韓琦 釗陽(yáng)

內(nèi)容摘要：本文利用我國(guó)1997-2016年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，基于城鄉(xiāng)二元消費(fèi)結(jié)構(gòu)的視角，運(yùn)用面板向量自回歸模型方法驗(yàn)證消費(fèi)升級(jí)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系及其動(dòng)態(tài)變化。結(jié)論表明，影響初期，消費(fèi)升級(jí)就能夠?qū)?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用，這一影響一直保持增加態(tài)勢(shì)。從第0期到第1期，城市居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用且作用遞增，在第2期之后城市居民消費(fèi)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用開(kāi)始遞減，且在第10期仍然保持遞減趨勢(shì)。整體而言，城市居民消費(fèi)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，整體趨勢(shì)呈現(xiàn)先增后減的倒“U”結(jié)構(gòu)。方差分解分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民消費(fèi)、城市居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋貢獻(xiàn)度均呈遞增趨勢(shì)，從貢獻(xiàn)度大小來(lái)看，農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度比城市居民消費(fèi)大。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) ? 農(nóng)村居民消費(fèi) ? 城市居民消費(fèi) ? 面板VAR

引言及文獻(xiàn)綜述

從2012年開(kāi)始，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增速開(kāi)始放緩，進(jìn)入經(jīng)濟(jì)新常態(tài)。在此背景下，調(diào)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)方式，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)成為中央促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的重要手段。眾多學(xué)者對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響因素進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化（王婷，2013）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)（干春暉等，2011）、金融水平（李惠彬等，2009）、人力資本（羅良清和尹飛霄，2013）、資本投入（嚴(yán)成樑，2011）、交通基礎(chǔ)設(shè)施（王雨飛和倪鵬飛，2016）等因素都會(huì)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著影響。

與此同時(shí)，我國(guó)居民消費(fèi)總額不斷增長(zhǎng)，社會(huì)消費(fèi)品零售總額由2003年的45842億元增加到2016年的332316億元，年均增長(zhǎng)16.46%，最終消費(fèi)支出對(duì)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)率由2003年的35.4%增加到2016年的64.6%，增長(zhǎng)了接近一倍，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)由主要依靠投資、出口拉動(dòng)向依靠消費(fèi)拉動(dòng)轉(zhuǎn)變，消費(fèi)成為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“第一大馬車”?；诖?，自然會(huì)產(chǎn)生疑問(wèn)：我國(guó)居民消費(fèi)的快速增長(zhǎng)能否成為新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新動(dòng)力？

通過(guò)梳理既有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，學(xué)者主要從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（徐春華和劉力，2013;鄧于君和李美云，2014）、收入差距（李鳳升等，2011）、投資（王首元，2011）、企業(yè)績(jī)效（黎文靖和池勤偉，2015）、對(duì)外貿(mào)易（蘇梽芳與蔡經(jīng)漢，2009;徐少君，2011）等角度研究消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響，也有少量文獻(xiàn)研究消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響（孫國(guó)鋒和王家新，2008;劉金全和王俏茹，2017），但上述文獻(xiàn)沒(méi)有考慮消費(fèi)中城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。因此，本文基于我國(guó)1997-2016年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，從城鄉(xiāng)二元消費(fèi)結(jié)構(gòu)的視角，利用PVAR模型研究消費(fèi)升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）模型構(gòu)建

為了量化分析消費(fèi)升級(jí)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，需要運(yùn)用一定的實(shí)證方法，本文主要運(yùn)用面板向量自回歸方法。在運(yùn)用該方法之前，需要對(duì)該模型的前提基礎(chǔ)進(jìn)行估計(jì)，也就是模型的滯后期檢驗(yàn)。因?yàn)樵撃Ｐ托枰顑?yōu)滯后期，這是提高模型估計(jì)精度的關(guān)鍵。為了實(shí)現(xiàn)這一目的，需要用到滯后期選擇的相關(guān)方法和統(tǒng)計(jì)量，其中AIC、BIC、HQIC準(zhǔn)則是進(jìn)行相關(guān)分析比較準(zhǔn)確的估計(jì)量。如果假設(shè)檢驗(yàn)?zāi)軌蝻@著拒絕，則該滯后期下的期數(shù)是本模型的最優(yōu)滯后期。估計(jì)量準(zhǔn)則檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，結(jié)果表明在第2期的時(shí)候三個(gè)準(zhǔn)則均在5%的水平下顯著，因此可以選擇滯后2期為本文模型的最優(yōu)滯后期。基于上述討論，最終確立滯后2期的面板向量自回歸模型。

（二）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文用于分析的主要變量為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和消費(fèi)升級(jí)，根據(jù)面板向量自回歸模型的設(shè)定，本文不需要加入其他控制變量，只需將核心變量設(shè)置正確即可。本文變量度量的主要工作在于如何衡量轉(zhuǎn)型升級(jí)概念，經(jīng)過(guò)分析，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量以實(shí)際人均GDP的對(duì)數(shù)衡量，實(shí)際GDP用當(dāng)年消費(fèi)價(jià)格指數(shù)平減。為了度量消費(fèi)升級(jí)變量，主要利用第三次產(chǎn)業(yè)的比重衡量，這一指標(biāo)基本能夠囊括消費(fèi)升級(jí)的大部分內(nèi)容，同時(shí)也體現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的內(nèi)涵。本文使用的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)為省級(jí)面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)期間為1997-2016年，包含我國(guó)31個(gè)省份，所有數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，表2為變量描述性統(tǒng)計(jì)。

實(shí)證結(jié)果分析

（一）面板單位根檢驗(yàn)

使用面板向量自回歸模型需要滿足一定條件，這也是模型的約束條件，其中之一就是要求模型中所使用的變量必須是平穩(wěn)變量。如果變量為非平穩(wěn)變量，則會(huì)導(dǎo)致模型估計(jì)為偽回歸。因此，在進(jìn)行面板向量自回歸前需要對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。常用的平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法和準(zhǔn)則有LLC和IPS準(zhǔn)則，本文亦使用這兩個(gè)準(zhǔn)則進(jìn)行聯(lián)合檢驗(yàn)。如果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)顯著拒絕原假設(shè)，則表明變量是平穩(wěn)變量。實(shí)際過(guò)程中有些變量并不滿足平穩(wěn)性要求，則需要對(duì)變量進(jìn)行差分處理，看其一階差分變量是否為平穩(wěn)變量，也就是一階單整過(guò)程，滿足一階單整的變量也能夠進(jìn)行面板向量自回歸分析。平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，結(jié)果表明兩個(gè)變量本身的檢驗(yàn)并沒(méi)有拒絕原假設(shè)，說(shuō)明原始變量并不滿足平穩(wěn)性要求，因此需要進(jìn)一步對(duì)一階差分后的變量進(jìn)行檢驗(yàn)。一階差分后的變量檢驗(yàn)結(jié)果表明，顯著拒絕原假設(shè)，說(shuō)明變量是一階單整的，同樣滿足面板向量自回歸分析的要求。為此，本文后續(xù)分析將建立二階之后的面板向量自回歸模型分析。

（二）格蘭杰因果檢驗(yàn)

面板向量自回歸模型還有一個(gè)規(guī)范步驟是對(duì)變量間因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，通過(guò)因果關(guān)系檢驗(yàn)可以為脈沖響應(yīng)分析提供證據(jù)，并進(jìn)一步確定變量間關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系是一種統(tǒng)計(jì)概念上的因果關(guān)系，通過(guò)建立聯(lián)系方程以識(shí)別變量間的相關(guān)關(guān)系。本文同樣對(duì)消費(fèi)升級(jí)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的格蘭杰因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)前文滯后期選擇檢驗(yàn)，下文同樣基于二階之后進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，從消費(fèi)升級(jí)到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)這一路徑中，系數(shù)顯著拒絕原假設(shè)，即消費(fèi)升級(jí)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰因。反過(guò)來(lái)，從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到消費(fèi)升級(jí)這一路徑，系數(shù)顯著性檢驗(yàn)沒(méi)有通過(guò)，接受原假設(shè)，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是消費(fèi)升級(jí)的格蘭杰因。基于上述分析，本文認(rèn)為消費(fèi)升級(jí)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有單向格蘭杰因果關(guān)系，這為下文利用脈沖響應(yīng)方法分析動(dòng)態(tài)關(guān)系提供了基礎(chǔ)。

（三）脈沖響應(yīng)分析

表5為脈沖響應(yīng)的具體數(shù)值，第三列為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)沖擊的脈沖響應(yīng)值，第四列為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)沖擊的脈沖響應(yīng)值。從圖1脈沖響應(yīng)結(jié)果來(lái)看，從第0期開(kāi)始，農(nóng)村居民消費(fèi)增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向影響，且促進(jìn)作用不斷增強(qiáng)，在第10期還在增長(zhǎng)。這一結(jié)果說(shuō)明，農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有持續(xù)刺激作用。對(duì)于這一結(jié)果，本文認(rèn)為，一方面，從消費(fèi)的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)屬性來(lái)看，受限于國(guó)家城市優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略，農(nóng)村增長(zhǎng)更多服務(wù)于城市工業(yè)化發(fā)展，導(dǎo)致城鄉(xiāng)之間形成巨大剪刀差，農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)受到抑制。因而，我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)明顯低于城鄉(xiāng)居民;另一方面，我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)能夠顯著刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。隨著農(nóng)村居民消費(fèi)潛力得到挖掘，極大釋放了被壓抑的農(nóng)村消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的刺激作用，使得農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用保持遞增趨勢(shì)。這一結(jié)論具有很強(qiáng)的政策含義，說(shuō)明增加農(nóng)村居民收入，刺激農(nóng)村居民消費(fèi)，擴(kuò)大農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)可以成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新動(dòng)力。

從圖2脈沖響應(yīng)結(jié)果來(lái)看，從第0期到第1期，城市居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用且作用遞增，在第2期之后城市居民消費(fèi)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用開(kāi)始遞減，且在第10期仍然保持遞減趨勢(shì)。整體而言，城市居民消費(fèi)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但這一促進(jìn)作用呈現(xiàn)先遞增后遞減的倒“U”型趨勢(shì)。對(duì)于這一結(jié)論，本文認(rèn)為，城市部門得益于經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的偏向性，城市居民收入增長(zhǎng)較快，消費(fèi)水平和層次均較農(nóng)村居民高。因而，在短期內(nèi)城市居民消費(fèi)增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較大拉動(dòng)作用。但是，一方面由于城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的限制，農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)不足，導(dǎo)致城市消費(fèi)市場(chǎng)增長(zhǎng)后勁不足，從而影響整體消費(fèi)市場(chǎng)的擴(kuò)大;另一方面由于邊際遞減效應(yīng)，城市居民消費(fèi)增長(zhǎng)規(guī)模效應(yīng)開(kāi)始呈現(xiàn)遞減特征，加上城市二元結(jié)構(gòu)的制約進(jìn)一步加快了邊際遞減效應(yīng)。因而，城市居民消費(fèi)增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用先遞增后遞減的特征。

（四）方差分解分析

基于脈沖響應(yīng)分析只能對(duì)影響的絕對(duì)值進(jìn)行解釋，而無(wú)法解釋相對(duì)效應(yīng)，方差分解方法通過(guò)分解各變量影響貢獻(xiàn)的相對(duì)大小來(lái)分析影響的重要性，從而對(duì)脈沖響應(yīng)分析形成補(bǔ)充，方差分解結(jié)果如表6所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，兩種消費(fèi)市場(chǎng)均能夠解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，且其解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度不斷增強(qiáng)。但具體觀察兩者貢獻(xiàn)度大小，農(nóng)村居民消費(fèi)的作用明顯強(qiáng)于城市居民消費(fèi)，因而挖掘農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)具有較強(qiáng)邊際效益。

結(jié)論與建議

通過(guò)區(qū)分消費(fèi)市場(chǎng)的二元屬性，本文基于面板數(shù)據(jù)，利用面板向量自回歸模型實(shí)證檢驗(yàn)二元消費(fèi)市場(chǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。本文結(jié)論表明，影響初期，消費(fèi)升級(jí)就能夠?qū)?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用，這一影響一直保持增加態(tài)勢(shì)，在第10期還在增長(zhǎng)。從第0期到第1期，城市居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用且作用遞增，在第2期之后城市居民消費(fèi)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用開(kāi)始遞減，且在第10期仍然保持遞減趨勢(shì)。整體而言，城市居民消費(fèi)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，整體趨勢(shì)呈現(xiàn)先增后減的倒“U”結(jié)構(gòu)。方差分解分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民消費(fèi)、城市居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋貢獻(xiàn)度均呈遞增趨勢(shì)，從貢獻(xiàn)度大小來(lái)看，農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度比城市居民消費(fèi)大。

基于上述結(jié)論，本文認(rèn)為，首先，擴(kuò)大農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)要采取因地制宜的政策，支農(nóng)扶貧政策應(yīng)不斷加大力度，但更要注重根據(jù)各地實(shí)際情況采取針對(duì)性措施。國(guó)家最近推進(jìn)的美麗鄉(xiāng)村和新型小鎮(zhèn)政策可以為擴(kuò)大農(nóng)村居民收入提供一個(gè)突破口。其次，通過(guò)發(fā)揮農(nóng)村地區(qū)各城鎮(zhèn)的地域、文化和資源優(yōu)勢(shì)，發(fā)展各地適宜的產(chǎn)業(yè)和特色產(chǎn)品，有利于充分利用各自優(yōu)勢(shì)，最大化當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)收益，提高農(nóng)民收入。收入提高，消費(fèi)能力也就隨之提升，農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)隨之?dāng)U大。最后，進(jìn)一步采取措施，緩解城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)，弱化消費(fèi)差距對(duì)消費(fèi)增長(zhǎng)的制約作用。

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