韓琦 釗陽
內(nèi)容摘要:本文利用我國1997-2016年省級面板數(shù)據(jù),基于城鄉(xiāng)二元消費結(jié)構(gòu)的視角,運(yùn)用面板向量自回歸模型方法驗證消費升級與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系及其動態(tài)變化。結(jié)論表明,影響初期,消費升級就能夠?qū)?jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用,這一影響一直保持增加態(tài)勢。從第0期到第1期,城市居民消費對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用且作用遞增,在第2期之后城市居民消費促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用開始遞減,且在第10期仍然保持遞減趨勢。整體而言,城市居民消費促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長,整體趨勢呈現(xiàn)先增后減的倒“U”結(jié)構(gòu)。方差分解分析發(fā)現(xiàn),農(nóng)村居民消費、城市居民消費對經(jīng)濟(jì)增長的解釋貢獻(xiàn)度均呈遞增趨勢,從貢獻(xiàn)度大小來看,農(nóng)村居民消費對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度比城市居民消費大。
關(guān)鍵詞:經(jīng)濟(jì)增長 ? 農(nóng)村居民消費 ? 城市居民消費 ? 面板VAR
引言及文獻(xiàn)綜述
從2012年開始,我國經(jīng)濟(jì)增速開始放緩,進(jìn)入經(jīng)濟(jì)新常態(tài)。在此背景下,調(diào)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)方式,推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級成為中央促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的重要手段。眾多學(xué)者對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響因素進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn),城鎮(zhèn)化(王婷,2013)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(干春暉等,2011)、金融水平(李惠彬等,2009)、人力資本(羅良清和尹飛霄,2013)、資本投入(嚴(yán)成樑,2011)、交通基礎(chǔ)設(shè)施(王雨飛和倪鵬飛,2016)等因素都會對我國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著影響。
與此同時,我國居民消費總額不斷增長,社會消費品零售總額由2003年的45842億元增加到2016年的332316億元,年均增長16.46%,最終消費支出對經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)率由2003年的35.4%增加到2016年的64.6%,增長了接近一倍,我國經(jīng)濟(jì)增長由主要依靠投資、出口拉動向依靠消費拉動轉(zhuǎn)變,消費成為拉動經(jīng)濟(jì)增長的“第一大馬車”?;诖?,自然會產(chǎn)生疑問:我國居民消費的快速增長能否成為新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)增長的新動力?
通過梳理既有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn),學(xué)者主要從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(徐春華和劉力,2013;鄧于君和李美云,2014)、收入差距(李鳳升等,2011)、投資(王首元,2011)、企業(yè)績效(黎文靖和池勤偉,2015)、對外貿(mào)易(蘇梽芳與蔡經(jīng)漢,2009;徐少君,2011)等角度研究消費對經(jīng)濟(jì)的影響,也有少量文獻(xiàn)研究消費對經(jīng)濟(jì)增長的影響(孫國鋒和王家新,2008;劉金全和王俏茹,2017),但上述文獻(xiàn)沒有考慮消費中城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響。因此,本文基于我國1997-2016年省級面板數(shù)據(jù),從城鄉(xiāng)二元消費結(jié)構(gòu)的視角,利用PVAR模型研究消費升級對經(jīng)濟(jì)增長的影響。
模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明
(一)模型構(gòu)建
為了量化分析消費升級與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系,需要運(yùn)用一定的實證方法,本文主要運(yùn)用面板向量自回歸方法。在運(yùn)用該方法之前,需要對該模型的前提基礎(chǔ)進(jìn)行估計,也就是模型的滯后期檢驗。因為該模型需要最優(yōu)滯后期,這是提高模型估計精度的關(guān)鍵。為了實現(xiàn)這一目的,需要用到滯后期選擇的相關(guān)方法和統(tǒng)計量,其中AIC、BIC、HQIC準(zhǔn)則是進(jìn)行相關(guān)分析比較準(zhǔn)確的估計量。如果假設(shè)檢驗?zāi)軌蝻@著拒絕,則該滯后期下的期數(shù)是本模型的最優(yōu)滯后期。估計量準(zhǔn)則檢驗結(jié)果如表1所示,結(jié)果表明在第2期的時候三個準(zhǔn)則均在5%的水平下顯著,因此可以選擇滯后2期為本文模型的最優(yōu)滯后期。基于上述討論,最終確立滯后2期的面板向量自回歸模型。
(二)數(shù)據(jù)說明
本文用于分析的主要變量為經(jīng)濟(jì)增長和消費升級,根據(jù)面板向量自回歸模型的設(shè)定,本文不需要加入其他控制變量,只需將核心變量設(shè)置正確即可。本文變量度量的主要工作在于如何衡量轉(zhuǎn)型升級概念,經(jīng)過分析,經(jīng)濟(jì)增長變量以實際人均GDP的對數(shù)衡量,實際GDP用當(dāng)年消費價格指數(shù)平減。為了度量消費升級變量,主要利用第三次產(chǎn)業(yè)的比重衡量,這一指標(biāo)基本能夠囊括消費升級的大部分內(nèi)容,同時也體現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的內(nèi)涵。本文使用的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)為省級面板數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)期間為1997-2016年,包含我國31個省份,所有數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》,表2為變量描述性統(tǒng)計。
實證結(jié)果分析
(一)面板單位根檢驗
使用面板向量自回歸模型需要滿足一定條件,這也是模型的約束條件,其中之一就是要求模型中所使用的變量必須是平穩(wěn)變量。如果變量為非平穩(wěn)變量,則會導(dǎo)致模型估計為偽回歸。因此,在進(jìn)行面板向量自回歸前需要對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。常用的平穩(wěn)性檢驗方法和準(zhǔn)則有LLC和IPS準(zhǔn)則,本文亦使用這兩個準(zhǔn)則進(jìn)行聯(lián)合檢驗。如果檢驗發(fā)現(xiàn)顯著拒絕原假設(shè),則表明變量是平穩(wěn)變量。實際過程中有些變量并不滿足平穩(wěn)性要求,則需要對變量進(jìn)行差分處理,看其一階差分變量是否為平穩(wěn)變量,也就是一階單整過程,滿足一階單整的變量也能夠進(jìn)行面板向量自回歸分析。平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如表3所示,結(jié)果表明兩個變量本身的檢驗并沒有拒絕原假設(shè),說明原始變量并不滿足平穩(wěn)性要求,因此需要進(jìn)一步對一階差分后的變量進(jìn)行檢驗。一階差分后的變量檢驗結(jié)果表明,顯著拒絕原假設(shè),說明變量是一階單整的,同樣滿足面板向量自回歸分析的要求。為此,本文后續(xù)分析將建立二階之后的面板向量自回歸模型分析。
(二)格蘭杰因果檢驗
面板向量自回歸模型還有一個規(guī)范步驟是對變量間因果關(guān)系進(jìn)行檢驗,通過因果關(guān)系檢驗可以為脈沖響應(yīng)分析提供證據(jù),并進(jìn)一步確定變量間關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系是一種統(tǒng)計概念上的因果關(guān)系,通過建立聯(lián)系方程以識別變量間的相關(guān)關(guān)系。本文同樣對消費升級和經(jīng)濟(jì)增長之間的格蘭杰因果關(guān)系進(jìn)行檢驗。根據(jù)前文滯后期選擇檢驗,下文同樣基于二階之后進(jìn)行因果關(guān)系檢驗,檢驗結(jié)果如表4所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn),從消費升級到經(jīng)濟(jì)增長這一路徑中,系數(shù)顯著拒絕原假設(shè),即消費升級是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰因。反過來,從經(jīng)濟(jì)增長到消費升級這一路徑,系數(shù)顯著性檢驗沒有通過,接受原假設(shè),表明經(jīng)濟(jì)增長不是消費升級的格蘭杰因。基于上述分析,本文認(rèn)為消費升級和經(jīng)濟(jì)增長之間具有單向格蘭杰因果關(guān)系,這為下文利用脈沖響應(yīng)方法分析動態(tài)關(guān)系提供了基礎(chǔ)。
(三)脈沖響應(yīng)分析
表5為脈沖響應(yīng)的具體數(shù)值,第三列為經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)村居民消費沖擊的脈沖響應(yīng)值,第四列為經(jīng)濟(jì)增長對城鎮(zhèn)居民消費沖擊的脈沖響應(yīng)值。從圖1脈沖響應(yīng)結(jié)果來看,從第0期開始,農(nóng)村居民消費增加對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向影響,且促進(jìn)作用不斷增強(qiáng),在第10期還在增長。這一結(jié)果說明,農(nóng)村居民消費增長對經(jīng)濟(jì)增長具有持續(xù)刺激作用。對于這一結(jié)果,本文認(rèn)為,一方面,從消費的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)屬性來看,受限于國家城市優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略,農(nóng)村增長更多服務(wù)于城市工業(yè)化發(fā)展,導(dǎo)致城鄉(xiāng)之間形成巨大剪刀差,農(nóng)村居民收入增長受到抑制。因而,我國農(nóng)村居民消費增長明顯低于城鄉(xiāng)居民;另一方面,我國農(nóng)村居民消費能夠顯著刺激經(jīng)濟(jì)增長。隨著農(nóng)村居民消費潛力得到挖掘,極大釋放了被壓抑的農(nóng)村消費對經(jīng)濟(jì)增長的刺激作用,使得農(nóng)村居民消費對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用保持遞增趨勢。這一結(jié)論具有很強(qiáng)的政策含義,說明增加農(nóng)村居民收入,刺激農(nóng)村居民消費,擴(kuò)大農(nóng)村消費市場可以成為經(jīng)濟(jì)增長的新動力。
從圖2脈沖響應(yīng)結(jié)果來看,從第0期到第1期,城市居民消費對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用且作用遞增,在第2期之后城市居民消費促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用開始遞減,且在第10期仍然保持遞減趨勢。整體而言,城市居民消費促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長,但這一促進(jìn)作用呈現(xiàn)先遞增后遞減的倒“U”型趨勢。對于這一結(jié)論,本文認(rèn)為,城市部門得益于經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的偏向性,城市居民收入增長較快,消費水平和層次均較農(nóng)村居民高。因而,在短期內(nèi)城市居民消費增長對經(jīng)濟(jì)增長具有較大拉動作用。但是,一方面由于城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的限制,農(nóng)村居民消費增長不足,導(dǎo)致城市消費市場增長后勁不足,從而影響整體消費市場的擴(kuò)大;另一方面由于邊際遞減效應(yīng),城市居民消費增長規(guī)模效應(yīng)開始呈現(xiàn)遞減特征,加上城市二元結(jié)構(gòu)的制約進(jìn)一步加快了邊際遞減效應(yīng)。因而,城市居民消費增長對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用先遞增后遞減的特征。
(四)方差分解分析
基于脈沖響應(yīng)分析只能對影響的絕對值進(jìn)行解釋,而無法解釋相對效應(yīng),方差分解方法通過分解各變量影響貢獻(xiàn)的相對大小來分析影響的重要性,從而對脈沖響應(yīng)分析形成補(bǔ)充,方差分解結(jié)果如表6所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn),兩種消費市場均能夠解釋經(jīng)濟(jì)增長,且其解釋經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度不斷增強(qiáng)。但具體觀察兩者貢獻(xiàn)度大小,農(nóng)村居民消費的作用明顯強(qiáng)于城市居民消費,因而挖掘農(nóng)村消費市場具有較強(qiáng)邊際效益。
結(jié)論與建議
通過區(qū)分消費市場的二元屬性,本文基于面板數(shù)據(jù),利用面板向量自回歸模型實證檢驗二元消費市場對經(jīng)濟(jì)增長的影響。本文結(jié)論表明,影響初期,消費升級就能夠?qū)?jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用,這一影響一直保持增加態(tài)勢,在第10期還在增長。從第0期到第1期,城市居民消費對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用且作用遞增,在第2期之后城市居民消費促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用開始遞減,且在第10期仍然保持遞減趨勢。整體而言,城市居民消費促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長,整體趨勢呈現(xiàn)先增后減的倒“U”結(jié)構(gòu)。方差分解分析發(fā)現(xiàn),農(nóng)村居民消費、城市居民消費對經(jīng)濟(jì)增長的解釋貢獻(xiàn)度均呈遞增趨勢,從貢獻(xiàn)度大小來看,農(nóng)村居民消費對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度比城市居民消費大。
基于上述結(jié)論,本文認(rèn)為,首先,擴(kuò)大農(nóng)村消費市場要采取因地制宜的政策,支農(nóng)扶貧政策應(yīng)不斷加大力度,但更要注重根據(jù)各地實際情況采取針對性措施。國家最近推進(jìn)的美麗鄉(xiāng)村和新型小鎮(zhèn)政策可以為擴(kuò)大農(nóng)村居民收入提供一個突破口。其次,通過發(fā)揮農(nóng)村地區(qū)各城鎮(zhèn)的地域、文化和資源優(yōu)勢,發(fā)展各地適宜的產(chǎn)業(yè)和特色產(chǎn)品,有利于充分利用各自優(yōu)勢,最大化當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)收益,提高農(nóng)民收入。收入提高,消費能力也就隨之提升,農(nóng)村消費市場隨之?dāng)U大。最后,進(jìn)一步采取措施,緩解城鄉(xiāng)居民消費差距不斷擴(kuò)大的趨勢,弱化消費差距對消費增長的制約作用。
參考文獻(xiàn):
1.黎文靖,池勤偉.高管職務(wù)消費對企業(yè)業(yè)績影響機(jī)理研究—基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的視角[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì),2015(4)
2.劉金全,王俏茹.最終消費率與經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)系—基于PSTR模型的國際經(jīng)驗分析[J].國際經(jīng)貿(mào)探索,2017(3)
3.余麗瓊.基于消費者偏好的區(qū)域型購物中心業(yè)態(tài)組合探索[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究,2018(1)
4.王雨飛,倪鵬飛.高速鐵路影響下的經(jīng)濟(jì)增長溢出與區(qū)域空間優(yōu)化[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì),2016(2)
5.李穎.旅游消費與國民經(jīng)濟(jì)增長的實證分析—以陜西省旅游消費與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長狀況為例[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究,2017(20)