李瑩瑩

[摘要]構建VAR模型，并運用脈沖響應分析及方差分析等方法對貴州城鄉(xiāng)居民消費結構與產業(yè)結構之間的關系進行了實證檢驗，檢驗結果表明，貴州產業(yè)結構升級受農村居民消費結構升級的影響較大;貴州城鎮(zhèn)居民消費結構受到產業(yè)結構變動沖擊產生較弱反應;短期內貴州農村居民消費結構比貴州城鎮(zhèn)居民消費結構受到貴州產業(yè)結構變動感應敏感度低。針對這些結論提出了相應的對策建議。

[關鍵詞]城鎮(zhèn)居民消費結構;農村居民消費結構;產業(yè)結構

[中圖分類號]F063.2[文獻標識碼]A

現階段我國正處于由投資拉動型經濟向消費拉動型經濟轉型的時期，處理好消費需求與產品供給的關系，使二者處于協(xié)調發(fā)展的狀態(tài)對于這一時期我國經濟轉型有較為重要的意義?；谂涞诳死?、凱恩斯等經濟學家相關理論基礎，國內外學者大多從結構的角度去認識并處理二者之間的關系。

貴州地區(qū)經濟一直是我國經濟的重要組成部分，其消費結構與產業(yè)結構的發(fā)展在一定程度上直接或間接的對我國的消費結構及產業(yè)結構會產生一定的影響（劉東皇、孟范昆，2014）。認識并處理好貴州省產業(yè)結構與消費結構的關系不僅有利于貴州省自身經濟的發(fā)展，而且能在一定程度上促進我國經濟轉型的進程。在此背景下，本文探討貴州消費結構與產業(yè)結構的互動關系就具有了一定的現實意義，基于城鄉(xiāng)消費結構的差異性（孟范昆、劉東皇，2012），故本文的研究是從城鎮(zhèn)居民消費結構、農村居民消費結構及產業(yè)結構三者間的互動關系展開分析研究的。

1 實證分析

1.1 指標選取與數據來源

本文選取恩格爾系數作為衡量貴州地區(qū)城鄉(xiāng)居民消費結構變動的指標，城鎮(zhèn)居民恩格爾系數用GCEC表示，農村居民恩格爾系數用GUEC表示。貴州地區(qū)產業(yè)結構變動用貴州地區(qū)第二產業(yè)、第三產業(yè)增加值與GDP占比來衡量，并用GIS表示。為了消除時間序列可能存在的異方差性，對涉及變量進行取對數處理，處理后的變量分別用LNGUEC，LNGCEC，LNGIS表示。數據樣本區(qū)間為1995～2017，相關數據來源于《貴州統(tǒng)計年鑒》。

1.2 模型設定與模型檢驗

本文選取VAR模型來對貴州省城鄉(xiāng)消費結構與產業(yè)結構間相互作用關系進行實證分析，所設定的VAR模型形式如下：

yt=A0+A1yt-1+A2yt-2+........Apyp-1+εt（t=1，2，3....T）

其中，yt= ，A1A2.....Ap是待估參數矩陣，p是滯后階數，εt是擾動向量。

1.2.1 變量平穩(wěn)性檢驗。變量非平穩(wěn)性會導致偽回歸，因此首先需要對變量的平穩(wěn)性進行檢驗，本文運用LLC、IPS、ADF 和 PP 這四種方法進行變量平穩(wěn)性檢驗。

對于各原始變量采取了含截距和時間趨勢進行檢驗，而對于一階差分后的DLNGCEC序列、DLNGUEC序列采取了含截距的檢驗方式，一階差分后的DLNGIS序列采取含截距和時間趨勢的檢驗方式，滯后期數根據SC準則自動選取。平穩(wěn)性檢驗結果顯示原始變量為非平穩(wěn)性時間序列，一階差分后均為平穩(wěn)性時間序列。

1.2.2 最優(yōu)滯后階數選擇。為了使最優(yōu)滯后階數選擇的結果更為可靠，本文使用了LR、FPE、AIC、 SC 和 HQ 五種方法來確定最優(yōu)滯后階數，結果顯示FPE、AIC、 SC 和 HQ 這四種方法選擇滯后1階，因此可將最佳滯后結果確定為1。

1.2.3 模型穩(wěn)定性檢驗。經檢驗模型VAR（1）特征根的倒數全都在單位圓內即VAR（1）特征根的倒數數值全部小于1，滿足穩(wěn)定性條件。

1.2.4 協(xié)整檢驗。由于本文所涉及到的為多變量，因此選Johansen檢驗法進行協(xié)整檢驗。Johansen協(xié)整檢驗包括跡檢驗和最大特征根檢驗，檢驗結果表明在5%顯著性下均拒絕了三個變量無協(xié)整關系的假設，故三個變量存在協(xié)整關系。

1.3 脈沖響應函數分析。

本文選用廣義脈沖響應函數來展示貴州省產業(yè)結構變動與貴州省城鄉(xiāng)消費結構變動的長期動態(tài)作用關系。利用VAR（1）模型分別作了貴州省產業(yè)結構受貴州省城鄉(xiāng)消費結構變動沖擊的脈沖響應函數圖，貴州省城鄉(xiāng)消費結構變動受其產業(yè)結構變動沖擊的脈沖響應函數圖。

由貴州省產業(yè)結構受貴州省城鄉(xiāng)消費結構變動沖擊的脈沖響應函數圖可以看出GGIS對GCEC及GUEC沖擊的響應是先產生負向效應，接著會產生正向效應，且對GUEC的響應更為強烈些。這表明相對于城鎮(zhèn)消費結構變動，貴州省農村消費結構的變動對產業(yè)結構的變動影響更為強烈些。

由貴州省城鎮(zhèn)消費結構變動受其產業(yè)結構變動沖擊的脈沖響應函數圖，可知GCEC一直對GGIS的沖擊產生負效應，且效應隨著時間逐漸減弱。這由于地區(qū)產業(yè)結構升級會導致地區(qū)消費結構升級，主要通過兩方面產生影響，一方面是產業(yè)結構升級會提高經濟發(fā)展速度進而增加人們收入，從而促進人們的消費結構升級，另一方面由于產業(yè)結構升級帶來的產品供給的升級引發(fā)的消費需求的升級。但是這種影響具有時效性，時間越久，效應越弱。

由貴州省城鎮(zhèn)消費結構變動受其產業(yè)結構變動沖擊的脈沖響應函數圖，可以得到GGIS對GUEC的沖擊也是一直產生負效應，但是這種負效應先是逐漸變大，并在第六期的時候達到最大，接著開始減弱，表明貴州農村地區(qū)消費結構的變動受產業(yè)結構的變動敏感度較城鎮(zhèn)地區(qū)對產業(yè)結構變動的敏感度低。

1.4 方差分解分析

根據所建立的VAR（1）模型，通過方差分解分析模型中涉及的變量受到其他變量變動影響的重要程度。由脈沖響應函數可知GCEC對GUEC及GGIS影響顯著性較小，因此主要對GUEC、GGIS進行了方差分解，結果如表1表2所示。

由表1表2可以看出 LNGIS的變動受GUEC影響較大，并且在長短期內都有較大的影響，在第30期的時候影響達到57%左右。LNGUEC受LNGIS 沖擊反映遲緩，在第一期時影響僅有6%左右，但是LNGUEC長期內所受LNGIS 沖擊變動的影響較大，第30期達到了33%左右。

2 結論與建議

通過對貴州省城鄉(xiāng)消費結構及產業(yè)結構之間互動關系的實證檢驗，主要得到以下結論。第一，貴州省產業(yè)結構升級變動受到農村居民消費結構變動的影響比城鎮(zhèn)居民消費結構變動的影響更大。第二貴州省城鎮(zhèn)居民消費結構升級變動及農村消費結構升級變動都會受到貴州省產業(yè)結構升級的影響，且農村居民消費結構受到影響產生的效應更強。第三貴州省城鎮(zhèn)居民消費結構及農村居民消費結構變動對于貴州產業(yè)結構的變動短期內敏感度不一致，農村居民消費結構變動短期內敏感度較低些。

基于以上結論，從優(yōu)化貴州產業(yè)結構、消費結構，促進二者協(xié)調發(fā)展的角度提出一些對策建議。第一激發(fā)農村消費潛力。政府部門可以通過降低與“三農”相關稅費等措施增加農民的可支配收入，刺激農民的消費需求（王爽，2011），也可以通過一些政策措施改變農村消費環(huán)境激發(fā)農民消費需求。農民消費需求的增加不僅可以優(yōu)化消費結構而且可以拉動產業(yè)結構的升級。第二加快產業(yè)升級。相關經濟理論表明消費結構和產業(yè)結構之間相互影響、相互推動，但是實證結果卻顯示貴州省城鎮(zhèn)居民消費結構與產業(yè)結構相互推動關系并不顯著。究其原因是貴州省產業(yè)結構升級緩慢總體上并沒有創(chuàng)造新的滿足城鎮(zhèn)居民新的消費需求（熊德斌，2009），因此應通過供給側結構改革等措施加快貴州產業(yè)結構升級，促進城鎮(zhèn)居民消費結構與產業(yè)結構之間的良性互動。

[參考文獻]

[1] 劉東皇，孟范昆.城鎮(zhèn)居民消費結構、產業(yè)結構與區(qū)域效應差異——基于1999-2011年面板數據的檢驗[J].商業(yè)時代，2014（04）：21-22.

[2] 孟范昆，劉東皇.消費結構升級與產業(yè)結構升級互動關系實證研究[J].商業(yè)時代，2012（32）：8-11.

[3] 王爽.貴州農村居民消費增長的制約因素及其對策[J].經濟研究導刊，2011（25）：42-44.

[4] 熊德斌.貴州省消費結構與產業(yè)結構的實證檢驗[J].統(tǒng)計與決策，2009（11）：117-119.