郭東陽
內(nèi)容摘要:本文利用中國1997-2016年省級面板數(shù)據(jù),基于PVAR模型實證檢驗了消費升級對技術創(chuàng)新的影響,并利用脈沖響應方法和方差分解技術分析兩者之間的動態(tài)關系。本文結論表明,消費升級與技術創(chuàng)新之間存在單向因果關系,消費升級是技術創(chuàng)新增長的格蘭杰原因。動態(tài)關系分析表明,整體而言,消費升級顯著促進了技術創(chuàng)新。從第0期開始,消費升級對技術創(chuàng)新具有促進作用,且促進技術創(chuàng)新的作用呈不斷遞增趨勢,在第10期仍然保持遞增,表明消費升級能夠持續(xù)刺激技術創(chuàng)新。方差分解表明,消費升級對技術創(chuàng)新的解釋貢獻度呈不斷遞增趨勢,且增加速度越來越快,表明消費升級對技術創(chuàng)新具有越來越重要的貢獻度。
關鍵詞:消費升級 技術創(chuàng)新 PVAR模型
引言及文獻綜述
2012年開始,中國經(jīng)濟由持續(xù)近三十年的高速增長轉為中高速增長,經(jīng)濟進入提速換擋的關鍵時期,由之前年均10%的增長率降低到2012年的7.65%,并持續(xù)降低到2016年的6.7%,經(jīng)濟下行壓力不斷增大。而根據(jù)索洛經(jīng)濟增長模型,維持經(jīng)濟不斷增長的動力源泉在于技術進步,因此研究如何實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展,進而為中國經(jīng)濟增長尋找新動能,具有十分重要的現(xiàn)實意義和理論指導價值。
另一方面,在供給側改革深入推進的過程中,中國經(jīng)濟運行表現(xiàn)出穩(wěn)中有進、穩(wěn)中提質(zhì)、穩(wěn)中向好的良好發(fā)展態(tài)勢。其中消費對經(jīng)濟增長的刺激作用開始凸顯,并表現(xiàn)出消費結構升級的強大作用。2017年1-10月份,固定資產(chǎn)投資(不含農(nóng)戶)同比增長7.3%,增速比2016年同期減緩1個百分點;出口(人民幣計價)同比增長11.7%,增速比2016年同期加快13.7個百分點;規(guī)模以上工業(yè)增加值同比增長6.7%,增速比2016年加快0.6個百分點。2017年前三季度國內(nèi)生產(chǎn)總值按可比價格計算,同比增長6.9%,比2016年同期提高0.2個百分點,最終消費對經(jīng)濟增長的貢獻率為64.5%,比2016年同期提高2.8個百分點。同時,消費升級類商品增長較快。在消費規(guī)模增長、消費結構不斷升級的背景下,我們不禁要問,是否消費升級與創(chuàng)新發(fā)展之間具有相關關系?是否消費結構升級可以促進技術進步,實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展?因此,對這一問題的思考正是本文的切入點。
通過梳理既有文獻發(fā)現(xiàn),已有文獻從不同角度研究了技術進步的影響因素。孫飄等(2015)分析了要素稟賦結構對產(chǎn)業(yè)升級和技術進步的影響。邊菲斐(2015)研究了OFDI和進出口貿(mào)易對技術進步的影響,認為我國OFDI和進口對技術進步的影響不顯著,而出口顯著促進了技術進步。舒建玲等(2015)分析了外資進入股市對我國地區(qū)經(jīng)濟增長的影響,外資股本促進了技術進步增長率的增長。
以上文獻雖然涉及技術進步的影響因素,但均未對消費升級與技術進步的關系進行分析,因而還需進一步研究。本文的區(qū)別在于利用PVAR模型實證分析消費升級與創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展之間的動態(tài)關系,豐富了消費經(jīng)濟影響的相關文獻。
模型設定與數(shù)據(jù)說明
(一)模型建立
首先,本文根據(jù)AIC、BIC、HQIC準則確定PVAR模型的滯后期,這是建立PVAR模型的基礎。PVAR模型主要是基于面板數(shù)據(jù)進行分析,它不僅具有時間序列VAR模型的所有優(yōu)點,還具有面板數(shù)據(jù)獨有的優(yōu)勢,因而對分析本文的問題具有較大可行性。PVAR模型具有如下優(yōu)點:事先假定模型中所有變量均為內(nèi)生變量,利用正交化的脈沖響應函數(shù)去識別模型中的一個變量對另一個變量的沖擊的反應程度大小,從而分析變量間的互動關系。同時,PVAR模型由于其面板數(shù)據(jù)結構特征,還可以對個體效應和時間效應進行識別,從而分析個體差異和截面異質(zhì)性的共同沖擊對模型系統(tǒng)的影響。在構建PVAR模型前,首先要確定該模型的滯后期,為確定PVAR模型的滯后期,本文根據(jù)AIC、BIC、HQIC準則作出最后選擇。如果上述三個準則2個及2個以上的值最小,則選擇該滯后期為最優(yōu)滯后期。上述準則檢驗的結果如表1所示,表1 滯后期選擇結果表明,在第6期的時候,AIC準則、BIC準則和HQIC準則均顯著拒絕原假設,表明6階滯后是最優(yōu)選擇,因此,本文宜采用PVAR(6)模型。
基于上述檢驗結果,本文構建PVAR(6)模型如下:
yit=αi+βt+Ayit-1+μit
其中,yit中的i表示省份,t代表年份。A是2階的系數(shù)矩陣,αi地區(qū)固定效應,用以表示模型中可能遺漏的影響因素以及與地區(qū)特征相關的固定效應。βt表示變量的時間趨勢yit=(sj,cx),sj為消費升級指標,cx為技術創(chuàng)新指標。yit-1是yit的一階滯后項。擾動項μit滿足E(μit│αi, βt,yit-1)=0。
(二)數(shù)據(jù)說明
本文主要變量包括消費升級變量和技術創(chuàng)新變量,消費升級變量為第三次產(chǎn)業(yè)消費數(shù)量占GDP的比重。中國共經(jīng)歷過三次消費升級,第三次消費升級增長最快的是教育、娛樂、文化、交通、通訊、醫(yī)療保健、住宅、旅游等方面,尤其是與IT產(chǎn)業(yè)、汽車產(chǎn)業(yè)以及房地產(chǎn)業(yè)相關的消費增長最為迅速。技術創(chuàng)新變量用人均發(fā)明專利授權數(shù)的對數(shù)衡量。本文面板數(shù)據(jù)樣本期間為1997-2016年31個省,所有數(shù)據(jù)來源于相應年份《中國統(tǒng)計年鑒》。
實證結果分析
(一)變量平穩(wěn)性檢驗
在進行正式的PVAR模型估計前需要檢驗各變量是否平穩(wěn),如果變量平穩(wěn)則進行協(xié)整分析,如果變量是單整的,則使用PVAR模型分析。因此本文需要驗證各變量是平穩(wěn)的還是單整的。基于LLC和IPS準則聯(lián)合檢驗,對變量平穩(wěn)性進行檢驗,如果拒絕原假設,則為平穩(wěn);反之為不平穩(wěn)。表2結果表明,所有變量的原始變量平穩(wěn)性檢驗是顯著的,即變量為平穩(wěn)變量。因此,可以進行PVAR(6)模型分析。
(二)消費升級與技術創(chuàng)新的因果關系
在前文分析的基礎上,進一步檢驗消費升級和技術創(chuàng)新之間是否具有格蘭杰因果關系。因為各變量平穩(wěn)性檢驗結果表明是平穩(wěn)的,所以用PVAR模型進行分析不會產(chǎn)生偽回歸問題。根據(jù)前文滯后期選取規(guī)則,采用滯后一階分析格蘭杰因果關系。如果檢驗結果顯著拒絕原假設,即顯著拒絕變量之間不存在因果關系的原假設,則表明變量間存在因果關系。為了驗證消費升級和技術創(chuàng)新之間是否存在因果關系,本文基于格蘭杰因果檢驗方法驗證。該方法的原理是,將變量均設置為內(nèi)生變量,如果發(fā)現(xiàn)兩者之間存在顯著關系,則因果關系得到驗證。檢驗結果表明,消費升級與技術創(chuàng)新之間的因果關系檢驗在1%的顯著水平上拒絕原假設,即消費升級是技術創(chuàng)新的格蘭杰原因。同時,技術創(chuàng)新與消費升級之間的因果關系檢驗不顯著,即技術創(chuàng)新不是消費升級的格蘭杰原因,消費升級和技術創(chuàng)新之間存在單向因果關系。經(jīng)過格蘭杰因果關系分析只能知道消費升級對技術創(chuàng)新有影響,而并不能確定消費升級對技術創(chuàng)新的影響效應是正還是負、具體效應大小以及兩者間的動態(tài)變動關系。因此,需要利用PVAR模型進行進一步實證研究。本文格蘭杰因果關系檢驗表明,消費升級有可能會促進技術創(chuàng)新水平的提高,但是技術創(chuàng)新并不能實現(xiàn)消費結構升級,為了量化驗證兩者之間到底是何種數(shù)量關系。本文在上述檢驗基礎上,利用更進一步的面板數(shù)據(jù)向量自回歸模型檢驗兩者之間的數(shù)量關系,從而為分析消費升級與技術創(chuàng)新之間的因果邏輯。
(三)消費升級對技術創(chuàng)新的脈沖影響
通過對消費升級和技術創(chuàng)新兩者之間畫脈沖響應圖,可以清楚知道兩者之間關系的表達形式,如前文格蘭杰因果關系檢驗表明,消費升級和技術創(chuàng)新之間只存在消費升級對技術創(chuàng)新的單向因果關系,為此本文只刻畫了消費升級影響技術創(chuàng)新的脈沖響應圖,表示地區(qū)技術創(chuàng)新在消費升級情況下的變動情況。脈沖響應圖的涵義在于,通過模擬消費升級的一個隨機沖擊,看技術創(chuàng)新變量如何隨著消費升級的變動而波動,脈沖響應圖的具體波動形狀和大小即為消費升級對技術創(chuàng)新的影響大小和變化。從脈沖響應結果來看,整條曲線呈上升趨勢,即整體而言,消費升級對技術創(chuàng)新產(chǎn)生較為顯著的促進作用。從第0期開始,消費升級對技術創(chuàng)新具有促進作用,且促進技術創(chuàng)新的作用呈不斷遞增趨勢,在第10期仍然保持遞增,表明消費升級能夠持續(xù)刺激技術創(chuàng)新。對于這一結果,本文認為,消費升級不僅能夠釋放消費對技術創(chuàng)新的作用,產(chǎn)生消費規(guī)模效應,即消費的增加可以刺激企業(yè)投資生產(chǎn),擴大經(jīng)濟規(guī)模,從而為技術創(chuàng)新提供自發(fā)動力。同時,在已有消費規(guī)模的基礎上,通過不斷改善消費結構,實現(xiàn)消費結構升級,可以為產(chǎn)業(yè)結構升級提供動力,促進技術創(chuàng)新方式轉型升級,技術創(chuàng)新質(zhì)量也隨之提高,最終實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展。因而,消費升級帶來的產(chǎn)業(yè)結構升級能夠產(chǎn)生持續(xù)刺激技術創(chuàng)新的作用。根據(jù)上文的檢驗結果,本文發(fā)現(xiàn)技術創(chuàng)新對消費升級并不存在因果關系,按照傳統(tǒng)經(jīng)濟學理論,技術創(chuàng)新水平的提高可以提高勞動生產(chǎn)率,擴大企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模并有效占領市場,從而擴大消費市場體量,滿足消費規(guī)模需求,有利于消費。且技術創(chuàng)新水平提高,通過生產(chǎn)多樣化的新產(chǎn)品可以滿足對高質(zhì)量消費需求的供給,從而實現(xiàn)消費升級。在本文結果中,為什么技術創(chuàng)新并沒有實現(xiàn)消費升級?本文的解釋在于,一方面,中國技術創(chuàng)新水平不僅低于國際水平,而且技術創(chuàng)新在區(qū)域間和城鄉(xiāng)間還很不均衡,使得落后地區(qū)和不發(fā)達地區(qū)受限于技術創(chuàng)新水平低下的制約,從而并沒有能夠發(fā)揮技術創(chuàng)新促進消費的作用。另一方面,由于中國的技術創(chuàng)新更多的是吸收引進式模仿創(chuàng)新,自主研發(fā)創(chuàng)新水平還不夠,直接導致模仿創(chuàng)新對高質(zhì)量消費水平的滿足能力不夠。所以,正是由于創(chuàng)新水平的能力和創(chuàng)新模式差異的影響,導致技術創(chuàng)新對消費升級的作用十分有限。
(四)消費升級對技術創(chuàng)新的貢獻度
方差分解提取每個隨機擾動對模型中的變量產(chǎn)生影響的相對重要性,本文利用面板模型的方差分解進一步說明消費升級對技術創(chuàng)新影響的解釋貢獻度。該方法的原理就是通過將各個變量對各自變量的方差進行分解,從而看各自方差在對方變量中所占的比重,也就是影響程度,可以清晰的分析兩變量影響程度差異,從而為政策提供直接參考。從結果來看,消費升級對技術創(chuàng)新的解釋貢獻度呈不斷遞增趨勢,且增加速度越來越快,表明消費升級對技術創(chuàng)新具有越來越重要的貢獻度。這一結果說明,消費升級可以促進技術創(chuàng)新,正好印證了前文脈沖響應的分析結論。而另一方面,技術創(chuàng)新對消費升級的貢獻度不僅貢獻度值較小,且在多期內(nèi)波動較小。這一結果直接說明,技術創(chuàng)新對消費升級的影響比不上消費升級對技術創(chuàng)新的影響,正好與前文格蘭杰因果檢驗和脈沖響應分析的結論一致。這一結論的啟示在于,我國一方面不僅要提高技術創(chuàng)新能力,還需要提高自主創(chuàng)新能力。在提高創(chuàng)新能力的同時,消費升級步伐也要加快,逐步轉變經(jīng)濟增長方式,從依賴投資、出口轉變?yōu)橄M、投資、出口均衡發(fā)展,從而最終助力中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。
結論
本文基于中國31個省1997-2016年面板數(shù)據(jù),利用PVAR模型實證檢驗消費升級對技術創(chuàng)新的影響。本文結論表明,消費升級與技術創(chuàng)新之間存在單向因果關系,消費升級是技術創(chuàng)新的格蘭杰原因。動態(tài)關系分析表明,消費升級可以顯著提高技術創(chuàng)新,且其促進技術創(chuàng)新的作用呈不斷遞增趨勢。方差分解表明,消費升級對技術創(chuàng)新的解釋貢獻度呈不斷遞增趨勢,且增加速度越來越快,表明消費升級對技術創(chuàng)新具有越來越重要的貢獻度。
基于上述結論,本文認為:首先,采取積極的宏觀政策刺激消費需求,轉變技術創(chuàng)新由內(nèi)需拉動,激發(fā)消費對技術創(chuàng)新的刺激作用,使消費成為技術創(chuàng)新的新動力。其次,注重消費結構升級。一方面提高供給能力,滿足廣大人民日益增長的多樣化消費需求,提高對需求的滿足能力;另一方面只有不斷提高居民收入水平才能激發(fā)需求潛力,這是消費升級的基礎。因此,加快收入分配制度改革,著力提高中等收入群體比重和勞動收入占比,才能為消費升級提供保障。再次,加快中國技術創(chuàng)新步伐,實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略。本文分析表明,由于技術創(chuàng)新水平較低制約了技術創(chuàng)新對消費升級的反作用。因此,加大研發(fā)資金和人員投入,構建有利于創(chuàng)新的制度法律環(huán)境,刺激創(chuàng)新。最后,提高自主創(chuàng)新水平和能力。中國要逐步轉變以往引進和模仿式技術創(chuàng)新,中興事件就是自主創(chuàng)新能力不足的惡果。通過自主研發(fā)掌握關鍵核心技術,提高自力更生能力,助力高質(zhì)量發(fā)展。
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