，影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)。目前階段，消費(fèi)結(jié)構(gòu)方面存在的很多問(wèn)題都是由收入水平較低引起的，提高居民的收入水平是關(guān)鍵。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，主要體現(xiàn)在宏觀上，即在整個(gè)社會(huì)的消費(fèi)結(jié)構(gòu)上發(fā)生。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整將帶來(lái)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的就業(yè)結(jié)構(gòu)的巨大變化，勞動(dòng)力流動(dòng)過(guò)程實(shí)際上就是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)過(guò)程。因此，應(yīng)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(dòng)力，將在更廣闊的范圍內(nèi)從多方面影響居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

參考文獻(xiàn)

[1]平狄克.計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型與經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)[M].北京：機(jī)械工業(yè)出版社，1999.

[2]新疆統(tǒng)計(jì)局.新疆統(tǒng)計(jì)年鑒（19942013）[M].北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，19942013.

[3]馬成文，毛舒樂(lè).農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)影響分析[J].特區(qū)經(jīng)濟(jì)，2010，（10）.

[4]田學(xué)斌，閆真.消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系：理論框架與實(shí)證分析[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2010，26（03）

（1）格蘭杰因果檢驗(yàn)。

進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的一個(gè)前提條件是時(shí)間序列必須具有平穩(wěn)性，否則可能會(huì)出現(xiàn)虛假回歸問(wèn)題。因此在進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)之前首先應(yīng)對(duì)各指標(biāo)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（unit root test）。常用增廣的迪基-富勒檢驗(yàn)（ADF檢驗(yàn)）來(lái)分別對(duì)各指標(biāo)序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

現(xiàn)對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，記為lny和lnx，該做法可以部分消除異方差問(wèn)題，此外，其差分表示發(fā)展速度的對(duì)數(shù)，可消除序列相關(guān)的問(wèn)題。使用軟件Eviews7，對(duì)序列l(wèi)ny和lnx進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：lny和lnx的ADF檢驗(yàn)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(shè)，故lny和lnx為非平穩(wěn)序列；Δlny和Δlnx的ADF檢驗(yàn)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(shè)，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(shí)的lnx和lny格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果為：在10%的顯著性水平下，原假設(shè)“l(fā)ny不是lnx的格蘭杰原因”F統(tǒng)計(jì)量的P值為0.7641，大于010，接受原假設(shè)；而“l(fā)nx不是lny的格蘭杰原因”F統(tǒng)計(jì)量的P值為0.0823，小于0.10，拒絕原假設(shè)?？梢?jiàn)，在新疆，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)是農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的格蘭杰原因，且當(dāng)年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)將引起下一年農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，而農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)則不是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的格蘭杰原因。

（2）協(xié)整分析。

現(xiàn)運(yùn)用EG檢驗(yàn)法來(lái)檢驗(yàn)它們之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。應(yīng)用OLS法估計(jì)的方程為

lnyt=8.3033-1.0303lnxt

（-5.9721）

上述估計(jì)方程通過(guò)統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)?，F(xiàn)對(duì)其殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，根據(jù)AIC最小的原則，選擇滯后期P=1，ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為-4.7924，小于5%顯著性水平臨界值-3.6450，DW統(tǒng)計(jì)值2.2328大于5%顯著性水平臨界值0.386，故殘差項(xiàng)一階單整，所以變量x，y為（2，1）階協(xié)整。說(shuō)明序列l(wèi)ny和lnx線性關(guān)系顯著，即新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。方程回歸系數(shù)-1.0303表明：新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的方向與農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)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(huì)引起農(nóng)村居民消費(fèi)食品支出比重下降或者上升1.0303%。

由于歷史、社會(huì)等原因，我國(guó)長(zhǎng)期形成了東西差距和城鄉(xiāng)差距，如2012年?yáng)|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(guó)西部邊陲的新疆農(nóng)村居民，整體上收入比較低，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響就相對(duì)比較弱。但是，反之，新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)有很大影響，由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整某種角度上就是勞動(dòng)力的流動(dòng)，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(dòng)力，從而提高農(nóng)民收入，進(jìn)而拉動(dòng)消費(fèi)，改善農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

3結(jié)論與政策建議

通過(guò)上述定量分析，可得出以下結(jié)論，并提出相應(yīng)的政策建議。

第一，隨著改革開(kāi)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(fèi)結(jié)構(gòu)也日益多元化，食品、衣著及家庭設(shè)備上的花費(fèi)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(lè)用品及其他服務(wù)支出比重則呈現(xiàn)不斷上升趨勢(shì)。

第二，新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)處于調(diào)整、升級(jí)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(shì)，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(jié)構(gòu)。

第三，新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)是農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)是原因之一，并且二者之間存在著長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。這一結(jié)論與大多數(shù)學(xué)者在全國(guó)或是其他地區(qū)研究結(jié)果截然相反，值的思考。筆者認(rèn)為，由于新疆農(nóng)村特殊的地理位置及生活環(huán)境，導(dǎo)致農(nóng)村居民收入水平偏低，在這一階段，產(chǎn)業(yè)結(jié)

作者簡(jiǎn)介：孫光林，新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院研究生；李燕茹，新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院學(xué)生。構(gòu)對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響大于消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，所以，表現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)。但是隨著農(nóng)民收入水平大幅度提高，進(jìn)入這一階段后，其消費(fèi)結(jié)構(gòu)一方面引導(dǎo)產(chǎn)也結(jié)構(gòu)的調(diào)整，同時(shí)又制約產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級(jí)，此時(shí)，消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響明顯較大。

第四，調(diào)整農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快農(nóng)村經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)化進(jìn)程，提高農(nóng)民收入水平。政府可以采取措施，通過(guò)引導(dǎo)的方式調(diào)整相關(guān)的產(chǎn)業(yè)機(jī)構(gòu)，惠及農(nóng)民群體，增加農(nóng)民收入，擴(kuò)大消費(fèi)需求，影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)。目前階段，消費(fèi)結(jié)構(gòu)方面存在的很多問(wèn)題都是由收入水平較低引起的，提高居民的收入水平是關(guān)鍵。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，主要體現(xiàn)在宏觀上，即在整個(gè)社會(huì)的消費(fèi)結(jié)構(gòu)上發(fā)生。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整將帶來(lái)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的就業(yè)結(jié)構(gòu)的巨大變化，勞動(dòng)力流動(dòng)過(guò)程實(shí)際上就是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)過(guò)程。因此，應(yīng)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(dòng)力，將在更廣闊的范圍內(nèi)從多方面影響居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

參考文獻(xiàn)

[1]平狄克.計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型與經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)[M].北京：機(jī)械工業(yè)出版社，1999.

[2]新疆統(tǒng)計(jì)局.新疆統(tǒng)計(jì)年鑒（19942013）[M].北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，19942013.

[3]馬成文，毛舒樂(lè).農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)影響分析[J].特區(qū)經(jīng)濟(jì)，2010，（10）.

[4]田學(xué)斌，閆真.消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系：理論框架與實(shí)證分析[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2010，26（03）