我國城鎮(zhèn)居民信息消費對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響

1、    我國城鎮(zhèn)居民信息消費對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響    師豪豪楊鋒林唐鈺茹摘要：隨著我國信息產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，作為新興的信息消費和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，目前已經(jīng)成為亟待研究的問題。因此，以我國城鎮(zhèn)居民的信息消費和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為研究對象，通過城鎮(zhèn)居民信息消費支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的測度，選取城鎮(zhèn)居民信息消費支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)2個變量，運用協(xié)整模型分析了我國城鎮(zhèn)居民信息消費支出對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。結(jié)果顯示：我國城鎮(zhèn)居民人均信息消費支出每增加1元，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)將提升00361個百分點，信息消費和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)存在均衡的長期正向影響關(guān)系，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有推動作用。關(guān)鍵詞：信息

2、消費；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)；協(xié)整檢驗：f2：adoi：10.19311/ki.16723198.2017.24.0041引言作為“三駕馬車”之一的消費一直以來被看作是拉動一國經(jīng)濟增長的重要因素，目前我國在經(jīng)濟新常態(tài)下，隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷轉(zhuǎn)型升級，曾經(jīng)作為經(jīng)濟發(fā)展主要推動因素的房地產(chǎn)和汽車消費經(jīng)過超高速發(fā)展作用已不如從前，急需尋找新的增長點。2城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的測度2.1城鎮(zhèn)居民信息消費支出的測度目前我國對于信息消費支出沒有進行官方統(tǒng)計，因此目前沒有權(quán)威的統(tǒng)計數(shù)據(jù)和統(tǒng)計方法。本文采用了學(xué)術(shù)界目前使用較為廣泛的統(tǒng)計方法，即將“通訊和文化娛樂消費”支出作為信息消費支出，對城鎮(zhèn)居民信息消費進行測

3、度。因此本文的信息消費支出計算公式為：城鎮(zhèn)居民消息消費支出sti=城鎮(zhèn)居民人均通信支出+城鎮(zhèn)居民人均娛樂文化教育支出根據(jù)城鎮(zhèn)居民信息消費的計算公式，得到1995-2015年我國城鎮(zhèn)居民信息消費支出表，如表1所示。從表1中可以看到，城鎮(zhèn)居民的信息消費者支出隨著時間推移，總體呈上升趨勢，我國城鎮(zhèn)居民信息消費支出從1995年的40068元上升至2015年的340043元，增幅為743倍。2.2產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的測度對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的測度，目前學(xué)術(shù)界有多種測度方法，但多數(shù)測度方法主要基于這樣的視角：即從國民經(jīng)濟收入來看，隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展，gdp構(gòu)成中二三次產(chǎn)業(yè)的比重會不斷的升高。本文對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級衡量采

4、用傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)的方法來進行測度，即用第二、第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占gdp的比重。具體計算公式如下：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)icc=第二產(chǎn)業(yè)增加值+第三產(chǎn)業(yè)增加值國內(nèi)生產(chǎn)總值根據(jù)以上的計算公式，得到1995-2015年我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)表，如表2所示。由表2可以看出，不管是我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)一直呈上升趨勢，盡管在2004年出現(xiàn)了較小下降，約為0005%，但是之后逐年增加，總體看來我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)處在不斷的升級之中。3分析指標和方法3.1指標選取與數(shù)據(jù)來源為分析城鎮(zhèn)居民信息消費與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，考慮到信息消費的測度以及統(tǒng)計年鑒中指標的變化，選取1995-2015年作為分析的樣本期，以sti和icc作為分析變量，對兩

5、個變量取自然對數(shù)，分別用lnsti和lnicc表示，數(shù)據(jù)均取自中國統(tǒng)計年鑒（1995-2015）。3.2分析方法對于分析我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)與城鎮(zhèn)居民信息消費支出之間的作用關(guān)系，采用e-g兩步法，對于兩變量做協(xié)整分析，首先對變量做單位根檢驗，在得到兩變量為同階單位根基礎(chǔ)上，采用ols回歸；然后對于ols回歸方程的殘差進行單位根檢驗，如果殘差項的單位根檢驗結(jié)果是平穩(wěn)的，則可以認為兩個變量之間存在均衡的長期協(xié)整關(guān)系。4信息消費對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的理論模型4.1回歸模型設(shè)定根據(jù)上文對于城鎮(zhèn)居民信息消費支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的測度，根據(jù)收集的數(shù)據(jù)，建立如下回歸模型lnsti=+lnicc+采用全對數(shù)模型的方式以消

6、除異方差，其中，為截距項，為隨機誤差項。sti 表示我國的二、三次產(chǎn)業(yè)增長值占gdp增長值比例，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)。icc 表示我國城鎮(zhèn)居民人均信息消費支出。4.2平穩(wěn)性檢驗e-g兩步法的前提是兩變量存在同階單位根，對于單位根檢驗有l(wèi)lc、isp、adf和pp檢驗等方法，本文將通過eviews9軟件利用最常用的adf法對變量進行單位根檢驗。對變量sti序列和icci序列進行adf檢驗，得到檢驗結(jié)果如表3所示。由表3可以看出，兩個變量序列均在一階差分的情況下達到了平穩(wěn)，可以認為d1（lnsti）和d1（lnicc）序列均為同階平穩(wěn)，均為i（1）。51995-2015年我國城鎮(zhèn)居民信息消費對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影

7、響的實證分析根據(jù)上文對我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)lnsti和城鎮(zhèn)居民信息消費支出lnicc進行的平穩(wěn)性檢驗，兩個序列同為一階差分穩(wěn)定序列，不會產(chǎn)生偽回歸，因此可以進行ols回歸。lnsti=+lnicc+利用eviews軟件對模型進行協(xié)整回歸，得到協(xié)整方程：lnsti=00157845693lnicct=-3053067，2349395r2=0966723，dw=0637853其回歸的具體結(jié)果如表4所示。從結(jié)果看，模型存在序列相關(guān)性，模型擬合非常好。但對殘差進度lm檢驗中，發(fā)現(xiàn)殘差存在較強的一階自相關(guān)性，引入適當滯后項，得到短期非均衡模型，估計結(jié)果如下：lnsti=-0069710+0006403ln

8、icc+0000411lnicc （-1）+0811090lnsti（-1）+t=-0627175，0250683，0017164，4521629endprintr2=0982431，dw=2044711，結(jié)果的擬合度高，解釋變量通過檢驗。再進行l(wèi)m檢驗，可以得到lm的概率p值為03549，小于f的p值04651，接受原假設(shè)，模型已經(jīng)消除自相關(guān)性，說明變量lnsti和變量lnicc之間存在長期的均衡關(guān)系。接下來對殘差序列進行單位根檢驗，同樣采用adf單位根檢驗，結(jié)果如表5所示。從表5中可以看出，殘差序列單位根檢驗為平穩(wěn)序列，變量lnsti和變量lnicc之間存在著正向的長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系：ln

9、sti=-0069710+0006403lnicc+0000411lnicc （-1）+0811090lnsti（-1）因此，從長期來看，我國城鎮(zhèn)居民人均信息消費支出對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)影響效度為（0006403+0000411）/（1-0811090）=00361，即我國城鎮(zhèn)居民人均信息消費支出增加1元，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)將提升00361%，由此可以得出，城鎮(zhèn)居民人均信息消費的提高，將提升國內(nèi)生產(chǎn)總值中第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的占比。6結(jié)論本文基于 1995-2015年我國城鎮(zhèn)居民信息消費和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的樣本數(shù)據(jù)，對城鎮(zhèn)居民信息消費促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的作用進行了實證分析。研究發(fā)現(xiàn)，1995-2015年，城鎮(zhèn)居民人均信息消費支出lnsti和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)lnicc存在均衡的長期協(xié)整關(guān)系，城鎮(zhèn)居民人均信息消費支出對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)影響效度為00361，即我國城鎮(zhèn)居民人均信息消費支出增加1元，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)將提升00361%，城鎮(zhèn)居民人均信息消費的增長對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)有正向拉動作用，加大我國城鎮(zhèn)居民信息消費可以有效推動我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。參考文獻1鐘玲玲，徐春燕，王戰(zhàn)平. 2002-2015年我國信息消費對經(jīng)濟增長促進作用的實證研究j. 情報科學(xué)，2016，（11）：8085.2唐天偉，歐陽瑾.