曾 炬

(中南財經(jīng)政法大學(xué)，湖北 武漢 430000)

隨著世界產(chǎn)業(yè)格局大環(huán)境的演變，進一步地優(yōu)化調(diào)整中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是一項十分重要的任務(wù)。與此同時，中國經(jīng)濟取得了長足的發(fā)展，各產(chǎn)業(yè)發(fā)展都十分迅速，國民收入快速提高，使得人們的消費觀念和消費水平不斷產(chǎn)生變化。當(dāng)前，有許多研究從不同的角度和地區(qū)對各省市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進行剖析，得出相關(guān)的結(jié)論。本文在前人的研究基礎(chǔ)上，從消費水平對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響進行相關(guān)分析，建立三階向量自回歸模型，來研究中國居民消費水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動趨勢，并且從脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分析來探究居民消費水平、第二產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率和第三產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率三者之間的動態(tài)關(guān)系，得出相關(guān)結(jié)論。

1 數(shù)據(jù)和模型

1.1 數(shù)據(jù)來源和處理

文章的數(shù)據(jù)選自1999—2018，包括中國的第二產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率、第三產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率及城鎮(zhèn)居民消費水平指數(shù)的年度數(shù)據(jù)，用來反映中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和消費水平。其中，y1，y2，yc3個變量分別為中國第二產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率、第三產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率和居民消費水平指數(shù)?？紤]到異方差性對模型的影響，對3個變量取對數(shù)處理，得到變量lny1，lny2，lnyc。對變量進行對數(shù)差分處理，得到變量Δlny1t，Δlny2t，Δlnyct，3個變量分別表示第二產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率、第三產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率、城鎮(zhèn)居民消費水平指數(shù)的對數(shù)差分序列。有

Δlny1t= lny1,t- lny1,t-1，

Δlny2t= lny2,t- lny2,t-1，

Δlnyct= lnyc,t- lnyc,t-1.

從圖1可以看出，1999—2018城鎮(zhèn)居民消費水平的對數(shù)、第三產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率的對數(shù)都呈現(xiàn)出上升的趨勢，第二產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率的對數(shù)在1999—2009不斷波動，最終呈現(xiàn)略微下降的趨勢。

圖1 lny1，lny2，lnyc的時序

在模型建立時，往往會出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象，從而影響結(jié)果的準(zhǔn)確性。首先，VAR模型建立的基礎(chǔ)是序列平穩(wěn)或者具有協(xié)整關(guān)系，因此，對序列Δlny1t，Δlny2t，Δlnyct進行單位根檢驗，由于數(shù)據(jù)有時間趨勢，設(shè)定方程為：具有時間項和截距項，檢驗結(jié)果如表1所示，對數(shù)序列是不平穩(wěn)的，而經(jīng)過處理后的對數(shù)差分序列是一個平穩(wěn)的序列，所以可以判斷Δlny1t，Δlny2t，Δlnyct都是一階單整的單位根過程。同時，對數(shù)差分項的實際意義為該變量的增長率，因此，該變量具有現(xiàn)實的經(jīng)濟意義。

為了檢驗所選取的3個變量之間的相關(guān)關(guān)系，對序列Δlny1t，Δlny2t，Δlnyct進行協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示，可以看出序列之間是存在協(xié)整關(guān)系的。

1.2 VAR模型

最開始的時候，向量自回歸模型是以聯(lián)立方程作為基礎(chǔ)來建立的，在將模型應(yīng)用于實際的問題中時，聯(lián)立方程有一些不太容易解決的問題會直接影響模型的結(jié)果和準(zhǔn)確性。為了解決這個問題， Sims提出向量自回歸模型。一般地，若模型含有N個變量，滯后期為k，那么它的數(shù)學(xué)表達式為

表1 時間序列Δlny1t，Δlny2t，Δlnyct的單位根ADF檢驗

表2 協(xié)整檢驗

Yt=c+∏1Yt-1+∏2Yt-2+…+∏kYt-k+ut,

ut～N(0,Ω)，

Yt=(y1ty2t…yN t)′，

C=(c1c2…cN)′，

ut=(u1tu2t…uN t)′.

在這個表達式中，Yt為時間序列列向量，c為常數(shù)項列向量，∏1,…,∏k為參數(shù)矩陣，ut為隨機誤差列向量。

2 實證分析

2.1 模型滯后期的選擇

建立VAR模型的首要問題就是如何選取適當(dāng)?shù)臏笃?，如果滯后期選取過小，就會產(chǎn)生自相關(guān)問題，導(dǎo)致參數(shù)非一致性。同時，如果滯后期選取過大，又會使自由度減小，從而影響模型的有效性。所以選擇合適的滯后階數(shù)是建立VAR模型的首要工作。結(jié)果如表3所示，模型滯后期為3期。

2.2 參數(shù)估計

模型的滯后期最終確定為3期后，第一步的工作是對模型做參數(shù)估計，模型參數(shù)的最終估計結(jié)果如表4所示，VAR模型反映了中國居民消費水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的長期關(guān)系，且各方程的回歸效果擬合得較好，判定系數(shù)比較高。

表3 VAR模型滯后期的選擇性檢驗

表4 VAR(3)模型的估計結(jié)果

模型的參數(shù)確定之后，對VAR模型進行穩(wěn)定性檢驗，結(jié)果如圖2所示，VAR模型特征方程的所有根均在單位圓內(nèi)，因此，該模型是穩(wěn)定的。

圖2 VAR模型單位根

為了更好地研究第二產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率、第三產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率以及中國居民消費水平的動態(tài)關(guān)系，對3個序列進行格蘭杰因果檢驗，為后面的脈沖響應(yīng)和方差分析奠定基礎(chǔ)。結(jié)果如表5所示，從結(jié)果可知：在10%的置信水平下，第二產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率是中國居民消費水平的格蘭杰原因，這說明居民消費水平有賴于第二產(chǎn)業(yè)對GDP貢獻率的影響。第二產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率不是第三產(chǎn)業(yè)對GDP貢獻率的格蘭杰原因，居民消費水平也不是第二產(chǎn)業(yè)對GDP貢獻率和第三產(chǎn)業(yè)對GDP貢獻率的格蘭杰原因，說明第二產(chǎn)業(yè)對GDP貢獻率和第三產(chǎn)業(yè)對GDP貢獻率不依賴于居民消費水平的變化。

表5 格蘭杰因果檢驗

2.3 脈沖響應(yīng)函數(shù)

為了更好地觀察第二產(chǎn)業(yè)對GDP貢獻率、第三產(chǎn)業(yè)對GDP貢獻率以及中國居民消費水平指數(shù)的動態(tài)關(guān)系，首先對序列Δlny1t,Δlny2t,Δlnyct做脈沖響應(yīng)分析，結(jié)果如圖3所示，實線是脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線則是正負兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的偏離帶。給居民消費水平指數(shù)1個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，結(jié)果顯示：第二產(chǎn)業(yè)對GDP貢獻率并沒有馬上有什么變化，而是在第二期開始有小幅度地上升，在第三期達到最高點，隨后逐漸下降，在5期之后這個沖擊的反應(yīng)基本都在數(shù)值0上浮動。這就表明在短時間內(nèi)，居民消費水平對第二產(chǎn)業(yè)對GDP貢獻率的沖擊的影響為正，但經(jīng)過長期的振蕩后趨于穩(wěn)定。

當(dāng)給居民消費水平指數(shù)1個單位的沖擊后，第三產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率并沒有立即發(fā)生變化，而是在第二期開始后慢慢下降，在第三期達到最小值，之后又慢慢上升，在第5期達到最大值，隨后出現(xiàn)反復(fù)震蕩直至趨于0。這表明居民消費水平對第三產(chǎn)業(yè)對GDP貢獻率的沖擊是一個緩慢的吸收過程，最后會趨向一個平穩(wěn)的狀態(tài)。

2.4 方差分解

圖4分析了第二產(chǎn)業(yè)對GDP貢獻率及第三產(chǎn)業(yè)對GDP貢獻率對居民消費水平的方差貢獻程度，橫軸為滯后期數(shù)，縱軸為對居民消費水平波動的方差貢獻率。結(jié)果表明居民消費水平自身的貢獻率始終大于第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的貢獻率，從第二期開始，第二產(chǎn)業(yè)對居民消費水平的貢獻率開始有上升的趨勢，而第三產(chǎn)業(yè)對居民消費水平的貢獻率開始下降，在第三期之后都趨于平穩(wěn)，從短時間來看，第三產(chǎn)業(yè)對居民消費水平的貢獻率要高于第二產(chǎn)業(yè)，但從長期來看，第二產(chǎn)業(yè)的貢獻率大于第三產(chǎn)業(yè)。

圖3 脈沖響應(yīng)

圖4 方差分解

3 結(jié)論與建議

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級符合中國當(dāng)前經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r的客觀要求，不斷優(yōu)化調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是經(jīng)濟發(fā)展的核心。經(jīng)濟發(fā)展帶來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化時，也會改變?nèi)藗兊南M水平和消費觀念。消費結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化升級，會帶動一大批產(chǎn)業(yè)的增長，從而帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。研究結(jié)果表明，中國居民消費水平第二產(chǎn)業(yè)對GDP貢獻率的沖擊的影響為正，但經(jīng)過長期的振蕩后趨于穩(wěn)定。居民消費水平第三產(chǎn)業(yè)對GDP貢獻率的沖擊是一個緩慢吸收過程，最后趨于平穩(wěn)狀態(tài)。居民消費水平自身的貢獻率始終大于第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的貢獻率，對于居民消費水平的影響，從短期內(nèi)來看，第三產(chǎn)業(yè)對居民消費水平的貢獻率要大于第二產(chǎn)業(yè)，但從長期來看，第二產(chǎn)業(yè)的貢獻率大于第三產(chǎn)業(yè)。

政策建議：目前，中國的經(jīng)濟發(fā)展過于依賴第二產(chǎn)業(yè)，急需發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，需要制定相關(guān)政策措施來提高第三產(chǎn)業(yè)的比重，從而優(yōu)化調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，以優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來推動居民的消費水平。同時提高國民收入水平，刺激居民消費，推動消費結(jié)構(gòu)的升級，反過來進一步促進產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。