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      城鄉(xiāng)居民消費與經(jīng)濟增長波動相關(guān)性的差異分析

      2017-01-16 18:01:05王鐸
      中國經(jīng)貿(mào) 2016年22期
      關(guān)鍵詞:居民消費相關(guān)性經(jīng)濟增長

      【摘 要】自2015年來,供給側(cè)改革深入到消費領(lǐng)域,不再是從需求側(cè)推動經(jīng)濟發(fā)展。基于此背景,本文收集1978-2014年的全國城鄉(xiāng)居民消費和GDP數(shù)據(jù),實證研究GDP如何影響城鎮(zhèn)居民消費、農(nóng)村居民消費,分析它們之間的關(guān)聯(lián)性如何。結(jié)果表明:經(jīng)濟增長與居民消費存在正相關(guān)性,GDP能夠明顯促進城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費,并且對城鎮(zhèn)居民消費的促進作用更明顯。

      【關(guān)鍵詞】居民消費;經(jīng)濟增長;相關(guān)性

      一、引言

      自2015年以來,供給側(cè)改革在各領(lǐng)域不斷深入推進,消費也納入到供給側(cè)改革當中。在2015年11月22日、23日,國務(wù)院出臺兩項指導意見旨在促消費?!吨袊y(tǒng)計年鑒(2015年)》數(shù)據(jù)顯示,2014年三大需求對GDP增長的貢獻中,消費占比51.6%,投資占比46.7%,出口則僅占1.7%?!叭{馬車”中,消費拉動GDP增長3.8%,投資則為3.4%,出口僅是0.1%。比較貢獻比例和拉動比例,消費無不是影響國民生長總值的首要因素。根據(jù)此背景,經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)居民消費所起的作用有何差異值得研究。

      二、文獻綜述

      在國內(nèi),早期對居民消費的研究大多是圍繞消費、出口、投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系展開進行。如:徐永兵(2006)以消費、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)三者均能正向促進經(jīng)濟增長,但是投資對經(jīng)濟增長的影響更大。與徐永兵的研究不同,李占風、袁知英(2009)則是分析經(jīng)濟增長對該三者的影響,研究結(jié)果表明進出口受到經(jīng)濟增長的影響最大,其后依次是居民消費和投資。隨后,有學者將研究方向更為細化,具體研究居民消費構(gòu)成與經(jīng)濟增長之間的相關(guān)性。如,王怡、李樹民(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)居民消費對經(jīng)濟增長的影響,認為二者之間存在一定的相互影響。也有學者將研究方向轉(zhuǎn)到城鄉(xiāng)居民消費結(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)居民消費結(jié)構(gòu)升級能夠提高GDP,未來時期以刺激居民消費推動GDP增長實為必要。

      三、實證分析

      1.研究變量與模型

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

      其中,C1 、C2、C3為截距項,α1、α2 、α3為GDP對HC、UH、RH的影響系數(shù),ε1、ε2、ε3是隨機擾動項。本文的HC、UH、RH及GDP數(shù)據(jù)均來自于《中國統(tǒng)計年鑒(2015)》,研究時間跨度為1978-2014年。

      2.描述性分析

      利用計量軟件EVIEWS8.0對各變量作初步處理。描述性統(tǒng)計結(jié)果中,GDP由1978年的3650.2億元增長到2014年的636138.7億元,后者是前者的174倍??傁M支出從1978年的1759.1億元增長到2014年242927.4億元,提升了138倍。比較城鎮(zhèn)居民消費支出和農(nóng)村居民消費支出,RH的平均值和最大值遠低于UH,但二者中位值較為接近,說明RH和UH之間的差距在不斷擴大, UH的增速遠高于RH。同時,比較各項指標的偏度和峰度,均是在1和4附近,說明各變量的分布為高窄峰。

      3.單位根檢驗

      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檢驗,說明各變量為一階單整的時間序列。

      4.回歸分析

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

      說明GDP增加1各單位,HC就會增長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)計量的P值為0.00,小于0.01,變量之間線性關(guān)系顯著。同時,本文將HC分為UH和RH,分別進行回歸,用來分析GDP對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),說明GDP對UH的影響更大。同時,方程(2)和(3)的R2和Adj-R2都比較高,說明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,總的來講,GDP能正向促進總居民消費。居民收入水平是影響消費能力的額重要因素。第二,相對于農(nóng)村居民消費,GDP增加明顯影響城鎮(zhèn)居民消費。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支出的經(jīng)濟保障。高收入水平有著更高的消費基礎(chǔ)。城鄉(xiāng)居民消費差距大也從側(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)會增多消費支出。

      參考文獻:

      [1]許永兵.消費需求影響經(jīng)濟的實證研究[J].經(jīng)濟與管理,2006(5):5-8.

      [2]李占風,袁知英.我國消費、投資、凈出口與經(jīng)濟增長[J].統(tǒng)計研究,2009(2):39-42.

      [3]查道中,吉文惠.城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟增長關(guān)聯(lián)研究——基于VAR模型的實證分析[J].經(jīng)濟問題,2011(7):19-22.

      [4]王怡,李樹民.城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究[J].統(tǒng)計與決策,2012(10):133-135.

      [5]孫皓,胡鞍鋼.城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)升級的消費增長效應(yīng)分析[J].財政研究,2013(7):56-62.

      作者簡介:

      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。

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