浙江省居民消费对经济增长情况的实证分析

陈奕含

摘 要：改革开放以来，随着我省居民收入与消费水平的不断提高，居民的消费需求扩大成为我省经济高速增长的主要推动力，居民消费需求对浙江省经济发展的影响不断增大。为了研究居民消费与经济增长情况的关系，本文采用1990-2012年得浙江省经济数据，利用EVIEWS、SPSS软件，通过单位根与协整检验，回归分析等相关方法对数据进行分析。实证研究浙江省居民消费与经济增长之间的关系，从而找出提高居民消费水平的方法，进而促进浙江省的经济发展。

关键词：浙江；居民消费；经济增长；单位根与协整检验

一、前言

在宏观经济中，消费需求与投资需求、出口需求一起，构成了拉动经济增长的“三驾马车”，它们在经济增长中的作用各不相同，而在这三驾马车中，消费的作用又是最重要的。消费是社会再生产的重要环节，在市场经济条件下消费作为最终需求的最主要组成部分之一，对生产的正常发展和国民经济的增长具有重要的拉动作用。在总消费中，居民消费又占绝大部分，成为经济发展的重要拉动力量。因此，我们对消费问题研究的出发点也是对经济增长的关注。

浙江省地处中国东南沿海长江三角洲南翼，东临东海，南接福建，西与江西、安徽相连，北与上海、江苏接壤，是我国经济最活跃、发展最迅速的省份之一。改革开放以来，浙江省的社会经济发展取得了巨大的成就。近年来，浙江省的经济总量已上升到全国的第四位，在去年GDP已达到32000亿元。随着市场繁荣、各类新商品的不断涌现，城市居民收入不断增加，购买力不断提高，城市居民的消费水平也有了显著的变化。

本文写作的目的就是实证研究浙江省居民消费与经济增长之间的关系，从而找出提高居民消费水平的方法，进而促进浙江省的经济发展。

二、消费与经济增长的理论概述

1.消费的定义

消费是人们通过使用消费品满足需要的经济行为，消费包括消费者的需求产生原因、满足需求的方式等等。

从宏观经济学的角度来说，消费是某时期一人或一国用于消费品的总支出。严格地说，消费应仅指在这一时期中那些完全用掉了的消费品。但在实际上，消费支出包括所有已购买的商品，而这其中许多商品的使用时间要远远超出考察时期。

2.经济增长的定义

库兹涅茨把经济增长定义为“给居民提供种类日益繁多的经济产品的能力长期上升，这种不断增长的能力是建立在先进技术以及需要的制度政策的相应调整基础上的。”简单来说，经济增长是一个国家在一定时期内所产生的物质产品和劳务的持续增长，可以用一国GDP的增长来衡量，另一种说法是指人均产出量的持续增加。

三、消费与经济增长的长期均衡关系研究

1.相关方法介绍和数据来源说明

根据文章研究内容的需要以及计量经济学上对时间数据的处理原理，并且结合数据选取的特点，首先采用协整检验方法来处理时间序列变量的非平稳性，其次，如果存在非平稳性，经过处理的数据还要进行Engle&Granger因果关系检验，目的是检验时间序列经济变量之间是否存在着长期的、稳定的关系。本文通过检验浙江省经济增长与居民消费水平的关系，如前者与后者为同阶单整，且它们之间存在平稳的线性组合，就表明协整关系存在，否则反之。在进行检验时，主要采用ADF单位根法，协整检验Granger因果法来具体的解释变量之间的关系。

文章的研究主要利用浙江省国民生产总值GDP和居民消费水平两个重要的时间序列。本文的数据主要来源于2013年的《浙江省统计年鉴》，时间段选取为1990年到2012年。

2.数据的选取与处理

本文在参考了大量的文献及反复验证后，选取浙江省社会消费品零售总额（CONS）作为衡量居民消费的指标，省内生产总值（GDP）作为衡量我省经济增长的指标。若单纯从实际统计数据来看，消费虽然一直是持续增长的，而且基本走势与GDP的走势几乎是一样的形态。但是要具体说明两者之间的关系还需要进一步研究。

模型中以省内生产总值（GDP）为被解释变量，社会消费品零售总额（CONS）为解释变量。模型中使用的数据（单位：亿元）来源于历年《浙江统计年鉴》，样本区间为1990年-2012年的数据。

考虑到序列的对数变换不会改变原序列的协整关系和短期调整模式，还能消除可能存在的异方差现象，对两变量取自然对数，分别用LnGDP，LnCONS来表示。

3.变量的平稳性检验

如果时间序列{U}的均值、方差和自协方差都不取决于时刻t，则称{U}为平稳序列，记为I（0），否则为非平稳序列。若{U}非平稳，但经d次差分后平稳，则{U}为d阶单整序列，记为I（d）。一般情况下，如果直接对具有时间趋势的变量用OLS普通最小二乘法进行回归分析，就可能产生“伪回归”现象，使得不存在任何关系的变量呈现显著的回归结果。实际经济的运行中，经济变量很少是平稳的，所以要进行平稳性检验。利用计量分析软件作出LnGDP和LnCONS的结果如下：在5%和10%的显著性水平下，LnGDP和LnCONS的统计量值小于ADF的临界值从而拒绝原假设，表明序列是平稳的，都是二阶单整序列，符合协整检验的条件，可以进行协整检验。

4.协整检验

协整检验是指如果两个（或两个以上）的时间序列变量是非平稳的，但是它们的某种线性组合却表现出平稳性，则这些变量之间存在长期稳定的关系，即协整关系。

E-G检验的基本思想：设两个变量序列Xt～I（1），Yt～I（1）；若一个变量对另一个变量回归，得到回归方程Yt=α+βXt+ut；对模型进行最小乘估计，得到的α，β的一致估计量a，b和估计残差=Yt-a-bXt。若残差估计～I（0），则Xt，Yt具有协整关系。

对方程的残差进行E平稳性检验，来判断两个变量之间是否为协整关系。由检验结果可知，残差序列E的ADF检验统计量为-4.297936，小于1%，5%，10%显著性水平下的临界值-3.857386，-3.040391，-2.660551.所以拒绝存在单位根的原假设，即认为残差序列是平稳序列。由此可以知道LnGDP和LnCONS之间存在协整关系，LnGDP和LnCONS之间的关系是长期稳定的。

5.格兰杰因果分析

由协整检验结果可以得出，社会消费品零售总额与经济增长之间存在着长期稳定的关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系，即是由于消费的增加带来了经济的增长，还是由于经济的增长带来了消费，需要进一步研究。为了检验这一因果关系，本文对上述序列的平稳形式进行Granger因果关系检验。结果如下：

根据表1中的结论可以看出，在显著性水平a=0.05下，滞后期间为1阶，2阶时，社会消费品零售总额是GDP增长的格兰杰因素，GDP不是社会消费品零售总额的格兰杰因素。也就是说，在相对较短的时间内浙江省的经济增长和消费需求之间存在着单向的因果关系，消费的增长拉动了经济的增长。

四、基于居民生活消费构成对经济增长影响的分析

1.农村居民与城镇居民生活消费的变动情况

我们将居民消费分为农村居民和城镇居民消费，来研究这两类消费构成的波动于经济的影响。总体来看，我省农村居民与城镇居民消费支出是呈上升趋势，但不同时期增长速度存在明显的差异；我省农村居民生活消费支出与城镇居民生活消费支出年增长率趋势呈基本吻合趋势，都是先上升，后下降，接着是稳中有升降；更为明显的是我省国民生产总值年增长率趋势图与城镇居民和农村居民生活消费支出年增长率趋势图走势基本吻合，我省国民生产总值年增长率也在1994年达到最高值，这也使我们更加肯定了我省居民消费构成的波动与经济增长之间存在某种关系。

2.居民生活消费构成因素对经济增长影响的主成分分析

我省居民消费结构的分类主要包括家庭设备类、交通信息类、居住类、食品类、现金类、衣着类、医疗保健类、娱乐文化类、其他。用X1～X9依次代表。因变量Y代表我省居民人均生产总值。

（1）农村居民生活消费构成因素对经济增长影响的主成分分析

建立农村居民生活消费构成因素对经济增长影响的回归模型。

9个主成分的特征值，最大的λ1=8.255.第一个主成分的方差百分比为91.725%，含原始9个变量近90%的信息量；前两个主成分累积含有原始9个变量近97.037%的信息量。因此取两个主成分已经足够，并建立因子载荷阵。从结果可知，家庭设备类、交通信息类、居住类、食品类、现金类、衣着类、医疗保健类、娱乐文化类在第一主成分上有较高的载荷，说明第一主成分基本反映了这些指标的信息；其他用品在第二主成分上有较高的载荷，说明第二主成分基本反映了这两个指标的信息。

（2）城镇居民生活消费构成因素对经济增长影响的主成分分析

建立城镇居民生活消费构成因素对经济增长影响的回归模型。

9个主成分的特征值，最大的λ1=8.685.第一个主成分的方差百分比=96.5%，含原始9个变量近97%的信息量；前两个主成分累积含有原始9个变量近98.549%的信息量。因此取两个主成分已经足够。建立因子载荷阵。从结果可知，家庭设备类、交通信息类、居住类、食品类、现金类、衣着类、医疗保健类、娱乐文化类、其他在第一主成分上有较高的载荷，说明第一主成分基本反映了这些指标的信息；交通信息类和居住类指标在第二主成分上有较高的载荷，说明第二主成分基本反映了这两个指标的信息。

六、结论

1.虽然浙江省的GDP和社会消费品零售总额时间序列都是非平稳的，但是两者之间存在着唯一的长期稳定的动态均衡关系。

2.在研究区间内居民消费对GDP增长有一定影响。相对较短的时间内浙江省的经济增长和消费需求之间存在着单向的因果关系，消费的增长拉动了经济的增长。

3.对于农村居民，在9个因素中，按照对我省人均国内生产总值GDP做出的贡献的大小排序前三位从到小依次为：居住类、现金类和医疗保健类。对于城镇居民，在9个因素中，按照对我省人均国内生产总值GDP做出的贡献的大小排序前三位从到小依次为：家庭设备类、医疗保健类和其它。

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