城乡居民消费结构变化与产业结构升级实证分析

刘 洋

（山东劳动职业技术学院 济南 250000）

引言

现阶段，我国已成功实现了从计划经济到市场经济的战略转型，市场经济的发展模式能够更加适应全国的经济环境。但在我国经济发展的过程中，众多深层次的问题逐渐暴露，例如居民消费结构不合理、产业结构转型升级速度较慢等，这些问题对我国经济的可持续发展造成了重大影响。为了进一步推进经济的可持续发展，我国政府需重视对城乡居民消费结构和产业结构的调整，对此可通过优化城乡居民消费结构来实现产业结构的升级。近年来，国内众多学者就消费结构与产业结构的关系进行了一系列分析，并得出了大量具有参考价值的结论。然而，针对居民消费结构对产业结构升级的影响却少有学者研究。因此，本文选取我国29个省市自治区在2010-2018年间的省级面板数据作为研究样本，通过构建自回归模型，对城乡居民消费结构变化与产业结构升级的互动关系进行了分析，旨在为促进我国居民消费水平的提升和产业的快速发展提供理论依据。

城乡居民消费结构变化影响产业结构升级的机理分析

（一）影响方式

消费结构能够通过消费需求总量变化来影响经济发展，当居民的消费需求增加时，制造商必然会扩大相应商品的生产规模，同时还会增加该产业的人力、资本和技术等的投入，进而使该产业的结构发生变化。

（二）路径分析

1.通过需求收入弹性影响产业结构。随着居民收入水平的提升，制造商会不断扩大需求收入弹性高的商品的生产规模，且制造商会趋向于将生产资料转移到该类商品生产中，这会导致生产需求收入弹性低的商品价值降低，从而最终被产业所淘汰。在此过程中企业的产业结构便发生了变化。

2.通过需求价格弹性影响产业结构。需求价格弹性是居民购物需求对商品价格波动的敏感程度。每种商品的价格都会发生不同程度的波动，商品价格会根据生产投入、运输成本等因素而发生变化。而消费者会根据自身的收入水平和预算来及时来确定自己的消费需求和消费结构。如果某一商品的价格弹性大，当该商品价格发生波动时，就会引起消费者消费需求价格弹性发生变化，进而使得商品的相关行业连带受到影响。

基于以上，本文总结出消费结构变动对产业结构的影响路径图，如图1所示。

实证模型

本文将所选取变量构建关于消费结构、产业结构和GDP的自回归模型（PVAR），并通过方差分解对三个变量间的动态效应进行实证分析。

PVAR模型如下：

式（1）中，yi，t为基于面板数据的M×1变量向量；t为年份；i为省份；Γ为M×1的系数矩阵；αi为 M×1个体效应向量；γi为M×1年效应向量；P为模型滞后阶数；μi，t为随机误差项。

变量选择与数据来源

消费结构（XFJ）。本文通过城镇居民消费结构熵数来衡量消费结构这一变量，具体公式为：

产业结构（CYG）。本文将各个省份的第二、三产业占总产值比重之和设定为产业结构的代表变量。其中，所占的比重之和越大，说明产业结构越趋于合理。

经济增长（GDP）。本文选择各省份的人均GDP作为经济增长指标。同时，本文对数据样本进行对数处理，以防止样本间存在异方差而对分析结果造成影响。

基于我国不同省份的消费者消费结构存在较大的差异，故本文将我国划分为东部、中部、西部三个区域开展研究。所有数据样本均源于《中国统计年鉴》，涵盖了我国北京、天津、河北、山西、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东、广西、海南、四川、贵州、云南、重庆、陕西、甘肃、青海、宁夏等29个省市自治区在2010-2018年间的面板数据。

数据检验与实证分析

（一）面板单位根检验

本文通过Eviews 6.0软件，采取LLC、Breitung和IPS法对面板数据进行平稳性检验。具体检验结果如表1所示。

根据表1可知，通过全国层面来分析，在10%显著水平下变量GDP和CYG不能拒绝原假设，为非平稳序列，而XFJ通过了1%显著性检验。因此，本文需要对各变量进行差分处理，经过一阶差分处理后的三个变量均通过了1%显著性检验，说明三个变量均为一阶平稳序列。

针对东部区域而言，在10%显著水平下三个变量均没有通过显著性检验，经过一阶差分处理后，各变量均通过了1%显著水平下的单位分检验。说明东部地区各变量均属于一阶平稳序列；对于中部地区而言，在10%显著水平下，GDP和CYG均通过了单位根检验，为非平稳序列。而变量XFJ却通过了5%显著性检验，为平稳序列。因此，本文需要对三个变量进行一阶差分处理，经过处理后的三个变量在10%显著水平下均通过了单位根检验。所以三个变量均为一阶平稳序列；针对西部地区而言，在10%显著水平下，三个变量均通过了单位根检验，为非平稳序列。经过一阶差分处理后，三个变量均通过了5%显著水平下的单位根检验，故各变量属于一阶平稳序列。

（二）模型构建和估计

本文对全国、东部、中部和西部地区模型滞后阶数进行估计，根据AIC，BIC，HQIC值，可得四个模型的滞后阶数均为1，具体表示形式如下：

图1 消费结构变动对产业结构的影响路径

表1 单位根检验结果

在以上四个模型中，yi，t=（DGDPi，t，DCYGi，t，DXFJi，t）为3×1的变量向量，三个变量向量分别为第i个省份第二、三产业之和在GDP中的占比、消费结构熵值、经济增长的一阶差分值。T表示自由度。广义矩阵估计法（GMM）的模型估计系数如表2所示。可以看出，个别参数值没有通过t检验，这与PVAR估计状态相吻合。

针对城乡居民消费结构对产业结构的影响而言，在DCYG方程中，全国、东部、中部、西部地区模型的系数估计值表现出消费结构滞后一期对产业结构升级存在正面影响，其影响系数分别为0.042、0.027、0.085和0.054，可见东部地区居民消费结构滞后一期对产业结构的影响最弱，中部地区最强。就消费结构（DXFJ）方程而言，全国、东部、中部、西部地区模型系数估计值也均显示产业结构滞后一期对消费结构存在正面影响，影响系数分别为0.129、0.053、0.128和0.204，说明我国中部地区的影响程度最大，东部地区最弱；针对增长与产业结构之间的关系。对于产业结构（DCYG）方程而言，全国、东部、中部、西部地区模型系数估计值也均显示经济结构滞后一期对消费结构存在正面影响，影响系数分别为0.162、0.092、0.141和0.244。可见，西部地区的影响效果最为明显，东部地区影响最弱。

表2 模型GMM估计结果

表3 方差分析结果

（三）方差分解

本文对各变量进行方差分析，以进一步明确我国各区域居民消费结构对产业结构升级的影响，分析结果如表3所示。

通过表3方差分析结果可知，我国不同省份居民消费结构对产业结构的影响显著不同。结合四个分析模型来看，我国居民整体消费结构对产业结构的影响程度不高，其中东部区域的影响效果最小。对于中部和西部地区而言，两者对产业结构的影响较强，说明中部西部地区的经济发展和居民消费水平提升能够显著推动产业结构的升级。

结论与建议

本文选取我国29个省市自治区在2010-2018年间的省级面板数据作为研究样本，通过构建自回归模型，对城乡居民消费结构变化与产业结构升级的互动关系进行了分析，最终得出如下结论：第一，在全国层面，居民消费结构滞后一期对产业结构具有正面影响，系数为0.042；分区域来分析，居民消费结构滞后一期对产业结构也具有正面影响，影响系数分别为0.017、0.085和0.054。其中，东部地区居民消费结构滞后一期对产业结构的影响最小，中部最强。全国、东部、中部、西部地区模型系数估计值也均显示产业结构滞后一期对消费结构存在正面影响，影响系数分别为0.126、0.053、0.128和0.204，说明我国中部地区的影响程度最大，东部地区影响最弱。全国、东部、中部、西部地区经济结构对居民消费结构的影响系数分别是0.162、0.092、0.141和0.244，其中，西部地区的影响效果最为明显，东部地区影响程度最弱；第二，我国不同省份居民消费结构对产业结构的影响存在较大差异。我国城乡居民整体消费结构对产业结构的作用效果较弱，其中，东部地区居民消费结构对产业结构影响最弱。中部和西部地区居民消费结构对产业结构的影响较大，即中部和西部地区的经济发展和居民消费水平提升能够显著促进产业结构升级。

综上所述，本文提出以下建议：第一，提高城乡居民收入水平，鼓励居民消费。城乡居民的消费水平直接受到其收入水平的影响，当居民的收入水平有所提升时，其消费信心和消费需求均会随之提升。故我国需要增加居民的薪资待遇和各项福利，以增加居民消费信心。对此，要加快农村地区机械化发展进程，帮扶农村居民扩大生产规模，为农村居民提供更多的就业岗位，最终实现农村居民收入水平和消费水平的提升；第二，优化消费结构，实现产业结构的转型升级。现阶段，我国城镇企业分布密集，资源紧缺，农村地区产业较少，资源利用率不高，这对我国城乡产业的快速发展造成了巨大的阻碍。对此，政府要合理调控城乡之间的产业结构，适当将城镇产业转移到农村地区，这不仅可以减少城市的资源和人员压力，还能为农村地区提供更多的就业岗位，并提高农村地区的资源利用率；第三，缩小东中西部地区发展差距，实施差异化政策。我国东部地区的经济发展水平相对较高，居民的消费水平和产业发展水平均处于全国前列，而中西部地区受到地理、文化等多种因素的影响，其产业发展速度缓慢。因此，政府要出台相关政策来鼓励东部地区带动中西部地区发展，进而实现我国各区域产业的结构升级。