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【摘 要】利用1978～2012年的数据，对贵州省居民消费结构与产业结构的关系进行了实证研究。研究采用协整检验和误差修正模型。结果发现，贵州居民消费结构与产业结构存在稳定的长期均衡关系，二者相互影响。居民消费结构的提升能够促进产业结构的优化。这就要求相关部门调整收入分配，增加居民收入，促进产业结构快速转变。
【关键词】贵州；消费结构；产业结构；协整；产业结构
贵州作为西部地区的一个高原省份，在大西南地区有着举足重轻的地位。2012年国发二号文件就是专门针对贵州而制定的。要建设好贵州，三驾马车之一的消费不可忽视，在以结构调整为主题的今日，产业结构也日益被重视，由此我们想知道贵州居民消费结构对其产业结构的调整有没有促进作用，二者之间是否存在者一个稳定的关系。冯丽等（2011）采用VAR模型对陕西省产业结构、消费结构与经济增长三者之间的关系进行了研究，发现陕西省产业结构和消费结构
表1 1978～2003贵州消费结构与产业结构情况表
表2 变量单位根检验结果
2.协整检验。Engel和Granger在1987年指出，如果两个变量是协整的，则他们的短期非均衡关系总可以由误差修正模型描述。经过平稳性检验可知dln（gze）与dln（gzi）都是一阶单整的，因此满足了协整检验的条件。我们采用E-G两步法来检验贵州局面消费结构与产业机构的协整关系。首先建立关于ln（gze）和ln（gzi）一长期均衡方程，估计得到：ln（gzi）=
3.误差修正模型。通过协整检验我们知道，贵州居民消费结构与产业结构存在着长期均衡关系，但要找出二者之间的短期均衡关系需要建立误差修正模型。dln（gzi）t=0.138417dln
（gzi）t-1-0.188178dln（gze）t+0.188364ln（gze）t-1-0.265466ecmt-1。从上面的估计结果可以看出，误差修正项的系数为0.265466，表示当短期波动偏离长期均衡时，误差修正项将以0.265466的力度反向调整，将非均衡状态回复到均衡状态；产业结构的变动存在滞后效应，系数0.138417为正，说明滞后一期产业结构对本期产业结构的优化有促进作用；当期居民消费结构对产业结构有优化作用，表现为系数为负；而滞后一期的消费结构对其产业结构的优化起着阻碍作用，系数为正。
三、结论
对贵州省居民消费结构与产业结构的互动关系进行了实证研究。首先，运用协整检验发现二者存在着稳定的长期均衡关系，二者相互影响。进一步建立误差修正模型，发现产业结构与消费结构在短期内有维持均衡的内在动力，居民消费结构地提升有利于产业结构的优化，但这种作用只是在当期明显，滞后一期则起着阻碍作用。这就要求相关部门积极进行结构性调整，特别是税收结构，减收低收入者的税费，使其收入增加，收入增加会促使居民优化其消费结构，从而促进产业结构的调整、转变、提升。
参 考 文 献
冯丽，白桦.陕西省产业结构、消费结构与经济增长的VAR模型分析[J].西安财经学院学报.2011（4）：31～36
马成文，毛舒乐.农村居民消费结构对我国产业结构变动影响分析[J].特区经济.2010（10）：170～171
[3]查道中，吉文惠.城乡居民消费结构与产业结构、经济增长关联研究——基于VAR模型实证分析[J].经济问题.2011（7）：19～22
[4]周辉.消费结构、产业结构与经济增长——基于上海市的实证研究[J].中南财经政法大学学报.2012（2）：27～31
【关键词】贵州；消费结构；产业结构；协整；产业结构
贵州作为西部地区的一个高原省份，在大西南地区有着举足重轻的地位。2012年国发二号文件就是专门针对贵州而制定的。要建设好贵州，三驾马车之一的消费不可忽视，在以结构调整为主题的今日，产业结构也日益被重视，由此我们想知道贵州居民消费结构对其产业结构的调整有没有促进作用，二者之间是否存在者一个稳定的关系。冯丽等（2011）采用VAR模型对陕西省产业结构、消费结构与经济增长三者之间的关系进行了研究，发现陕西省产业结构和消费结构
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存在着长期均衡关系，二者相互促进，消费对经济的作用在短期，经济增长对消费的作用在长期。马成文等（2010）采用协整检验和协调度分析了农村居民消费结构对产业结构的影响，发现农村居民消费结构变动是我国产业结构变动的内在动因，农村消费结构与产业结构的协调度由过去的基本协调逐步向协调转变。查道中等（2011），认为产业结构优化和经济增长能够促进居民消费结构的优化，三者之间存在着长期均衡关系。周辉（2012）对上海市居民消费结构与产业结构的关系进行了研究，结果发现城镇居民消费结构与产业结构之间存在着双向因果关系。基于以上的梳理，文章拟采用协整检验和误差修正模型来分析贵州省居民消费结构变动与产业结构变动的互动关系，以转变和调整发展思路，实现经济持续平稳发展。一、变量及数据来源
消费结构我们采用城镇恩格尔系数来度量，恩格尔系数即城镇居民消费支出占总支出的比例，用gze表示。产业结构采用二、三产业产值占GDP的比例来衡量，用gzi表示。考虑数据的可得性和有效性，我们采用1978年至2012年贵州省城镇恩格尔系数和产业结构比例，数据来源于《新中国六十年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》。为避免异方差复合经济增长概率，我们队gze和gzi取对数，得到ln（gze）、ln（gzi）。如表1所示。表1 1978～2003贵州消费结构与产业结构情况表
二、实证分析
1.变量平稳性检验。为使得实证结果有效，避免为回归，我们采用ADF分别对gzi、gzi进行平稳性检验，在5%水平下gzi、gzi都存在单位根，不平稳。分别对gzi、gzi进行一阶差分表示为ln（gze）、ln（gzi），再进行平稳性检验，在1%水平下都是平稳的，因此我们采用数据ln（gze）、ln（gzi）进行下一步分析。如表2所示。表2 变量单位根检验结果
2.协整检验。Engel和Granger在1987年指出，如果两个变量是协整的，则他们的短期非均衡关系总可以由误差修正模型描述。经过平稳性检验可知dln（gze）与dln（gzi）都是一阶单整的，因此满足了协整检验的条件。我们采用E-G两步法来检验贵州局面消费结构与产业机构的协整关系。首先建立关于ln（gze）和ln（gzi）一长期均衡方程，估计得到：ln（gzi）=
7.475586
-0.835751ln（gze）。对模型进行移位计算，得到残差，对残差进行平稳性检验，在5%显著性水平下拒绝原检测设，不存在单位根，是平稳的，说明ln（gze）和ln（gzi）存在长期稳定的均衡关系。也即贵州省居民消费结构的变化会引起产业结构的变化，而产业结构的变化也会引起消费结构的变化。3.误差修正模型。通过协整检验我们知道，贵州居民消费结构与产业结构存在着长期均衡关系，但要找出二者之间的短期均衡关系需要建立误差修正模型。dln（gzi）t=0.138417dln
（gzi）t-1-0.188178dln（gze）t+0.188364ln（gze）t-1-0.265466ecmt-1。从上面的估计结果可以看出，误差修正项的系数为0.265466，表示当短期波动偏离长期均衡时，误差修正项将以0.265466的力度反向调整，将非均衡状态回复到均衡状态；产业结构的变动存在滞后效应，系数0.138417为正，说明滞后一期产业结构对本期产业结构的优化有促进作用；当期居民消费结构对产业结构有优化作用，表现为系数为负；而滞后一期的消费结构对其产业结构的优化起着阻碍作用，系数为正。
三、结论
对贵州省居民消费结构与产业结构的互动关系进行了实证研究。首先，运用协整检验发现二者存在着稳定的长期均衡关系，二者相互影响。进一步建立误差修正模型，发现产业结构与消费结构在短期内有维持均衡的内在动力，居民消费结构地提升有利于产业结构的优化，但这种作用只是在当期明显，滞后一期则起着阻碍作用。这就要求相关部门积极进行结构性调整，特别是税收结构，减收低收入者的税费，使其收入增加，收入增加会促使居民优化其消费结构，从而促进产业结构的调整、转变、提升。
参 考 文 献
冯丽，白桦.陕西省产业结构、消费结构与经济增长的VAR模型分析[J].西安财经学院学报.2011（4）：31～36
马成文，毛舒乐.农村居民消费结构对我国产业结构变动影响分析[J].特区经济.2010（10）：170～171
[3]查道中，吉文惠.城乡居民消费结构与产业结构、经济增长关联研究——基于VAR模型实证分析[J].经济问题.2011（7）：19～22
[4]周辉.消费结构、产业结构与经济增长——基于上海市的实证研究[J].中南财经政法大学学报.2012（2）：27～31