重庆农村居民消费与第三产业发展关系的实证研究

2015-12-24宋奇成危志锋

重庆理工大学学报(社会科学) 2015年3期

宋奇成，危志锋

(重庆理工大学经济与贸易学院，重庆 400054)

一、引言

改革开放以来，居民消费和第三产业发展问题一直是我国经济理论界和政策决策层共同关注的热点问题。经济学理论认为，人均收入的增加能够带动消费水平的提高，引起消费需求结构的变化，进而促使产业结构变迁。在当前推进中国经济转型和打造中国经济升级版的大背景下，“调结构”显得尤为重要。“十二五”规划纲要明确指出，我国将坚持把经济结构战略性调整作为加快转变经济发展方式的主攻方向。构建扩大内需长效机制，促进经济增长向依靠消费、投资、出口协调拉动转变，向依靠第一、第二、第三产业协同带动转变。因此，对居民消费与第三产业发展问题进行研究具有十分重要的理论价值。

随着我国经济不断转型，居民消费对产业结构变动的影响更加突出，居民消费水平的提高和消费结构的变化为第三产业发展提供了广阔的市场。反过来，在第三产业发展过程中，适应于新的需求的消费热点形成，也必将促进消费。居民消费与第三产业之间可以形成良性互动循环。长期以来，我国第三产业发展缓慢，主要是受广大农村居民消费不足的制约，拉动农村居民消费已成为国民经济新的增长点。因此，研究农村居民消费与第三产业发展的相互关系具有直接的现实意义［1］。

二、相关文献综述

关于居民消费与产业结构的关系，国内外学者进行了一系列研究。Junko Doni在假定消费市场只有两种商品的前提下，通过比较它们的替代弹性得出商品之间的替代程度强度直接影响产业的发展，进而影响经济的发展［2］。Ann Markusen提出了以消费为基础的发展理论，认为通过刺激居民对本地消费品的需求，可以拉动经济的增长，他以美国明尼苏达州的小城镇为例，分析了文化娱乐消费如何带动当地文化产业的发展［3］。国内学者也做了大量研究，林白鹏［4］在运用定量模型对我国消费结构与产业结构关联的研究中发现，产业结构高级化的基础是消费结构的高级化。张贡生等从全国及区域的角度出发，对居民消费进行了综合评价，并运用实证方法探讨了区域消费支出与第三产业产出的关联程度［5］。叶忠连的文章显示，金融业、科教文卫和社会公共服务等行业的发展，对我国居民消费水平的提高存在正相关性，而房地产业的发展则存在负相关性［6］。牛建高等的研究表明，中国城镇居民消费水平与第三产业发展存在长期的相互关系，且城镇居民消费水平对第三产业发展的长期效应比短期效应更加明显［7］。疏礼芳研究了最终消费支出对服务业发展的影响，发现最终消费结构既影响服务业产出也影响服务业结构［8］。查道中等认为产业结构的升级和经济增长能够促进居民消费结构的优化，三者之间存在着长期均衡关系［9］。周辉对上海市城乡居民消费结构、产业结构和经济增长之间的关系进行了实证研究，结果发现城镇居民消费结构对产业结构的拉动作用不显著，消费结构与经济增长之间存在双向因果关系［10］。陈昕对上海居民服务性消费支出与第三产业发展进行了动态计量分析，研究表明第三产业发展对服务性消费的单向促进作用更为明显［11］。

相关文献的研究表明，关于居民消费与第三产业发展的相互关系，不同的研究方法得到的结论不尽相同，但综合绝大多数的研究可以发现，居民消费与第三产业发展之间是存在一定联系的［12］。本文以重庆市为例，选取1985—2012年的统计数据，侧重于研究农村居民消费与第三产业之间的具体动态关系。利用VAR模型的相关理论与方法，实证分析农村居民消费与第三产业发展的相互关系，进而为提高农村居民的消费水平和改善居民消费结构，促进重庆第三产业发展提供一定的理论支持。

三、变量选取与数据说明

(一)变量选取

本文研究选取的变量为农村居民消费水平和第三产业发展水平，其中衡量农村居民消费水平的指标采用农村居民恩格尔系数和农村居民消费率，分别记为EC和RC;采用第三产业比重作为第三产业发展水平的代理变量，记为TI。用相对值而非绝对值进行分析，可以消除物价变动的影响。为了避免可能存在的异方差，分别对3个变量取自然对数，记为LNEC、LNRC和LNTI。

(二)数据说明

研究所使用的数据均来自历年的《重庆统计年鉴》，其中农村居民消费率数据是经过计算整理所得，数据的时间长度为1985—2012年。所有检验均在Eviews6.0软件下进行。重庆农村居民消费的趋势图见图1，第三产业发展的趋势图见图2。

图1 1985—2012年重庆农村居民消费变动趋势

图2 1985—2012年重庆第三产业发展变动趋势

从图1可以看出，重庆农村居民恩格尔系数大致呈现下降的趋势，即食品支出在消费支出中的比重下降，说明农村居民的收入不断增加;但另一方面，重庆农村居民的消费率不断下降，从1985年的44.2%下降到2012年的6.49%，说明农村居民的消费严重不足［13］。

第三产业的发展水平是衡量地区经济发达程度的重要标志。改革开放以来，重庆第三产业取得了长足发展，在国民经济中的比重提高，发展后劲增强。从图2可以看出，重庆第三产业比重大体呈现上升的趋势，在2002年达到最大值42.9%，之后稍有下降，但也保持在较高水平。

四、实证分析

(一)最佳滞后阶数的确定

在设定具体的VAR模型之前，我们需要确定VAR模型的滞后阶数。由于VAR模型的实际滞后阶数是未知的，因此运用扩展的VAR模型进行因果关系检验时需要首先确定水平VAR模型的最佳滞后阶数。通常依据赤池(AIC)和施瓦茨(SC)取值最小准则来确定最佳滞后期。为保证结果的可靠性，本文同时使用LR值、FPE值、AIC值、SC值、HQ值等选择最佳滞后阶数，结果见表1。

表1 最佳滞后阶数检验结果

从表1可以看出，5种方法中*号最多的检验为最佳阶数，即最佳滞后阶数为1，建立VAR(1)模型。

(二)稳定性检验

为了避免虚假回归，本文采用单位根ADF对时间序列数据进行平稳性检验。该检验是通过以下3个模型来完成的:

零假设都是Η0:η=0，即存在单位根。实际检验的顺序依次从模型3开始，然后是模型2、模型1，当检验到拒绝零假设时检验停止，即不存在单位根，序列为平稳时间序列。对样本数据及其差分项在 Eviews6.0下检验，检验结果如表2所示。

由表2可知，LNEC、LNRC、LNTI一阶差分后，均在5%及以上水平下平稳，表明以上序列是一阶单整。然后，在序列稳定性检验的基础上，对建立的VAR(1)模型进行稳定性检验，检验结果如图3。根据图3，VAR(1)模型的所有特征根倒数的模都落在单位圆内，因此，VAR模型是稳定的。

(三)协整检验

在确定最佳滞后阶数的基础上，为了探究各变量之间是否具有长期稳定的关系，需要进行协整检验。本文中的时间序列LNECt、LNRCt、LNTIt是一阶单整序列，我们采用Johansen系统极大似然估计法对多变量时间序列进行协整检验，以确定变量之间长期稳定的比例关系，检验结果如表3所示。

图3 VAR模型的稳定性检验

表2 各变量的稳定性检验

表3 Johansen协整检验结果

在表3中，r表示协整关系的个数。在5%的临界值水平下，迹统计量表明(32.173 92＞24.275 96)应该拒绝不存在协整关系(r=0)的原假设，对应的接受存在一阶协整关系;最大特征值检验也是拒绝r=0，接受r≤1，即最多存在一阶协整关系。可以得出结论:在5%的显著性水平下，LNEC、LNRC和 LNTI之间存在一阶协整关系。这说明LNEC、LNRC和LNTI之间存在长期的稳定关系。

(四)格兰杰因果检验

为了验证农村居民恩格尔系数、农村居民消费率与第三产业比重之间是否存在因果关系，本文对各变量进行了格兰杰因果关系检验。因果关系检验结果见表4。

从检验结果来看，可以看出:(1)LNEC与LNTI之间不存在格兰杰因果关系，即农村居民恩格尔系数与第三产业比重之间不存在互动机制。(2)LNRC是LNTI的格兰杰原因，而 LNTI不是LNRC的格兰杰原因，即农村居民消费率是第三产业比重变动的单向格兰杰因，说明提高农村居民消费率能够促进第三产业的发展，而第三产业比重不是农村居民消费率变化的格兰杰原因。(3)LNEC是 LNRC的格兰杰原因，而 LNRC不是LNEC的格兰杰原因，即农村居民恩格尔系数是农村居民消费率的格兰杰原因，而农村居民消费率不是农村居民恩格尔系数的格兰杰原因。

表4 格兰杰因果检验结果

(五)脉冲响应函数

为了分析各个变量之间的跨期动态关系，需要做脉冲响应分析。脉冲响应函数描述的是在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击后对内生变量的当期值和未来值所带来的影响［14］。广义(generalized)脉冲响应函数可以不考虑变量的排序问题而得出唯一的脉冲响应函数曲线，在实证研究中被广泛使用。图4、图5是基于水平VAR模型的广义脉冲响应函数曲线，横轴表示冲击作用的滞后期间数(单位:年)，纵轴表示内生变量受各变量冲击的响应程度，实线代表脉冲响应函数。可以看出，广义脉冲响应函数曲线收敛于某一固定值。由于农村居民恩格尔系数对第三产业比重，第三产业比重对农村居民消费率无Granger影响，并不需要给出相应的脉冲响应函数曲线。

图4 第三产业比重在面对农村居民消费率冲击时的脉冲响应函数图

由图4可以看出，第三产业比重对来自农村居民消费率的脉冲冲击一直呈现正向效应，到第3年后逐渐趋于平稳。这说明农村居民消费率的上升对第三产业比重的增长呈正向作用。

图5 农村居民消费率在面对农村居民恩格尔系数冲击时的脉冲响应函数图

由图5可以看出，农村居民消费率对来自农村居民恩格尔系数的脉冲冲击一直呈现负向效应，到第3年后逐渐趋于平稳。这说明农村居民恩格尔系数的上升对农村居民消费率的增长呈负向作用。

(六)方差分解

方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化(通常用方差来度量)的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性［15］。从表5中可以看出各变量对农村居民恩格尔系数波动的方差解释情况:在恩格尔系数的变动中，其自身可以解释61.1%～100%的波动，0%～35%的波动可以由居民消费率的波动解释，而第三产业比重的波动可以解释0%～4%。整体来看，第三产业对恩格尔系数的冲击要远小于居民消费率的冲击。

表5 变量LNEC的方差分解表

从表6中可以看出各变量对居民消费率的方差解释情况:在居民消费率的变动中，其自身可以解释73%～90.4%的波动，3.5%～12.5%的波动可以由恩格尔系数的波动解释，而第三产业比重的波动可以解释0%～22.6%，呈现逐年上升的趋势，说明第三产业发展对居民消费率的影响是一种长期效应。

表6 变量LNRC的方差分解表

由表7可见，在第三产业比重的变动中，其自身可以解释87%～95%的波动，3.4%～12.2%的波动可以由恩格尔系数的波动解释，而居民消费率的波动可以解释0.5%～3.7%。从总体影响来看，恩格尔系数对第三产业的影响逐年下降，这表明农民收入水平的提高与第三产业发展关系不大;其次是农村居民消费率对第三产业的影响，虽然滞后期初的影响较小，但其影响越来越大。

表7 变量LNTI的方差分解表

五、研究结论与政策建议

本文探讨了重庆农村居民消费与第三产业发展的关系，分析了各个变量之间的动态影响，由实证分析结果可以得出如下结论:根据协整检验，农村居民恩格尔系数、农村居民消费率、第三产业比重这3个变量之间存在长期均衡的协整关系，说明农村居民恩格尔系数、农村居民消费率、第三产业比重之间存在长期相关关系。进一步的因果关系检验表明，农村居民恩格尔系数是农村居民消费率、农村居民消费率是第三产业比重的单向格兰杰因。说明增加农民的收入可以提高农村居民的消费率，进而促进第三产业的发展。为此，提出以下几点政策建议:

(1)增加农村居民的纯收入，缩小城乡居民收入差距，提高农民的消费水平。首先，政府要加大对“三农”的投入，调整农业产业结构，推进农业产业化经营，促进农民增收［16］。其次，进一步提高农业劳动生产率，可以通过提高农村居民的文化素质和生产能力来缩小城乡居民收入差距，进而扩大农村居民消费［17］。

(2)完善农村社会保障体系，提高农村居民的社会福利水平。政府部门要进一步完善农村居民最低生活保障制度、新型农村合作医疗制度、农村养老保险制度，让农村居民“生有所靠、病有所医、老有所养”。要着力保障农村居民的基本生活权益，健全社会保障和教育医疗卫生等公共服务事业，更好地提高农民的社会福利水平。

(3)引导农村居民理性消费，进一步优化消费结构。改变农村居民落后陈旧的消费观念，将文明健康的消费内容和方式传播到农村居民家庭。做好农村居民的消费教育和指导工作，提高农村居民对精神文化消费的重视程度。引导农村居民树立讲究生活质量和生态平衡、注重消费效应的新型消费观念。

［1］Triplett J E.Bosworth Productivity in the Services Sector［J］.Services in the International Economy，2002(10):31-42.

［2］Junko Doni.Consumption Structure and the Paaern of E-conomic Growth［J］.Scoul Journal of Economics，2003(16):343-361.

［3］Ann Markusen.A Consumption Base Theory of Development［J］.2009(6):13-14.

［4］林白鹏.中国消费结构与产业结构关联研究［M］.北京:中国财政经济出版社，1993.

［5］张贡生，吕良宏.城镇居民消费支出与第三产业产出的研究［J］.现代财经，2006(5):3-6.

［6］叶忠连.基于居民消费视角的我国第三产业内部结构研究［D］.合肥:中国科学技术大学，2011.

［7］牛建高，张建，曹敏.中国城镇居民消费与第三产业发展互动关系的实证分析［J］.当代经济管理，2011(7):69-74.

［8］疏礼芳.最终消费支出对服务业发展的影响研究［D］.南京:南京大学，2011.

［9］查道中，吉文惠.城乡居民消费结构与产业结构、经济增长关联研究——基于VAR模型实证分析［J］.经济问题，2011(7):19-22.