王威峰　劉彬　趙文玲

摘 要：利用1994-2013年的時間序列數(shù)據(jù)，通過構建向量自回歸（VAR）模型對我國產(chǎn)業(yè)結構升級與農(nóng)村居民生活水平改善的協(xié)調性及變量自身發(fā)展狀況進行實證分析。結果顯示：農(nóng)村居民生活水平的提高對我國產(chǎn)業(yè)結構升級有較大且顯著的同向促進作用；而現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)結構升級模式對農(nóng)村居民生活水平的提高并未存在顯著的促進作用；我國產(chǎn)業(yè)結構升級存在“路徑依賴”；農(nóng)村居民消費水平受過去消費習慣的影響。最后，從加快改善農(nóng)村居民生活水平角度，提出對我國現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)結構升級模式進行調整的必要性并給出相應的對策建議。

關鍵詞：產(chǎn)業(yè)結構升級；農(nóng)民生活水平；協(xié)調性；VAR模型

中圖分類號：

F2

文獻標識碼：A

文章編號：16723198（2015）03001202

1 引言

社會主義市場經(jīng)濟改革以來，我國經(jīng)濟實力突飛猛進，服務業(yè)產(chǎn)值份額與就業(yè)比重同時上升的“經(jīng)濟服務化”現(xiàn)象（楊治，1985）在我國也得到了初步印證：我國三次產(chǎn)業(yè)結構產(chǎn)值比重由1994年的6.4∶67.9∶25.5調整到2013年的4.9∶48.3∶46；三大產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重由1994年的54.3 ∶22.7∶23調整到2013年的31.4∶30.5∶38.4。由此可見，無論從產(chǎn)值結構還是從就業(yè)結構來看，我國產(chǎn)業(yè)結構都在不斷升級，并且第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展成為了近20年來我國產(chǎn)業(yè)結構升級的明顯趨勢。然而在與發(fā)達國家的橫向比較中，我國第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值結構與就業(yè)結構發(fā)展存在明顯的滯后。產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學理論認為：隨著經(jīng)濟的發(fā)展和人均收入水平的提高，第三產(chǎn)業(yè)的勞動力和國民收入的相對比重將保持不斷上升趨勢。因而，未來中國第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展依然是我國產(chǎn)業(yè)結構升級的主要特征。

與此同時，農(nóng)村居民生活水平得到大幅提高，農(nóng)村居民家庭人均年純收入從1994年的686.3元增加到2013年的8，895.9元；農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)從1994年的58.8%下降到2013年的37.7%。然而，農(nóng)村居民的可支配收入大大落后于城鎮(zhèn)居民，且差距呈不斷擴大之勢，這嚴重影響著農(nóng)村居民生活水平的提高。我國是農(nóng)村人口占比接近50%的大國，不斷提高農(nóng)村居民的生活水平，實現(xiàn)城鄉(xiāng)區(qū)域協(xié)調發(fā)展是全面建成小康社會的歷史要求，是體現(xiàn)社會公平、和諧的內在選擇，也是實現(xiàn)將擴大內需作為中國經(jīng)濟社會發(fā)展戰(zhàn)略基點的必然抉擇。

從現(xiàn)有文獻來看，學術界對農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展狀況和居民生活水平關注較少；對農(nóng)村居民生活水平顯著滯后于城鎮(zhèn)居民生活水平缺乏更深層次的思考；對現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)結構升級模式與農(nóng)村居民生活水平的提高是否存在協(xié)調發(fā)展的研究尚屬于空白。本文通過建立向量自回歸（VAR）模型對我國產(chǎn)業(yè)結構升級與農(nóng)村居民生活水平之間的關聯(lián)性進行實證研究，試圖回答：我國現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)結構升級模式與農(nóng)村居民生活水平改善是否存在協(xié)調性？并結合實際和實證結果提出相應的對策建議。

2 研究方法、指標選取及數(shù)據(jù)來源

2.1 研究方法——向量自回歸（VAR）模型

傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟方法描述變量間的數(shù)量關系是以經(jīng)濟理論為基礎的，但是經(jīng)濟理論在一定程度上不能反映變量間的動態(tài)關系，為此，美國經(jīng)濟學家西姆斯（C.A.Sims）于1980年將向量自回歸（VAR）模型巧妙地引入經(jīng)濟學以期解決傳統(tǒng)計量模型所存在的問題。

在兩個變量情況下假定受到現(xiàn)在和過去的影響，則VAR模型的一般標準形式可以表述為：

服從均值為0，方差為σ2xt、σ2yt的白噪聲，且相互獨立。

基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質是建立VAR模型的出發(fā)點，該模型將系統(tǒng)中每一個內生變量作為系統(tǒng)中其他內生變量的滯后期的函數(shù)來構造，從而將單變量自回歸模型推廣到向量自回歸模型，為探尋系統(tǒng)中各變量間的動態(tài)關系提供了合理的分析工具。

2.2 指標選取及數(shù)據(jù)來源

本文使用以往相關的大部分文獻中所采用的指標來衡量農(nóng)村居民生活水平，即農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)；由于農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)與農(nóng)村居民生活水平為反向對應關系，為了研究結果分析的方便，結合我國產(chǎn)業(yè)結構升級的明顯趨勢，使用與以往相關文獻中所采用的反向指標來衡量產(chǎn)業(yè)結構升級狀況，即用第一、二產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻程度來表示。在實證部分使用X表示農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)，Y表示產(chǎn)業(yè)結構升級狀況，當X數(shù)值越小時表示農(nóng)村居民生活水平越高，當Y數(shù)值越小時表示產(chǎn)業(yè)結構升級狀況越好。

相關數(shù)據(jù)來源于1994-2014年中國統(tǒng)計年鑒。為消除異方差及量綱的影響，對各序列進行了對數(shù)化處理，即第一、二產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻程度及居民恩格爾系數(shù)的對數(shù)形式分別用LnX和LnY表示。

3 實證分析

3.1 VAR模型的平穩(wěn)性檢驗

在對VAR模型滯后期的選擇時，根據(jù)似然比FPE準則和SBIC準則，應選擇滯后1階，表明當滯后階數(shù)為1階時，模型設定較為穩(wěn)定，因此確定VAR（1）模型。VAR模型穩(wěn)定的條件是VAR的特征方程所有根的倒數(shù)值均在單位圓以內。根據(jù)VAR模型生成的AR逆根圖，如果特征方程的全部根倒數(shù)值都在單位圓之內，則說明該VAR模型是穩(wěn)定的。那么根據(jù)圖1可知，本文所選取的模型是穩(wěn)定的。

3.2 格蘭杰因果檢驗

格蘭杰（Ganger）因果檢驗是從統(tǒng)計的角度檢測變量之間是否存在顯著因果關系的一種常用方法。本文對我國產(chǎn)業(yè)結構升級與農(nóng)村居民生活水平之間進行格蘭杰因果檢驗（如表1），結果表明：我國農(nóng)村居民生活水平的改變是產(chǎn)業(yè)結構升級的原因；我國產(chǎn)業(yè)結構升級不是農(nóng)村居民生活水平改變的原因。這說明從統(tǒng)計意義上，我國農(nóng)村居民生活水平改善對產(chǎn)業(yè)結構升級具有顯著促進作用，而現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)結構升級模式對農(nóng)村居民生活水平的改善不存在顯著的促進作用。

方程右邊每項的下方數(shù)值為Z檢驗值，*與***分別表示在10%和1%的顯著性水平下顯著。從方程（1）可以看出：（1）滯后一期的產(chǎn)業(yè)結構對當期產(chǎn)業(yè)結構升級有同向促進效應，即上一期的第三產(chǎn)業(yè)占GDP之比每增長1%，將促進自身當期增長0.303%，表明產(chǎn)業(yè)結構升級存在自身的路徑依賴。（2）滯后一期的農(nóng)村居民生活水平，對當期的產(chǎn)業(yè)結構升級有較大且顯著的同向促進作用，即上一期的農(nóng)村居民非食品支出占總支出之比提高1%時，將促進當期第三產(chǎn)業(yè)占GDP之比提升0.449%。從方程（2）可以看出：（1）滯后一期的產(chǎn)業(yè)結構對當期農(nóng)村居民生活水平存在較弱同向的促進作用，即上一期的第三產(chǎn)業(yè)占GDP之比提升1%時，將帶來當期農(nóng)村居民生活水平提高0089%，表明我國現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)結構升級模式對農(nóng)村居民生活水平的提高雖有一定的正向效應，但并未存在顯著的促進作用。（2）滯后一期的農(nóng)村居民生活水平對其當期有同向促進作用。即上一期農(nóng)村居民非食品支出占總支出之比提高1%時，將促進本期農(nóng)村居民非食品支出占總支出之比提高0.903%，這驗證了消費理論中居民消費水平受過去消費習慣的影響。

3.4 脈沖響應分析

脈沖響應函數(shù)（Impulse Response Function）是用來衡量隨機擾動項的一個標準差沖擊對其他變量當前和未來取值的影響軌跡，能夠比較直觀地刻畫出變量之間的動態(tài)交互作用及效應。在圖2、圖3中橫軸代表沖擊作用的滯后期數(shù)（單位：年），縱軸表示受沖擊變量的響應，實線表示脈沖響應函數(shù)，陰影部分表示95%的置信區(qū)間。lnX代表的是產(chǎn)業(yè)結構升級指標的對數(shù)，lnY代表的是農(nóng)民生活水平指標的對數(shù)。

對圖2分析可得：在10期內，農(nóng)民生活水平的改善對我國產(chǎn)業(yè)結構升級都存在正向促進作用，其中在第1期最大，當農(nóng)民生活水平提高1個百分點時，會促進產(chǎn)業(yè)結構升級提升0.025個百分點；在隨后9期，正向促進效應逐漸下降，最后趨于0.02。從圖3分析可得：在10期內，我國產(chǎn)業(yè)結構升級的提升對我國農(nóng)民生活水平同樣都存在正向促進作用，其中在第3期達到最大，產(chǎn)業(yè)結構升級提升1個百分點時，會帶來農(nóng)民生活水平提高0.012個百分點；在隨后7期，正向促進效應也逐漸下降，最后略低于0.01。從脈沖的整體效果看：農(nóng)村居民生活水平的改善對產(chǎn)業(yè)結構升級的提升有較大且顯著的同向促進作用，而產(chǎn)業(yè)結構升級的提升對農(nóng)村居民生活水平的改善有較弱的正向影響但未存在顯著的促進作用。

4 結論與對策建議

4.1 結論

基于VAR模型的實證分析結論：第一，農(nóng)村居民生活水平的提高對我國產(chǎn)業(yè)結構升級有較大且顯著的同向促進作用；第二，產(chǎn)業(yè)結構升級的提升對農(nóng)村居民

生活水平的改善并未存在顯著的促進作用；第三，我國產(chǎn)業(yè)結構升級存在路徑依賴；第四，農(nóng)村居民消費水平受過去消費習慣的影響。結論的第二點為我們提供了如何加快改善農(nóng)村居民的生活水平、縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的新視角——調整產(chǎn)業(yè)結構升級模式。

4.2 對策建議

未來中國第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展依然是我國產(chǎn)業(yè)結構升級的主要特征，本文從加快改善農(nóng)村居民生活水平、縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的視角，對調整我國第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展給出建議：

第一，優(yōu)化第三產(chǎn)業(yè)的內部結構，以更好承接農(nóng)村剩余勞動力的轉移和實現(xiàn)農(nóng)村失業(yè)人員的再就業(yè)。首先，需要增加符合農(nóng)村居民文化和技能水平的勞動密集型第三產(chǎn)業(yè)；其次，發(fā)展針對農(nóng)村居民的教育培訓業(yè)，以提高農(nóng)村居民的文化和技能水平，提高其生產(chǎn)效率，讓第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與農(nóng)村居民收入之間形成良性互動。

第二，大力發(fā)展農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)。首先，完善現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)服務體系，為農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供良好的軟壞境；其次，因地制宜的發(fā)展現(xiàn)代觀光旅游產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)農(nóng)村資源的有效利用，同時為延伸農(nóng)村服務業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈提供支撐；再次，健全農(nóng)村金融服務體系，為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結構升級提供資金支持。

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