重慶農(nóng)村居民消費(fèi)與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)系的實(shí)證研究

宋奇成，危志鋒

(重慶理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，重慶 400054)

一、引言

改革開放以來，居民消費(fèi)和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展問題一直是我國經(jīng)濟(jì)理論界和政策決策層共同關(guān)注的熱點(diǎn)問題。經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，人均收入的增加能夠帶動消費(fèi)水平的提高，引起消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)的變化，進(jìn)而促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷。在當(dāng)前推進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和打造中國經(jīng)濟(jì)升級版的大背景下，“調(diào)結(jié)構(gòu)”顯得尤為重要?！笆濉币?guī)劃綱要明確指出，我國將堅(jiān)持把經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略性調(diào)整作為加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的主攻方向。構(gòu)建擴(kuò)大內(nèi)需長效機(jī)制，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長向依靠消費(fèi)、投資、出口協(xié)調(diào)拉動轉(zhuǎn)變，向依靠第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)協(xié)同帶動轉(zhuǎn)變。因此，對居民消費(fèi)與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展問題進(jìn)行研究具有十分重要的理論價值。

隨著我國經(jīng)濟(jì)不斷轉(zhuǎn)型，居民消費(fèi)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的影響更加突出，居民消費(fèi)水平的提高和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化為第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供了廣闊的市場。反過來，在第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中，適應(yīng)于新的需求的消費(fèi)熱點(diǎn)形成，也必將促進(jìn)消費(fèi)。居民消費(fèi)與第三產(chǎn)業(yè)之間可以形成良性互動循環(huán)。長期以來，我國第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展緩慢，主要是受廣大農(nóng)村居民消費(fèi)不足的制約，拉動農(nóng)村居民消費(fèi)已成為國民經(jīng)濟(jì)新的增長點(diǎn)。因此，研究農(nóng)村居民消費(fèi)與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的相互關(guān)系具有直接的現(xiàn)實(shí)意義［1］。

二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

關(guān)于居民消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了一系列研究。Junko Doni在假定消費(fèi)市場只有兩種商品的前提下，通過比較它們的替代彈性得出商品之間的替代程度強(qiáng)度直接影響產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)的發(fā)展［2］。Ann Markusen提出了以消費(fèi)為基礎(chǔ)的發(fā)展理論，認(rèn)為通過刺激居民對本地消費(fèi)品的需求，可以拉動經(jīng)濟(jì)的增長，他以美國明尼蘇達(dá)州的小城鎮(zhèn)為例，分析了文化娛樂消費(fèi)如何帶動當(dāng)?shù)匚幕a(chǎn)業(yè)的發(fā)展［3］。國內(nèi)學(xué)者也做了大量研究，林白鵬［4］在運(yùn)用定量模型對我國消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)聯(lián)的研究中發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的基礎(chǔ)是消費(fèi)結(jié)構(gòu)的高級化。張貢生等從全國及區(qū)域的角度出發(fā)，對居民消費(fèi)進(jìn)行了綜合評價，并運(yùn)用實(shí)證方法探討了區(qū)域消費(fèi)支出與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的關(guān)聯(lián)程度［5］。葉忠連的文章顯示，金融業(yè)、科教文衛(wèi)和社會公共服務(wù)等行業(yè)的發(fā)展，對我國居民消費(fèi)水平的提高存在正相關(guān)性，而房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展則存在負(fù)相關(guān)性［6］。牛建高等的研究表明，中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在長期的相互關(guān)系，且城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平對第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的長期效應(yīng)比短期效應(yīng)更加明顯［7］。疏禮芳研究了最終消費(fèi)支出對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響，發(fā)現(xiàn)最終消費(fèi)結(jié)構(gòu)既影響服務(wù)業(yè)產(chǎn)出也影響服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)［8］。查道中等認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級和經(jīng)濟(jì)增長能夠促進(jìn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，三者之間存在著長期均衡關(guān)系［9］。周輝對上海市城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的拉動作用不顯著，消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在雙向因果關(guān)系［10］。陳昕對上海居民服務(wù)性消費(fèi)支出與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展進(jìn)行了動態(tài)計量分析，研究表明第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對服務(wù)性消費(fèi)的單向促進(jìn)作用更為明顯［11］。

相關(guān)文獻(xiàn)的研究表明，關(guān)于居民消費(fèi)與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的相互關(guān)系，不同的研究方法得到的結(jié)論不盡相同，但綜合絕大多數(shù)的研究可以發(fā)現(xiàn)，居民消費(fèi)與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間是存在一定聯(lián)系的［12］。本文以重慶市為例，選取1985—2012年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，側(cè)重于研究農(nóng)村居民消費(fèi)與第三產(chǎn)業(yè)之間的具體動態(tài)關(guān)系。利用VAR模型的相關(guān)理論與方法，實(shí)證分析農(nóng)村居民消費(fèi)與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的相互關(guān)系，進(jìn)而為提高農(nóng)村居民的消費(fèi)水平和改善居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)重慶第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供一定的理論支持。

三、變量選取與數(shù)據(jù)說明

(一)變量選取

本文研究選取的變量為農(nóng)村居民消費(fèi)水平和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，其中衡量農(nóng)村居民消費(fèi)水平的指標(biāo)采用農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)和農(nóng)村居民消費(fèi)率，分別記為EC和RC;采用第三產(chǎn)業(yè)比重作為第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的代理變量，記為TI。用相對值而非絕對值進(jìn)行分析，可以消除物價變動的影響。為了避免可能存在的異方差，分別對3個變量取自然對數(shù)，記為LNEC、LNRC和LNTI。

(二)數(shù)據(jù)說明

研究所使用的數(shù)據(jù)均來自歷年的《重慶統(tǒng)計年鑒》，其中農(nóng)村居民消費(fèi)率數(shù)據(jù)是經(jīng)過計算整理所得，數(shù)據(jù)的時間長度為1985—2012年。所有檢驗(yàn)均在Eviews6.0軟件下進(jìn)行。重慶農(nóng)村居民消費(fèi)的趨勢圖見圖1，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的趨勢圖見圖2。

圖1 1985—2012年重慶農(nóng)村居民消費(fèi)變動趨勢

圖2 1985—2012年重慶第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展變動趨勢

從圖1可以看出，重慶農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)大致呈現(xiàn)下降的趨勢，即食品支出在消費(fèi)支出中的比重下降，說明農(nóng)村居民的收入不斷增加;但另一方面，重慶農(nóng)村居民的消費(fèi)率不斷下降，從1985年的44.2%下降到2012年的6.49%，說明農(nóng)村居民的消費(fèi)嚴(yán)重不足［13］。

第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平是衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度的重要標(biāo)志。改革開放以來，重慶第三產(chǎn)業(yè)取得了長足發(fā)展，在國民經(jīng)濟(jì)中的比重提高，發(fā)展后勁增強(qiáng)。從圖2可以看出，重慶第三產(chǎn)業(yè)比重大體呈現(xiàn)上升的趨勢，在2002年達(dá)到最大值42.9%，之后稍有下降，但也保持在較高水平。

四、實(shí)證分析

(一)最佳滯后階數(shù)的確定

在設(shè)定具體的VAR模型之前，我們需要確定VAR模型的滯后階數(shù)。由于VAR模型的實(shí)際滯后階數(shù)是未知的，因此運(yùn)用擴(kuò)展的VAR模型進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)時需要首先確定水平VAR模型的最佳滯后階數(shù)。通常依據(jù)赤池(AIC)和施瓦茨(SC)取值最小準(zhǔn)則來確定最佳滯后期。為保證結(jié)果的可靠性，本文同時使用LR值、FPE值、AIC值、SC值、HQ值等選擇最佳滯后階數(shù)，結(jié)果見表1。

表1 最佳滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

從表1可以看出，5種方法中*號最多的檢驗(yàn)為最佳階數(shù)，即最佳滯后階數(shù)為1，建立VAR(1)模型。

(二)穩(wěn)定性檢驗(yàn)

為了避免虛假回歸，本文采用單位根ADF對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。該檢驗(yàn)是通過以下3個模型來完成的:

零假設(shè)都是Η0:η=0，即存在單位根。實(shí)際檢驗(yàn)的順序依次從模型3開始，然后是模型2、模型1，當(dāng)檢驗(yàn)到拒絕零假設(shè)時檢驗(yàn)停止，即不存在單位根，序列為平穩(wěn)時間序列。對樣本數(shù)據(jù)及其差分項(xiàng)在 Eviews6.0下檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

由表2可知，LNEC、LNRC、LNTI一階差分后，均在5%及以上水平下平穩(wěn)，表明以上序列是一階單整。然后，在序列穩(wěn)定性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，對建立的VAR(1)模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如圖3。根據(jù)圖3，VAR(1)模型的所有特征根倒數(shù)的模都落在單位圓內(nèi)，因此，VAR模型是穩(wěn)定的。

(三)協(xié)整檢驗(yàn)

在確定最佳滯后階數(shù)的基礎(chǔ)上，為了探究各變量之間是否具有長期穩(wěn)定的關(guān)系，需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文中的時間序列LNECt、LNRCt、LNTIt是一階單整序列，我們采用Johansen系統(tǒng)極大似然估計法對多變量時間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以確定變量之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

圖3 VAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

表2 各變量的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

在表3中，r表示協(xié)整關(guān)系的個數(shù)。在5%的臨界值水平下，跡統(tǒng)計量表明(32.173 92＞24.275 96)應(yīng)該拒絕不存在協(xié)整關(guān)系(r=0)的原假設(shè)，對應(yīng)的接受存在一階協(xié)整關(guān)系;最大特征值檢驗(yàn)也是拒絕r=0，接受r≤1，即最多存在一階協(xié)整關(guān)系?？梢缘贸鼋Y(jié)論:在5%的顯著性水平下，LNEC、LNRC和 LNTI之間存在一階協(xié)整關(guān)系。這說明LNEC、LNRC和LNTI之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。

(四)格蘭杰因果檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)、農(nóng)村居民消費(fèi)率與第三產(chǎn)業(yè)比重之間是否存在因果關(guān)系，本文對各變量進(jìn)行了格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

從檢驗(yàn)結(jié)果來看，可以看出:(1)LNEC與LNTI之間不存在格蘭杰因果關(guān)系，即農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)與第三產(chǎn)業(yè)比重之間不存在互動機(jī)制。(2)LNRC是LNTI的格蘭杰原因，而 LNTI不是LNRC的格蘭杰原因，即農(nóng)村居民消費(fèi)率是第三產(chǎn)業(yè)比重變動的單向格蘭杰因，說明提高農(nóng)村居民消費(fèi)率能夠促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，而第三產(chǎn)業(yè)比重不是農(nóng)村居民消費(fèi)率變化的格蘭杰原因。(3)LNEC是 LNRC的格蘭杰原因，而 LNRC不是LNEC的格蘭杰原因，即農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)是農(nóng)村居民消費(fèi)率的格蘭杰原因，而農(nóng)村居民消費(fèi)率不是農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)的格蘭杰原因。

表4 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

(五)脈沖響應(yīng)函數(shù)

為了分析各個變量之間的跨期動態(tài)關(guān)系，需要做脈沖響應(yīng)分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是在隨機(jī)誤差項(xiàng)上施加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后對內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值所帶來的影響［14］。廣義(generalized)脈沖響應(yīng)函數(shù)可以不考慮變量的排序問題而得出唯一的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，在實(shí)證研究中被廣泛使用。圖4、圖5是基于水平VAR模型的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)(單位:年)，縱軸表示內(nèi)生變量受各變量沖擊的響應(yīng)程度，實(shí)線代表脈沖響應(yīng)函數(shù)。可以看出，廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線收斂于某一固定值。由于農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)對第三產(chǎn)業(yè)比重，第三產(chǎn)業(yè)比重對農(nóng)村居民消費(fèi)率無Granger影響，并不需要給出相應(yīng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線。

圖4 第三產(chǎn)業(yè)比重在面對農(nóng)村居民消費(fèi)率沖擊時的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

由圖4可以看出，第三產(chǎn)業(yè)比重對來自農(nóng)村居民消費(fèi)率的脈沖沖擊一直呈現(xiàn)正向效應(yīng)，到第3年后逐漸趨于平穩(wěn)。這說明農(nóng)村居民消費(fèi)率的上升對第三產(chǎn)業(yè)比重的增長呈正向作用。

圖5 農(nóng)村居民消費(fèi)率在面對農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)沖擊時的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

由圖5可以看出，農(nóng)村居民消費(fèi)率對來自農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)的脈沖沖擊一直呈現(xiàn)負(fù)向效應(yīng)，到第3年后逐漸趨于平穩(wěn)。這說明農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)的上升對農(nóng)村居民消費(fèi)率的增長呈負(fù)向作用。

(六)方差分解

方差分解是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化(通常用方差來度量)的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性［15］。從表5中可以看出各變量對農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)波動的方差解釋情況:在恩格爾系數(shù)的變動中，其自身可以解釋61.1%～100%的波動，0%～35%的波動可以由居民消費(fèi)率的波動解釋，而第三產(chǎn)業(yè)比重的波動可以解釋0%～4%。整體來看，第三產(chǎn)業(yè)對恩格爾系數(shù)的沖擊要遠(yuǎn)小于居民消費(fèi)率的沖擊。

表5 變量LNEC的方差分解表

從表6中可以看出各變量對居民消費(fèi)率的方差解釋情況:在居民消費(fèi)率的變動中，其自身可以解釋73%～90.4%的波動，3.5%～12.5%的波動可以由恩格爾系數(shù)的波動解釋，而第三產(chǎn)業(yè)比重的波動可以解釋0%～22.6%，呈現(xiàn)逐年上升的趨勢，說明第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對居民消費(fèi)率的影響是一種長期效應(yīng)。

表6 變量LNRC的方差分解表

由表7可見，在第三產(chǎn)業(yè)比重的變動中，其自身可以解釋87%～95%的波動，3.4%～12.2%的波動可以由恩格爾系數(shù)的波動解釋，而居民消費(fèi)率的波動可以解釋0.5%～3.7%。從總體影響來看，恩格爾系數(shù)對第三產(chǎn)業(yè)的影響逐年下降，這表明農(nóng)民收入水平的提高與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)系不大;其次是農(nóng)村居民消費(fèi)率對第三產(chǎn)業(yè)的影響，雖然滯后期初的影響較小，但其影響越來越大。

表7 變量LNTI的方差分解表

五、研究結(jié)論與政策建議

本文探討了重慶農(nóng)村居民消費(fèi)與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系，分析了各個變量之間的動態(tài)影響，由實(shí)證分析結(jié)果可以得出如下結(jié)論:根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)，農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)、農(nóng)村居民消費(fèi)率、第三產(chǎn)業(yè)比重這3個變量之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系，說明農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)、農(nóng)村居民消費(fèi)率、第三產(chǎn)業(yè)比重之間存在長期相關(guān)關(guān)系。進(jìn)一步的因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)是農(nóng)村居民消費(fèi)率、農(nóng)村居民消費(fèi)率是第三產(chǎn)業(yè)比重的單向格蘭杰因。說明增加農(nóng)民的收入可以提高農(nóng)村居民的消費(fèi)率，進(jìn)而促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。為此，提出以下幾點(diǎn)政策建議:

(1)增加農(nóng)村居民的純收入，縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，提高農(nóng)民的消費(fèi)水平。首先，政府要加大對“三農(nóng)”的投入，調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營，促進(jìn)農(nóng)民增收［16］。其次，進(jìn)一步提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，可以通過提高農(nóng)村居民的文化素質(zhì)和生產(chǎn)能力來縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，進(jìn)而擴(kuò)大農(nóng)村居民消費(fèi)［17］。

(2)完善農(nóng)村社會保障體系，提高農(nóng)村居民的社會福利水平。政府部門要進(jìn)一步完善農(nóng)村居民最低生活保障制度、新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度、農(nóng)村養(yǎng)老保險制度，讓農(nóng)村居民“生有所靠、病有所醫(yī)、老有所養(yǎng)”。要著力保障農(nóng)村居民的基本生活權(quán)益，健全社會保障和教育醫(yī)療衛(wèi)生等公共服務(wù)事業(yè)，更好地提高農(nóng)民的社會福利水平。

(3)引導(dǎo)農(nóng)村居民理性消費(fèi)，進(jìn)一步優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)。改變農(nóng)村居民落后陳舊的消費(fèi)觀念，將文明健康的消費(fèi)內(nèi)容和方式傳播到農(nóng)村居民家庭。做好農(nóng)村居民的消費(fèi)教育和指導(dǎo)工作，提高農(nóng)村居民對精神文化消費(fèi)的重視程度。引導(dǎo)農(nóng)村居民樹立講究生活質(zhì)量和生態(tài)平衡、注重消費(fèi)效應(yīng)的新型消費(fèi)觀念。

［1］Triplett J E.Bosworth Productivity in the Services Sector［J］.Services in the International Economy，2002(10):31-42.

［2］Junko Doni.Consumption Structure and the Paaern of E-conomic Growth［J］.Scoul Journal of Economics，2003(16):343-361.

［3］Ann Markusen.A Consumption Base Theory of Development［J］.2009(6):13-14.

［4］林白鵬.中國消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)聯(lián)研究［M］.北京:中國財政經(jīng)濟(jì)出版社，1993.

［5］張貢生，呂良宏.城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的研究［J］.現(xiàn)代財經(jīng)，2006(5):3-6.

［6］葉忠連.基于居民消費(fèi)視角的我國第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)研究［D］.合肥:中國科學(xué)技術(shù)大學(xué)，2011.

［7］牛建高，張建，曹敏.中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展互動關(guān)系的實(shí)證分析［J］.當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理，2011(7):69-74.

［8］疏禮芳.最終消費(fèi)支出對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響研究［D］.南京:南京大學(xué)，2011.

［9］查道中，吉文惠.城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長關(guān)聯(lián)研究——基于VAR模型實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)問題，2011(7):19-22.

［10］周輝.消費(fèi)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長——基于上海市的實(shí)證研究［J］.中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2012(2):27-31.

［11］陳昕.居民服務(wù)性消費(fèi)支出與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的動態(tài)計量分析——以我國東部地區(qū)為例［J］.鹽城師范學(xué)院學(xué)報:人文社會科學(xué)版，2012(4):25-29.

［12］王俊.我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換——基于VAR模型的實(shí)證研究［J］.山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2007(7):28-31.

［13］封永剛，郭薇，張俊亮.重慶農(nóng)村居民消費(fèi)支出的灰色預(yù)測及關(guān)聯(lián)度分析［J］.重慶理工大學(xué)學(xué)報:社會科學(xué)，2012(11):40-46.

［14］賀本嵐.重慶市農(nóng)村居民消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的實(shí)證研究［D］.重慶:重慶工商大學(xué)，2009.

［15］高鐵梅.計量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模——Eviews應(yīng)用［M］.北京:清華大學(xué)出版社，2009.

［16］孫春燕.農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資對農(nóng)村居民消費(fèi)影響的定量研究［J］.武漢理工大學(xué)學(xué)報:社會科學(xué)版，2013(2):209-213.

［17］夏永祥，盛培宏.城鄉(xiāng)統(tǒng)籌、城鎮(zhèn)化與農(nóng)村居民消費(fèi)關(guān)系研究［J］.西部論壇，2014(6):1-6.