农村居民消费对产业结构和经济增长方式影响的实证研究.docx
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农村居民消费对产业结构和经济增长方式影响的实证研究
农村居民消费对产业结构和经济增长方式影响的实证研究
——基于陕西的VAR模型研究
铜川调查队 李翔
一、引言
消费对调整产业结构和对经济增长方式的影响问题，一直是经济学界研究经济可持续发展问题的重点。
在经济学中，提升消费水平与调整产业结构和促进经济增长方式转变是社会生产可持续发展过程中的两个重要组成部分，它们分别属于消费环节和生产环节。
在社会生产环节中，消费环节是生产环节的目的和生产环节实现程度的反应，消费环节与生产环节应该是一种相互适应且制约、相互决定且发展的辩证关系。
消费能否满足生产可持续发展或者生产是否能够满足消费需求就成为评价经济体系的关键。
根据《陕西统计年鉴-2011》资料计算，农业人口是人口群体中最大的群体，而农村居民（以下简称农民）消费额仅占总消费的23.83%，达到了25%以下的较低水平（发达地区一般在60-70%之间）。
可见农民消费是下降的，因而今天出 现的内需不足与以前发展较快的经济增长时期相比，消费下降很有可能对经济可持续发展产生一种更强烈的反作用。
为此据我们在西部一些农村地区对这种消费状况调查认为，农村消费低迷的形成和趋势累增与农村传统的特定性消费纽带方式在农村特定环境中不断发扬、传承和教导有关，这种消费纽带方式的价值在于它在一定程度上约束了家庭及成员的消费，使农家在生活中非常注重“子女需求”，强调农家成员联合应对未来消费需求，将收入的60%-70%%存入银行，增加家庭对储蓄量的感知价值，从而影响着他们的消费愿望和行为。
这种生活模式和特征如果能够得到有效的刺激和提升的话，那么将对调整产业结构和转变经济增长方式产生显著的贡献。
因此，有必要从农民调整消费结构的角度出发，研究和分析消费对调整产业结构和经济增长方式的影响问题。
通过对相关文献的检索发现：
目前学者们对这一问题的研究仍在探索之中，并且一致认同消费结构是通过影响产业结构来影响经济增长的观点。
大体可分为两类：
第一类是研究消费结构升级对产业结构转换的影响。
马成文，毛舒乐（2010）通过对1990~2008年的统计数据，测度了农民消费结构对我国产业结构变动影响的效应，结果表明：
农民消费结构变动是我国产业结构变动的格兰杰原因，且当年农民消费结构变动将引起下一年产业结构的变动，而产业结构变动则不是农民消费结构变动的格兰杰原因[1]。
尚岩，王燕（2010）基于和谐理论，构建我国城镇、农民消费结构与产业结构的和谐矩阵，然后计算和谐度，进行和谐度评价分析结果表明：
我国城乡居民消费结构与产业结构的和谐度呈现存在差距、趋势相同、逐步和谐的特征[2]。
第二类是研究产业结构转换对经济增长的影响。
付凌晖（2010）对我国1978~2008年产业结构升级与经济增长的关系进行实证分析，发现我国经济总量增长明显带动了产业结构升级，而产业结构高级化对经济增长的促进作用并不显著[3]。
张翼，何有良（2010）应用偏离-份额法，实证研究了1978~2008年中国产业结构变迁过程中要素重置对中国经济增长的贡献。
在此基础上，利用分行业随机前沿生产函数，分别对1990~2008年中国第二产业和第三产业内部结构变迁的要素配置效应进行了实证分析。
研究发现，产业结构变迁带来的要素重置效应推动了中国经济增长，它对经济增长的贡献随时间的变动呈现出三阶段的变化趋势；在第二产业和第三产业的内部结构变迁过程中，轻工业和服务业增长的要素重置效应更为明显[4]。
可以看出，这些研究都是在基于消费结构的层面上，把产业结构与经济增长关系分开研究的视角下进行的，而且涉及消费对调整产业结构和对经济增长方式影响的实证研究比较少。
本文以陕西为例，选用1978~2009年统计数据，应用VAR模型和VEC模型，从研究农民消费结构、产业结构与经济增长之间的关系入手，实证研究中国农民消费对调整产业结构和经济增长方式的影响问题，对正确引导农民消费和扩大内需，促进经济可持续发展具有一定的决策应用价值。
二、变量选取、数据来源和研究方法
（一）变量选取
①经济增长指标：
使用国内生产总值（GDP），作为反映经济增长的指标。
为了消除物价水平的影响，用农民消费价格指数进行调整，得到按可比价计算的生产总值，并且在模型中使用取对数后的数值，即（LNGDP）。
②消费结构指标：
按照中国的统计方法，农民消费支出分为八类，如食品支出、住房支出等，各项支出之间的比例关系就是消费结构。
为了着重分析农民消费结构的特点与转变经济增长方式的关系，用农民恩格尔系数（EC），即农民食品支出占消费总支出的比重，作为农民消费结构的代理变量（这里未剔除物价因素，但不影响分析目的）。
③产业结构指标：
产业结构作为中间变量通常用三大产业的比重表示，为避免模型产生多重共线性，只选取第二产业比重（SP）、第三产业比重（TP）作为产业结构的代表变量。
用于表示产业结构的指标，由于是比重，未剔除物价因素，同样不影响分析目的。
（二）变量及数据来源
本文所选变量为：
①农民消费结构（EC），②第二产业比重（SP），③第三产业比重（TP），④国内生产总值（LNGDP）。
其数据均来自《陕西统计年鉴2010》（中国统计出版社，2010.7），数据时间跨度为1978～2009年，使用的计量软件为Eviews6.0。
（三）研究方法
选择非结构化的VAR模型来考察各变量之间的长期均衡和短期关系，以及在给定单位变化条件下各变量系统内相互影响的综合动态反应。
选取了4个内生变量，不包括截距项，并且不考虑其它外生变量的影响。
模型的具体形式为:
三、最佳滞后阶数与稳定性检验
在具体设定VAR模型之前，需要确定VAR模型的滞后阶数（LagIntervalsforEndogenous）。
在选择滞后阶数时，可以采用两种检验方法：
滞后阶数（LagIntervalsforEndogenous）的设定，是建立VAR模型的一个重要问题。
通常有三种方法：
一种方法是LR（似然比）检验法；另一种方法为AIC信息准则和SC信息准则的判断法，模型中AIC、SB数值最小的滞后阶数为最优的选择。
第三种则是从较大的滞后阶数开始，通过t值的比较，来实现对滞后阶数的调整。
本文在综合考虑这三种方法的基础上，初步选定滞后阶数为2，建立二阶滞后的VAR模型并进行稳定性检验，所有根的模的倒数都在单位圆内，满足了稳定性条件,根据其得到的脉冲响应函数结果应是稳定、可靠的。
四、单位根检验
在采用时间序列模型时，所用时间序列应该具备平稳性。
但是经济变量往往是非平稳的，使用非平稳的变量建立回归模型，会导致“伪回归”问题的发生。
为了避免伪回归，使得回归有意义，可以对非平稳的时间序列数据通过差分进行平稳化处理，然后进行回归。
这样做会忽略原时间序列数据所包含的有用信息。
为解决上述问题，本文使用协整方法。
在进行协整分析之前，必须对数据进行单位根检验。
考虑到序列可能存在高度自相关，本文使用ADF法检验变量的平稳性。
检验结果见表1，其中D表示各序列的二阶差分序列。
根据检验结果：
5%的显著水平，原序列LNGD、PSP、TP、EC为非平稳数据，而二阶差分后的序列DLNGDP、DSP、DTP、DEC为平稳序列。
也就是说，原序列LNGDP、SP、TP、EC为二阶单整序列。
五、协整检验
协整检验可以验证各变量之间是否存在长期均衡关系。
如果两个或者两个以上的变量是非平稳的，但是它们的某种线性组合却可能是平稳的。
在这种情况下，我们称各个变量之间存在某种长期稳定的比例关系，即协整关系。
根据对各变量的ADF检验结果，本文所采用的时间序列均为二阶单整序列。
所以可以进行协整检验。
检验两个变量之间是否存在协整关系时，一般使用Engle-Granger检验法；而对多个变量之间的协整检验，则采取Johansen-Juselius极大似然法。
根据本文的需要，采用极大似然法，进行协整检验。
检验结果见表2。
根据表2的结果可知，本文所采取的时间序列在5%的显著水平上至少存在1个协整关系，也就是在95%的置信度下，时间序列LNGDP、SP、TP、EC之间存在长期稳定的均衡关系，取标准化协整向量，可以得到如下的协整关系（正规化的协整方程）：
为验证序列的平稳性，对其进行ADF单位根检验，见表3。
根据表3的结果可知，变量的ADF检验值-4.780259明显小于5%显著水平的临界值-2.960411。
因此，残差序列平稳，协整关系正确，时间序列LNGDP、SP、TP、EC之间具有长期均衡关系。
六、向量误差修正模型
协整检验结果表明，农民消费结构、产业结构和经济增长之间存在长期较为稳定的均衡关系，为了更清晰地分析农民消费结构对调整产业结构和经济增长方式之间的长短期综合变化关系，需要构造向量误差修正模型（VEC模型）。
本文四个变量构造的VEC模型估计结果为：
估计结果显示，整体的对数似然值为：
195.0185，足够大；AIC值为：
-10.4151，SC值为：
-8.3405，非常小。
因此，模型整体效果好，解释力强。
从上述VEC模型中可以看出农民消费结构，产业结构和经济增长方式之间的短期波动大于长期均衡的影响。
从GDP的结构的方程中可以看出：
滞后1期的GDP、第二产业和第三产业结构与消费结构对其影响系数分别为0.050、0.9492、-0.0516和0.0064，只有第三产业结构在统计上是显著的；从第二和第三产业的结构方程中可以看出：
滞后1期的各变量当中，第二产业与三产业的相互影响的统计系数是显著的；从消费结构的结构方程中可以看出：
GDP以及第三产业的统计系数是显著的。
这就说明了：
①农民消费结构的变迁，未能促进经济的发展，而经济的发展，促进了农民消费结构的变化；②从农民消费结构的变化与经济增长之间的关系来看，由于长期以来农民把较多的收入用于储蓄，所以以一种维持最低生活消费为目标行为的消费模式，其实际生活消费水平总会是严格控制的，因此消费作用于经济增长和方式的影响非常小；③由于第二产业与第三产业是相互影响的，因此经济的增长，促进了产业结构的调整，这种影响绝大部分是通过市场需求以及扩大投资而起作用的，从而也未起到促进农民消费结构的升级和经济增长方式变化的作用。
七、格兰杰因果检验
在检验农民消费对调整产业结构和对经济增长方式的影响方面，我们进一步通过考察消费结构，产业结构以及与经济增长之间是否存在因果关系来说明这一问题。
本文采用了格兰杰因果检验法，来检验这三者的因果关系。
格兰杰因果检验的方法是：
假设变量x不是引起Y变化的格兰杰原因，若统计量显著（P<0.05），表示拒绝原假设，即变量x是引起Y变化的原因。
表4是对各变量进行检验的结果。
从表4可知：
①农民消费结构变动与经济增长之间不存在双向因果关系。
也就是说农民消费结构的变迁没有影响经济增长的方式，反过来说经济增长的方式也没有推动农民消费结构的升级。
②农民消费结构的变迁与产业结构（第二和第三产业）的变化之间存在着单向因果关系。
即农民消费结构的变化引起了产业结构（第二和第三产业）的变化，而产业结构（第二和第三产业）的变化，并未能引起农民消费结构的变化。
③经济增长引起了第二产业的变化，但是第二产业的变化未能引起经济增长。
④第三产业和经济增长也没有双向因果关系。
在产业结构内部，第三产业的变化引起了第二产业的变化，但是第二产业的变化未能引起第三产业的变化。
这可能与消费低和经济增长模式为投资型的根本性特征有关。
八、方差分解
格兰杰因果检验只能对各内生变量之间是否存在因果关系进行分析，但是并不能说明因果关系的大小以及强度。
为了解决这个问题，本文将采用方差分解法来说明各变量的关系。
方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度的一种测量，也是对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要信息的一种表示。
表5为消费结构，产业结构对经济增长的方差分解值，从表5可以看出，在LNGDP的变动中，0.73%-2.06%的贡献是来自EC即消费结构的变动，0.02%-5.59%是来自第二产业（SP）变化的贡献，14.55%-24.31%是来自第三产业（TP）变化的贡献。
从这三个变量贡献的变化幅度来看，消费结构对LGGDP变动中的贡献幅度最小，变差只有0.73个百分点，表明30多年来农民的消费水平，因各种因素的影响，整体处于低增长态势，对经济增长的贡献非常小，可见农民收入增长机制对提升消费水平、扩大内需和经济增长方式没有产生较大影响。
其次为第二产业，变量贡献幅度的变差为5.57个百分点，表明第二产业整体处于平稳发展状态。
变量贡献幅度最大的是第三产业，变差幅度达到近10个百分点（9.76），是消费结构贡献变动幅度的13.4倍，这可能与第三产业发展起步晚和在市场经济中的起伏变化波动较大有关，也就是说经济增长的模式对发展第三产业有较大的影响。
总体来说，产业结构变动对经济增长的贡献大于消费结构变动对经济增长的贡献。
但是，观察表5中的数据可以发现，产业结构变动对经济增长的贡献比较平稳。
而农民消费结构的变动，虽然对经济增长的贡献比较小，但是数据结果表明，它的贡献呈现出持续增强的趋势。
因此根据方差分解的结果，我们可以得到：
①产业结构的变化是经济增长的重要因素。
但是在经济发展的过程中，必须要重视农民消费结构的变化对经济增长方式影响的考察。
②消费结构变化对经济增长同样存在着拉动作用，所以在以后的经济可持续发展的进程中它将变得更为重要。
或者说成是随着经济可持续发展的需要，在政策刺激消费和支农惠农政策的作用下，提升农民消费必然会对经济增长方式的变化产生较大影响。
九、脉冲响应分析
由于VAR中不同方程的随机误差之间存在同期相关，因此需要构造一个正交距阵将同期的冲击项转换为同期不同相关的冲击项。
本文采用Cholesky分解法得到正交化的脉冲响应函数，即可以单独考虑各个变量的冲击对其他变量的影响。
图1、2分别显示了第二产业和第三产业对农村居民消费结构随机误差项一个标准冲击的响应函数，其中横轴表示冲击作用的滞后期数（单位：
年），纵轴表示农民消费结构的变化，实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准偏离带。
图3、4、5分别表示了第二产业、第三产业和农村居民消费结构对经济增长随机误差项一个标准冲击的响应函数，其中横轴表示冲击作用的滞后期数（单位：
年），纵轴表示经济增长的变化，实线与虚线表示同图1、2。
根据图1可知：
农村居民消费结构的误差项一个标准差冲击的响应，第一期为0，第二期到第六期，对农民消费结构的影响逐渐变弱，从第七期开始略有回升，这可能与政策加大刺激消费力度和支农惠农政策引导农民消费有关。
比如，加强对农业的投资和对农民生产粮食的补助，提高农村医疗、养老补助标准等，但还不能由此说明农民的消费因此而会全部增长。
从图2可以看出：
第三产业对农民消费结构的误差项一个标准差冲击的响应，第一期为0，第二期出现负值，第三期为0，从第四期开始，影响逐渐增强，第八期开始，趋于平稳。
这表明第三产业对农民消费结构的影响是显著的，这可能与政策激励农村居民加快流动速度，带动加强对基础设施建设的投资和发展第三产业有关，因而有利于农民增加工资性收入，这个因素在以后的消费需求中将变得更为重要。
因为在农业效益较低的情况下，农民把期望得到的工资性收入看成是实现消费需求的重要途径。
正是这种对收入的期望或者说成是对实现消费愿望的期盼，才使农民在流动中指望得到比他们在经营农业活动中获得较高的收入。
所以，在这样的期盼进程中，将使农民的消费水平随着收入期望增加与实际收入之间的差距扩大而降低。
从图3可以看出：
第二产业对经济增长的误差项一个标准差冲击的响应，第一期为0，第二期开始，趋于平稳状态。
这表明第二产业对经济增长具有一定的平稳推动作用，这就意味着转变经济增长方式必须研究增加需求方面的问题。
从总体上看，第二产业对农民调整消费结构的影响非常弱，因而对转变经济增长方式的影响也非常小，这就是消费低迷造成产品供大于需的现状，这对依靠内需增长转变经济增长方式来说是非常不利的。
从图4可以看出：
第三产业对经济增长的误差项一个标准差冲击的响应，第一期为0，从第二期开始到第九期基本平稳，第十期为0。
这表明第三产业对经济增长的影响是显著的，但是曲线高度明显低于图3，说明第二产业对经济增长贡献的影响要大于第三产业。
这从调整产业结构的角度来说，可能是决策者重视投资发展第二产业的原因。
从图5我们可以看出：
农民消费结构对经济增长的误差项一个标准冲击的响应，第一期、第二期为0，从第三期开始，逐渐减退。
它的经济学意义表明，农民消费结构的改变，未能影响到国民经济发展的增长模式，也就是说农民消费结构的变化，未能起到影响经济增长方式的作用。
十、结论与启示
（一）结论
本文运用动态计量模型VAR分析方法和理论在对陕西省农民消费结构、产业结构和经济增长之间的关系进行实证研究的基础上，就农民消费对产业结构和对经济增长方式的影响问题进行了系统研究，其研究成果对决策者制定政策、指导社会实践具有一定的现实意义和长远价值。
本文研究结果表明：
①农民消费结构的演变与经济增长方式之间没有双向因果关系，这可能在投资型经济增长的模式中，会引发刺激内需的任务更加艰巨。
导致这一结论的直接原因是农民收入水平较低，和对需求增加感到担忧所致。
根据1990--2009年统计年鉴资料计算，各省市区农民人均年纯收入增长速度普遍低于国民生产总值和财政收入增长速度。
这就表明农民从国民生产总值和收入分配机制中获得的收入很低，加之在不同地理位置中的农民在面对消费需求方面都表现出许多内在的同质性，即对需求增加感到担忧，这就决定了农民的生活模式难以改变。
从而使消费结构的变迁，没有起到推动经济增长方式变化的作用；经济发展，促进了农民消费结构的演变。
而经济增长却引起了需求的迅速增长，这种因果关系导致农民把收入中的60%-70%用于储蓄。
②劳动力资源的流动和支农惠农政策刺激了农民消费结构的变化。
因为有劳动力资源流动的需求和支农惠农政策的鼓励，从而使消费结构的变迁在一定程度上引起了产业结构的变化。
但由于农民在消费方面包括流动性成本等在内常常设定一个“限定值”，用来应对生活中的消费需求，致使产业结构的变化未能引发农民消费结构的升级，而农民消费结构的变动却促进了产业结构的变动，从而它们之间只存在单向因果关系，这是非常重要的结论。
③第二产业和第三产业之间是相互影响的。
而且存在着，第三产业变化引起了第二产业的变化，经济增长，引起了第二产业变化。
因此可知，合理的产业结构是影响经济增长方式变化的动力。
（二）启示
首先，由于扩大内需包括消费在以后的经济可持续发展中将变得更为重要，因此要从机制上根本解决农民就业、农业效益低和城乡居民收入分配差距扩大的问题，包括自然灾害与粮食安全生产相联系的经济损失，而不是用政策补贴、政府采购的措施来应对农民现实生活中面临的新情况。
同时还要提高对内陆地区农村公共服务建设的投资，和提高农村人口的医疗门诊、住院报销起点标准，从而通过加大刺激内需的政策措施和使得现在消费仍很低迷的市场得以提升。
这是解决市场经济中的内需问题和转变经济增长方式所面临的重要问题。
第二，依靠市场作用调整产业结构是转变经济增长方式的关键。
由于消费结构对产业结构的调整具有一种强烈的、经常的抑制作用和单向因果关系。
于是调整产业结构不可能逾越它的抑制作用，否则就会造成供过于需的生产后果。
为此就要在市场作用下，通过调整产业结构来转变经济增长方式。
而调整产业结构是受需求增长的绝对影响的，因此对公共服务方面反映出的农村需求和城乡差距，政府可以利用掌握的政策资源扩大对农村公共服务方面的部署投资，并通过市场作用调整解决公共服务和特殊资源供给服务的价格；对市场反映由于已增加的生产能力所引起的生产率较高的问题，“可通过市场需求而不是由生产率通过价格影响产量这种关系来解决”[5]。
这样才能使经济增长的方式在调整产业结构和提升农民消费结构的过程中取得成效。
参考文献：
[1]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）.
[2]尚岩,王燕.我国城乡居民消费结构与产业结构和谐性分析[J].商业时代,2010,（21）.
[3]付凌晖.我国产业结构高级化与经济增长关系的实证研究[J].统计研究,2010,（8）.
[4]张翼,何有良.产业结构变迁、要素重置与中国经济增长[J].经济经纬,2010,（3）.
[5]（美）朱利安.L.西蒙.人口增长经济学[M].北京大学出版社，1984，5
签发：
李忠义
核稿：
谭静池
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