廣東農村居民消費水平與產業(yè)升級關聯(lián)性研究基于VAR模型的實證分析

1、廣東農村居民消費水平與產業(yè)升級關聯(lián)性研究基于var模型的實證分析-經(jīng)濟廣東農村居民消費水平與產業(yè)升級關聯(lián)性研究基于var模型的實證分析 王宋濤1，洪振挺2，孟凡強3 （1.華南農業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，廣東廣州510642； 2.北京大學經(jīng)濟研究所，北京100871； 3.仲愷農業(yè)工程學院管理學院，廣東廣州510225） 摘要根據(jù)廣東省19782010年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，建立var模型并在此基礎上通過協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗分析廣東省農村居民消費水平與產業(yè)升級之間的長期均衡關系，并運用脈沖響應函數(shù)和方差分解分析兩者之間的動態(tài)關系。研究發(fā)現(xiàn)，廣東省農村居民消費水平與產業(yè)升級之間存在著長期的均衡關系，產業(yè)升

2、級與農村居民消費水平之間具有單向的因果關系，農村居民消費水平對產業(yè)升級有長期顯著的推動作用，而產業(yè)升級對農村居民消費水平的增長具有抑制作用。 關鍵詞農村居民消費；產業(yè)升級；var模型 doi10.13939/ki.zgsc.2015.22.012 1引言 改革開放以來，廣東憑借獨特的政策優(yōu)勢和區(qū)位優(yōu)勢，在30多年的時間里保持了經(jīng)濟的高速增長，經(jīng)濟總量不斷擴大，產業(yè)結構不斷優(yōu)化。但總體來看，廣東產業(yè)素質還不高，產業(yè)整體上仍處于全球產業(yè)鏈的低端，自主創(chuàng)新能力較弱。由于歷史與區(qū)位的原因，廣東經(jīng)濟一直表現(xiàn)出明顯的外向型特征，凈出口在經(jīng)濟增長中占據(jù)重要地位，2007年的對外貿易依存度達到了156%。在目

3、前的經(jīng)濟環(huán)境下，投資驅動效用也在持續(xù)遞減，因此在拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”中消費日益突顯出巨大的潛力，并將會是日后經(jīng)濟轉型的主軸，如何激活消費以擴大內需已成為廣東省政府的首要任務。 當前，廣東正處于產業(yè)結構調整、發(fā)展方式轉變的重要轉折期，又經(jīng)歷了國際金融危機導致的全球經(jīng)濟的下滑以及國際市場需求的低迷，經(jīng)濟發(fā)展和產業(yè)升級面臨嚴峻的挑戰(zhàn)。從消費需求看，廣東居民消費占gdp的比重呈現(xiàn)下降的趨勢，農業(yè)居民消費占gdp的比重下降尤為明顯，由1978年占gdp比重的36.75%下降到2010年的5.06%。農業(yè)居民消費占居民消費的比重也在不斷下降。這說明農村消費存在嚴重不足的現(xiàn)象。農村居民消費市場是一個巨

4、大的市場，雖然城鎮(zhèn)居民消費當前在居民消費中占據(jù)了主體地位，但其發(fā)展已日趨成熟，如何提高農村居民消費需求成為廣東擴大內需和實現(xiàn)產業(yè)轉型升級的一個重要內容。 關于農村居民消費與產業(yè)升級之間的經(jīng)濟關系問題，經(jīng)濟學界已做出了豐富的研究成果。穆爭社和文啟湘（2002）認為，生產結構和消費需求結構在經(jīng)濟運行中是不斷變化的，二者在經(jīng)濟運行中相互協(xié)調，相互促進。周兵和梅宏常從三次產業(yè)結構和就業(yè)結構兩個方面定量分析了產業(yè)結構對居民消費的影響。莊燕君（2005）在區(qū)域劃分的基礎上對區(qū)域產業(yè)結構與區(qū)域消費結構的變動進行了定量分析。鄔德政（2008）實證分析得出農村居民消費結構影響并決定著產業(yè)結構，同時產業(yè)結構也在一

5、定程度上影響著消費結構的演進。陳珍妮（2008）認為由于需求不足導致當前產業(yè)結構失衡。潘文軒（2009）認為產業(yè)結構失衡是當前消費需求不足的根源。可以看出，對于消費需求對產業(yè)升級影響的研究，大多從消費結構的角度考察其與產業(yè)結構之間的關系，對于消費水平與產業(yè)結構之間的關系考察較少，本文從消費水平與產業(yè)結構的角度出發(fā)，運用19782010年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，對廣東農村居民消費與產業(yè)升級之間的關系進行實證分析。 2居民消費與產業(yè)結構的關聯(lián)性分析 2.1產業(yè)結構對居民消費的影響作用分析 產業(yè)結構對居民消費需求的影響主要有兩種方式，一種是通過產業(yè)結構對經(jīng)濟增長產生的影響來影響消費需求，這種影響主要反映在總量和

6、水平上。庫茲涅茨認為，一個國家或地區(qū)經(jīng)濟增長的過程同時也是經(jīng)濟結構變動的過程，其中產業(yè)結構和消費結構的變動是經(jīng)濟結構變動的重要內容。其思想可用如下傳導機制圖來表示： 產業(yè)結構對居民消費需求的另一種影響方式是產業(yè)結構直接制約或引導居民消費需求，這種影響主要反映在結構上。產業(yè)結構對居民消費需求的制約作用主要表現(xiàn)為兩個方面：產業(yè)結構對居民消費對象的制約。在社會生產力發(fā)展的不同階段，社會分工的廣度和深度的以及資源配置的不同格局及其內部比例關系直接決定了消費品的產出總量與結構，因而從消費對象上約束著居民消費的方向與結構。產業(yè)結構變動的速度制約著消費水平和消費結構變動的速度。產業(yè)結構形成后在一段時間內一般

7、都會具有穩(wěn)定性，其變動需要一定的周期，其變動周期的長短，就會在消費對象的供給上決定消費水平以及消費結構變動速度的快慢，以及其變動周期的長短。另外引導作用主要表現(xiàn)為：新的產業(yè)結構能夠創(chuàng)造出新的消費需求，將消費者隨機的潛在消費需求引導出來，形成新的消費結構。 2.2居民消費對產業(yè)結構的影響作用分析 居民消費對產業(yè)結構的影響作用主要體現(xiàn)在導向上，具體可以從兩個方面來分析居民消費對產業(yè)結構的影響：在以支出法計算的國民生產總值結構中，消費水平的提高對經(jīng)濟增長起著積極的促進作用，消費水平提高得越快，經(jīng)濟增長越快，從而產業(yè)發(fā)展越快，致使產業(yè)結構發(fā)生變動。居民消費對產業(yè)結構的另一種影響方式是居民消費直接影響產

8、業(yè)結構的變化，這種影響主要通過消費需求對生產的誘導作用而體現(xiàn)在結構上。消費需求的變動要求生產與之相應變動。在這一變動過程中，不適應消費需求的產品和產業(yè)將由于大量過剩而導致產品和產業(yè)發(fā)展萎縮，而適應消費需求的產品和產業(yè)將由于供不應求快速發(fā)展。這樣，消費結構變化導致了產業(yè)發(fā)展的環(huán)境產生變化，從而迫使產業(yè)不斷地進行調整以適應消費結構的變化。 2.3居民消費與產業(yè)結構之間的互動機制分析 從產業(yè)結構與居民消費的關聯(lián)性分析可以看出，產業(yè)結構與居民消費（包括消費水平和消費結構）之間存在雙向影響機制：產業(yè)結構可以通過對經(jīng)濟增長的影響間接影響居民消費，也可以直接影響居民消費。居民消費同樣可以通過消費水平對經(jīng)濟增

9、長的影響作用而間接對產業(yè)結構產生影響，也可以通過消費結構的變動直接影響產業(yè)結構。如果產業(yè)結構與居民消費之間存在不適應，那么就會表現(xiàn)為兩者之間雙向影響機制的扭曲，無法形成良性互動的局面。因此，為實現(xiàn)居民消費與產業(yè)結構之間的良性互動，必須保持產業(yè)結構與居民消費之間的適應性。如果存在不相適應的情況，則應該從產業(yè)結構和居民消費兩個方面進行全面調整。產業(yè)結構的調整可以從政府和企業(yè)兩個層面進行，居民消費的調整可以從消費水平和消費結構兩個方面進行，最終實現(xiàn)產業(yè)結構與居民消費的良性互動。 3農村居民消費水平與產業(yè)升級的實證研究 3.1模型的設定、變量的選取與數(shù)據(jù)處理 var模型是一種聯(lián)立方程的非結構化動態(tài)模型

10、，可解釋各內生變量之間的當期關系以及動態(tài)影響，我們選取var模型來研究廣東省農村居民消費與產業(yè)升級之間的互動關系。 本文選取的數(shù)據(jù)區(qū)間為19782010年，數(shù)據(jù)來源于廣東統(tǒng)計年鑒2011，以農村居民人均消費性支出代表農村居民消費水平（vc）、用第三產業(yè)產值比重（k3）和第三產業(yè)就業(yè)人員比重（l3）兩個指標反映產業(yè)升級狀況。選取第三產業(yè)的兩個指標是基于兩方面的考慮，一是變量過多會降低模型的自由度，不利于結果分析，二是世界產業(yè)結構演進的規(guī)律表明，一國第三產業(yè)比重越高，該國的經(jīng)濟就越發(fā)達，產業(yè)結構就越高級。因此，產業(yè)結構高級化率和就業(yè)結構高級化率可以用以反映產業(yè)現(xiàn)狀。本文以1978年農村居民消費價格

11、指數(shù)（100）為基準，對農村居民消費進行平減。 為消除可能存在的異方差性，對以上三個變量做自然對數(shù)化處理，然后以lnvc、lnk3、lnl3構建var模型，并在var模型基礎上進行協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數(shù)和方差分解考察變量之間的協(xié)整關系以及動態(tài)特征。本文使用eviews6.0軟件進行分析。 3.2變量平穩(wěn)性檢驗 關于變量平穩(wěn)性檢驗的方法有多種，本文采用常用的adf檢驗，檢驗結果如表1所示。 結果顯示，在5%的顯著性水平下，lnvc、lnk3、lnl3三個變量都是非平穩(wěn)的時間序列，具有單位根。經(jīng)過一階差分，lnvc、lnk3、lnl3均是平穩(wěn)的。由此可知，lnvc、lnk3、lnl

12、3三個變量均是一階單整序列i（1），滿足協(xié)整分析的條件，可以利用協(xié)整方法分析它們之間的長期均衡關系。 3.3滯后階數(shù)的確定 對于滯后階數(shù)的選擇準則有多種，其中包括lr（似然比）檢驗、aic信息準則和sc準則等。本文綜合考慮各種準則，確定var模型的滯后階數(shù)為2，建立var（2）模型，如表2所示。 3.4模型穩(wěn)定性檢驗 eviews6.0提供了ar根的圖表以檢驗所得var模型的穩(wěn)定性。經(jīng)檢驗，var（2）模型的所有根模的倒數(shù)小于1，即全部位于單位圓內（圖略），說明模型是穩(wěn)定的，在模型基礎上進行相關的分析，結果是可信的。 3.5協(xié)整檢驗與協(xié)整方程 由表3顯示lnvc、lnk3、lnl3變量之間在0

13、.05的顯著性水平下存在兩個協(xié)整關系，即19782010年廣東省產業(yè)結構高級化率、就業(yè)高級化率與農村居民消費水平之間存在著長期的均衡關系，并在不斷調整的短期動態(tài)過程中維持，得協(xié)整關系表示式如下： lnk3=0.2690lnvc-2.5337（1） lnl3=0.4711lnvc-4.2305（2） 對兩個方程的殘差項進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)兩個殘差項均是平穩(wěn)的，說明方程（1）和方程（2）所顯示的協(xié)整關系是顯著的。模型（1）表明，廣東農村居民消費與產業(yè)結構高級化率的變化方向是相同的，農村居民消費每增加1%，產業(yè)結構高級化率將提高0.2690%；模型（2）表明，農村居民消費與就業(yè)結構高級化率的變化也是

14、同向的，農村居民消費每增加1%，就業(yè)結構高級化率上升0.4711%。這就從數(shù)量上證明，在樣本區(qū)間內，廣東農村居民消費的增長推動了產業(yè)結構高級化率和就業(yè)結構高級化率的提高。 3.6granger因果檢驗 從表4可以看出：在產業(yè)結構高級化率方程中，拒絕第三產業(yè)就業(yè)結構不是產業(yè)結構的granger原因的原假設，在10%的顯著性水平下拒絕農村居民消費不是產業(yè)結構的granger的原因的原假設，而且兩者的聯(lián)合檢驗也拒絕原假設，表明就業(yè)結構和農村居民消費對于產業(yè)結構都有顯著的影響。在第三產業(yè)就業(yè)結構方程中，拒絕農村居民消費不是就業(yè)結構的granger原因的原假設，不能拒絕產業(yè)結構不是就業(yè)結構的grange

15、r原因的原假設，這說明農村居民消費對于第三產業(yè)的就業(yè)結構也有顯著影響，但是產業(yè)結構對于就業(yè)結構的影響不顯著。在農村居民消費方程中，不能拒絕產業(yè)結構不是農村居民消費的granger原因的原假設，不能拒絕就業(yè)結構不是農村居民消費的granger原因的原假設，兩者的聯(lián)合檢驗也不能拒絕原假設，表明農村居民消費是外生于系統(tǒng)的，第三產業(yè)的產業(yè)結構和就業(yè)結構不能對其產生顯著的影響。 3.7var模型的脈沖響應函數(shù)和方差分解 由于var模型參數(shù)的ols估計量只具有一致性，單個參數(shù)估計值的經(jīng)濟解釋是很困難的。要對一個var模型做出分析，通常是觀察系統(tǒng)的脈沖響應函數(shù)和方差分解。 3.7.1脈沖響應函數(shù) 分別給ln

16、k3、lnl3和lnvc一個標準差大小的沖擊，得到相關的脈沖響應函數(shù)圖。由于本文研究農村居民消費與產業(yè)升級之間的關系，因此主要分析產業(yè)結構高級化率和就業(yè)結構高級化率對農村居民消費沖擊的反應，以及農村居民消費對產業(yè)結構高級化率和就業(yè)結構高級化率沖擊的反應。 結果顯示，產業(yè)結構高級化率對于農村居民消費的沖擊第1年沒有反應，第2年開始產業(yè)結構高級化率降低，第3年以后開始上升，第5年沖擊由負影響轉向正向影響。這說明長期來看農村居民消費對于產業(yè)結構高級化率具有正向推動作用，但是這種作用具有滯后性，并且第2年至第5年間農村居民消費對于產業(yè)結構的高級化率具有負向影響。也就是說農村居民消費對于產業(yè)結構高級化率

17、的正向推動作用存在5年左右的滯后期。 就業(yè)結構高級化率對于農村居民消費的沖擊第1年也沒有反應，第2年開始降低，說明農村居民消費對于就業(yè)結構高級化率的影響在第2年是負的，第3年以后農村居民消費對就業(yè)結構高級化率的影響由負變正。這說明長期來看農村居民消費對于就業(yè)結構高級化率同樣有正向推動作用，但是這種正向作用具有滯后性，在第1年農村居民消費對于就業(yè)結構高級化率沒有影響，在第2年至第3年間具有負影響，第3年以后具有正向影響，也就是說農村居民消費對于就業(yè)結構高級化率正向推動作用的滯后期大概為3年。 產業(yè)結構高級化率對于農村居民消費的沖擊在前5年是負的，第6年至第8年呈現(xiàn)微弱的正影響，第8年以后由正轉負

18、，這說明總體來看產業(yè)結構的高級化對于農村居民消費沒有明顯的正向推動作用，而且在前5年產業(yè)結構的高級化會抑制農村居民消費的增長。而就業(yè)結構的高級化率對于農村居民消費的影響一直是負向的，這說明就業(yè)結構的高級化抑制了農村居民消費的增長。 通過脈沖響應函數(shù)發(fā)現(xiàn)，農村居民消費對于產業(yè)結構和就業(yè)結構的高級化雖然在前期有負影響，但長期來看均有正向推動作用，而產業(yè)結構的高級化和就業(yè)結構的高級化抑制了農村居民消費的增長。 3.7.2方差分解 方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。對各變量的方差進行分解（表略），進一步分析廣東省農村居民消費與產業(yè)結構高級化率、就業(yè)

19、結構高級化率之間的動態(tài)變化。 結果表明，對產業(yè)結構高級化的影響短期主要由其自身的沖擊主導，但長期來看，就業(yè)結構高級化和農村居民消費均有較大影響，到第10年分別達到了31.7%和34.4%。在就業(yè)結構高級化率的方差分解中，短期主要由就業(yè)結構高級化率自身的沖擊所主導，但是長期來看，農村居民消費的沖擊也對就業(yè)結構高級化有較大影響，到第10年貢獻率比重達到了43.6%。這說明從長期來看，農村居民消費對于產業(yè)結構高級化和就業(yè)結構高級化均有顯著的影響。在對農村居民消費的方差分解中，對于農村居民消費的影響主要由其自身的沖擊所主導，到第10年自身沖擊的貢獻率仍高達83.4%。這說明產業(yè)結構高級化和就業(yè)結構高級

20、化對農村居民消費沒有顯著影響。 4結論與政策建議 通過協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)，廣東農村居民消費和產業(yè)升級之間存在著一種長期的均衡關系；通過granger因果關系檢驗發(fā)現(xiàn)，廣東農村居民消費與產業(yè)升級之間存在單向因果關系；通過脈沖響應函數(shù)和方差分解發(fā)現(xiàn)，廣東農村居民消費對產業(yè)結構高級化率和就業(yè)結構高級化率都存在顯著的推動作用，并且這種推動作用具有一定的滯后性，而產業(yè)升級對農村居民消費并不存在明顯的推動作用。 產業(yè)結構升級之所以未能有效提高農村居民的消費水平是由于：第一，在產業(yè)結構演進的過程中，農村居民始終處于產業(yè)價值鏈的底端，產業(yè)結構的演進升級所能帶給農村居民的利益分成較少，從而導致農村居民收入增長緩慢，無法形成有效的消費需求。第二，產品結構的調整一直以來主要面向的是城鎮(zhèn)居民，從而導致產品結構與農村居民消費需求不相適應，無法使農村居民的潛在消費需求得到充分挖掘，抑制了農村居民消費水平的提高。 因此，可從以下幾個方面擴大農村居民消費，提高其消費水平，推動消費結構與產業(yè)結構的調整與升級：一是增加農村居民收入，提高農村居民的消費力；二是改善農村消費環(huán)境，促進農村居民的消費增長；三是調整