中國城鎮居民消費與第三產業發展互動關系的實證分析

[摘要]采用協整分析、誤差修正模型、格蘭杰因果關系檢驗和向量自回歸模型研究了我國城鎮居民消費水平與第三產業發展的動態關系。研究結果表明，城鎮居民消費水平與第三產業發展之間存在長期的相互作用關系，但現階段兩者發展還不協調。因此，應以城鎮居民消費需求為導向，通過加快第三產業內部結構的升級和優化，實現產業結構的高度化，并最終實現居民消費需求與第三產業發展的良性互動。

[關鍵詞]城鎮居民消費；第三產業；協整；格蘭杰因果關系檢驗；向量自回歸

[中圖分類號]F062.9 ［文獻標識碼］ Ａ [文章編號]1673-0461（2011）07-0069-06

一、引言

一直以來，居民消費和產業結構問題是我國經濟理論學界和決策層共同關注的熱點問題。《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十二個五年規劃綱要》明確指出，“十二五”期間，我國將堅持把經濟結構戰略性調整作為加快轉變經濟發展方式的主攻方向。構建擴大內需長效機制，促進經濟增長向依靠消費、投資、出口協調拉動轉變。促進經濟增長向依靠第一、第二、第三產業協同帶動轉變。 因此，對城鎮居民消費和第三產業發展問題進行研究，對于加快轉變經濟發展方式，推動產業結構優化升級，促進國民經濟又好又快發展具有重要的理論價值和現實的指導意義。目前，學術界就上述兩個方面問題開展的研究和探討已經產生了大量豐富的研究成果和文獻。但是將這兩個問題聯系起來研究的卻不多，已有的少量文獻也只是限于理論上對兩者的定性分析，而從定量角度分析的文獻幾乎沒有。

根據佩蒂—克拉克的產業結構]進規律，隨著經濟發展，一國國民收入和勞動力將依次在一、二、三產業中順次轉移，因此第三產業最終將發展成為最發達的產業。就產業結構]變而言，其影響因素是多方面的，任何單個因素都不足以解釋產業結構的]進。但是在不同的時期，各個因素對產業結構變動的影響是不同的。隨著我國經濟的不斷轉型，現階段居民消費對產業結構變動的作用相對顯得更加突出，居民消費水平的提高和消費結構的變化能為第三產業提供廣闊的市場，所以擴大居民消費需求才是目前產業結構]進的根本動力，并影響著第三產業的進一步發展。而居民消費中以城鎮居民消費與第三產業聯系較為緊密，因此，研究我國城鎮居民消費水平與第三產業發展的相互關系具有更為直接的現實意義。

鑒于此，本文試圖利用已有的理論和研究成果，采用協整分析、誤差修正模型、格蘭杰因果關系檢驗和向量自回歸模型來研究我國城鎮居民消費水平與第三產業發展的動態關系，以期得到一些有用的結論。本文將在第二部分說明分析當中所選取的指標、數據來源并進行數據檢驗；第三部分是實證分析部分；第四部分是全文的結論及政策啟示。

二、指標選取與數據檢驗

1. 指標選取與數據說明

本文研究中選取的變量為第三產業發展水平和城鎮居民消費水平，其中衡量第三產業發展水平的指標有很多，本文采用第三產業國內生產總值，記為TGt；衡量城鎮居民消費水平可直接采用統計年鑒中我國居民消費水平中的城鎮居民消費指標，記為UCt。分析中我們利用以1978年為基期（1978＝100）的國內生產總值指數和城鎮居民消費價格指數分別對以上兩個指標進行調整，以消除物價變動因素的影響。為了消除異方差，分別對兩個變量取自然對數，記為LnTGt和LnUCt，其相應的一階差分序列為△LnTGt和△LnUCt，二階差分序列為△2LnTGt和△2LnUCt。經過處理后所有數據如表1所示：

2. 數據檢驗

采用EViews5.0軟件，對LnTGt，LnUCt的單位根進行ADF檢驗，檢驗方程的選取根據相應的數據圖形來確定，采用AIC準則確定最佳滯后階數，差分序列的檢驗類型按相應原則確定。檢驗結果見表2。

從ADF檢驗表中我們可以看到，LnTGt和LnUCt的ADF檢驗統計量均大于顯著水平1％、5％和10％時的臨界值，所以不能拒絕原假設，序列LnTGt和LnUCt都存在單位根，是非平穩的。所以，我們將序列LnTGt和LnUCt分別進行一階差分，得到序列△LnTGt和△LnUCt，再對其進行單位根檢驗。從結果中我們可以看出，△LnTGt和△LnUCt的ADF檢驗統計量均大于顯著水平1％、5％和10％時的臨界值，所以序列△LnTGt和△LnUCt存在單位根，為非平穩時間序列。再將序列△LnTGt和△LnUCt分別進行二階差分，得到△2LnTGt和△2LnUCt，對其進行單位根檢驗，從結果中可見，△2LnTGt和△2LnUCt的ADF檢驗統計量均小于顯著水平1％、5％和10％時的臨界值，表明序列△2LnTGt和△2LnUCt都不存在單位根，為平穩時間序列。

綜上所述，單位根檢驗結果表明，LnTGt和LnUCt為非平穩時間序列，但其二階差分序列△2LnTGt和△2LnUCt為平穩時間序列，所以LnTGt和LnUCt為二階單整，即LnTGt~I（2），LnUCt~I（2）。

三、實證分析

本文將采用協整分析、誤差修正模型、格蘭杰因果關系檢驗和向量自回歸模型實證分析我國城鎮居民消費水平與第三產業發展的動態關系。

1. 協整檢驗與誤差修正模型

為了分析第三產業發展與城鎮居民消費水平之間是否存在長期的均衡關系，下面對第三產業國內生產總值變量與城鎮居民消費水平變量進行協整分析。通過上面ADF單位根檢驗可知，LnTGt和LnUCt為非平穩時間序列。其二階差分 △2LnTGt和△2LnUCt為平穩時間序列，因此序列 LnTGt和LnUCt有可能存在協整關系。下面我們采用Engle-Granger兩步法對LnTGt和LnUCt進行協整檢驗。

第一步，用OLS方法估計變量LnTGt對LnUCt的回歸方程：

LnTGt=α+βLnUCt+εt

進行自相關修正后，估計結果為：

LnTGt=-0.4586+1.1765LnUCt

（-1.3165）（23.8456）

R2=0.9971，DW=1.4166，F=3026.10

計算OLS估計的殘差，得到序列：

ECMt=LnTGt+0.4586-1.1765LnUCt

第二步：檢驗上述模型的殘差項是否為平穩序列，即檢驗εt是否是I（0）序列。

對序列εt進行單位根檢驗，ADF檢驗結果見表3所示， 檢驗統計量明顯小于顯著水平為1%、5%、10%時的臨界值，所以估計殘差序列εt為平穩序列，即~I（0）。表明LnTGt和LnUCt之間存在長期動態均衡關系。這種動態協調關系說明改革開放以來，我國第三產業發展與城鎮居民消費水平之間呈現出穩定的協調關系。協整方程回歸結果表明城鎮居民消費水平每提高1個單位，將會使第三產業GDP提高1.1765個單位。

協整關系只反映變量之間的長期均衡關系，為彌補長期靜態模型的不足，可通過短期動態模型來反映短期偏離長期均衡的修正機制。反映LnTGt和LnUCt 之間短期動態均衡關系的誤差修正模型為：

△LnTGt=0.0214+0.7302△LnUCt-0.1831ecmt-1

（2.1165）（5.8637）（-2.0217）

R2=0.5661，DW=1.0553，F=18.2666

從上述誤差修正模型結果來看，誤差修正項系數為－0.1831，表明城鎮居民消費水平對均衡關系呈現一種反向修正的機制。另外，誤差修正模型中，兩個變量的短期動態均衡關系是，城鎮居民消費水平每提高1個單位，將會使第三產業GDP提高0.7302個單位，這個比上面協整方程中的回歸系數要小，說明城鎮居民消費水平對第三產業發展的長期影響更為顯著。城鎮居民消費水平提高是否是第三產業發展的原因，下面我們進一步利用格蘭杰因果檢驗來驗證。

2. 格蘭杰因果關系檢驗

協整檢驗可以揭示變量序列之間是否存在長期均衡關系，但是無法揭示變量之間是否具有因果關系，Granger（1969）和Sims（1972）提出的因果關系檢驗為解決這類問題提供了一種很好的思路和方法。

LnUCt=α10+α1iLnUCt-i+β1iLnTGt-i+ε1tLnTGt=α20+α2iLnTGt-i+β2iLnUCt-i+ε2t

上式中下標t為年度，k為最大滯后階數，εt為誤差項。由于格蘭杰因果關系檢驗對滯后階數非常敏感，本文采取依次多滯后幾階，利用普通最小二乘法（OLS）對參數進行估計，最大滯后階數取5，檢驗結果如表4所示。

表4的檢驗結果表明，滯后2~5期，第三產業發展是城鎮居民消費水平提高的格蘭杰原因，在第5期達到了98.54%的解釋能力。而無論是滯后1期，還是滯后2～5期，城鎮居民消費水平提高均不是第三產業發展的格蘭杰原因，而且概率都比較高，第2期格蘭杰原因的概率最高，為99.05%，其后又逐漸降低。

可見，自改革開放以來我國第三產業發展對城鎮居民消費水平的影響要明顯強于城鎮居民消費水平變化對第三產業發展的影響。城鎮居民消費水平變化并不會對第三產業的發展產生直接的影響，而第三產業發展會直接影響城鎮居民消費水平。但在一定的滯后期數上，城鎮居民消費水平的增長會影響第三產業的發展，兩者之間具有雙向因果關系。其原因是由于我國服務業發展相對滯后，第三產業在國內生產總值中所占比例偏低，而且我國處于經濟轉型時期，市場化程度不高，許多行業還存在較高的壟斷性，因而不能充分的滿足居民日益增長的多樣化、多層次的消費需求，致使第三產業對城鎮居民消費的推動效應不夠明顯。同時，由于人們消費觀念及其他原因，城鎮居民的消費需求也很難對第三產業產生顯著的拉動效應。隨著我國經濟的增長，第三產業的發展也隨之加快，產業結構不斷升級和優化，與此同時，城鎮居民收入水平不斷提高，人們有更多的收入和閑暇就會消費更多層次的產品和勞務，從而形成第三產業發展與城填居民消費增長的雙向互動態勢。

3. 向量自回歸模型

為了合理描述第三產業發展與城鎮居民消費水平之間的關系，我們使用VAR(向量自回歸)模型，其優點在于無需事先區分變量的外生性和內生性，可以較合理的描述變量間的互動關系，通常用于刻畫相關時間序列系統的關聯和隨機擾動項對變量系統的動態影響。

一般化的VAR（p）模型表述為：

yt=m+A1yt-1+A2yt-2+…+Apyt-p+εt

其中y為變量向量，Ai是k×k階系數矩陣，m是 k×1常數向量，p為滯后階數，εt是白噪聲過程，協方差矩陣?贅正定，諸ε序列無關但可能同期（或瞬時）相關。

在實際應用中面臨如何選擇滯后階數P的問題，滯后階數越大，越能完整反映模型的動態特征，但是滯后期越長，模型待估參數越多，自由度越少，因此應在滯后期與自由度間尋求平衡，通常依據AIC和SC準則確定模型的最優滯后階數。

由上面單位根檢驗可知，LnTGt和LnUCt為非平穩時間序列，但其二階差分序列△2LnTGt和△2LnUCt為平穩時間序列，即LnTGt~I（2），LnUCt~I（2）。因此可以采用序列△2LnTGt和△2LnUCt來建立VAR模型，模型如下：

△2LnUCt=α1i△2LnUCt-i+β1j△2LnTGt-j+ε1，t△2LnTGt=α2i△2LnTGt-i+β2j△2LnUCt-j+ε2，t

其中，p、r為滯后階數，隨機擾動項ε稱為新息（Innovation）。

根據AIC和SC取值最小的準則，經過多次試驗我們將變量區間確定為1～2階，將△2LnTGt和△2LnUCt滯后1～2期的值作為內生變量。

VAR模型的脈沖反應函數（IRF）可以反映來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前值和未來值的影響，刻畫內生變量對隨機擾動的動態反應，顯示任意變量的隨機擾動（新息Innovation）如何通過模型影響其他變量，并反饋到自身的動態過程。圖1是基于向量自回歸模型和漸進解析法模型的脈沖響應函數曲線，橫軸代表相應函數的追蹤期數，縱軸代表因變量對解釋變量的響應程度。圖1中實線為響應函數的計算值，虛線為響應函數值加或減兩倍標準差的置信帶。在模型中我們將響應函數的追蹤期數設定為十年。根據圖1脈沖響應圖所示，我們重點觀察兩個變量對來自對方隨機擾動的反應。

首先，考察第三產業發展對城鎮居民消費水平的響應情況和響應路徑（如圖1（a）），第三產業發展對城鎮居民消費水平新息的一個標準差擾動的響應，在前二年持續形成城鎮居民消費水平對第三產業發展的正向響應，并在第二年達到最高點其后不斷收斂，呈現穩定的正向收斂跡象，這說明我國城鎮居民消費水平與第三產業發展之間存在長期的密切關系，城鎮居民消費水平對第三產業發展有長期的影響。

其次，再考察城鎮居民消費水平對第三產業發展的響應情況和響應路徑（如圖1（b）），城鎮居民消費水平對第三產業發展新息的一個標準差擾動的響應，在前兩期有一個微弱調整，呈反向響應，第二期達到最低點后，又上升到第四期達到最高點，其后不斷振蕩收斂，也呈現穩定的正向收斂跡象，這說明我國第三產業發展在短期內不能很明顯帶動城鎮居民的消費，但是長期來看，卻能持續推動城鎮居民的消費水平。

總體來看，我國城鎮居民消費水平推動第三產業發展比第三產業發展推動城鎮居民消費水平的提高的效應影響時限要長，脈沖響應函數得到的結論與前面協整、誤差修正模型和格蘭杰因果關系檢驗的結論是一致的。

4. 預測方差分解

為進一步分析結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，評價不同結構沖擊的重要性，可以建立預測方差分解模型。VAR模型的方差分解是將系統中每個內生變量的波動（K步預測方差）按其成因分解為與各方程新息（Innovation）相關聯的組成部分，從而了解各新息對模型內生變量的相對重要性。根據方差分解理論模型，對城鎮居民消費水平和第三產業發展的預測均方差進行分解，結果見表5。

由表5可見，第三產業發展的波動在第一期只受自身波動的影響，城鎮居民消費水平對第三產業發展波動的沖擊從第二期開始顯現出來，且沖擊影響比較微弱，僅有0.0067%，此后呈現穩步增強態勢，雖然增強幅度都不是很大，但是一直到第十期都基本上都是向上增長的趨勢，這說明城鎮居民消費水平對第三產業發展的影響是長期的。而城鎮居民消費水平從第一期就受到自身波動和第三產業發展沖擊的影響，且受第三產業發展的影響要小于自身波動的影響。可以看出，從第一期后第三產業對城鎮居民消費水平的沖擊基本上呈不斷減弱的的趨勢。因此，方差分解也說明了城鎮居民消費水平推動第三產業發展比第三產業發展推動城鎮居民消費水平的提高效應影響時限要長。

四、主要結論及政策啟示

1. 主要結論

以上根據1978年～2009年的時序數據，利用協整檢驗、誤差修正模型、格蘭杰因果關系檢驗、脈沖響應函數及方差分解模型，對中國城鎮居民消費水平與第三產業發展進行了動態計量分析，其主要結論歸納如下：

（1）第三產業發展與城鎮居民消費水平之間存在長期的均衡關系。非平穩時間序列第三產業發展（LnTGt）與城鎮居民消費水平（LnUCt）經過二階差分后平穩，均為二階單整，即LnTGt~I（2），LnUCt~I（2）。兩者之間的線性組合為平穩序列，存在協整關系。

（2）從協整和誤差修正模型來看，兩者的短期動態關系是，城鎮居民消費水平每提高1個單位，將會使第三產業發展水平提高0.7302個單位，這一系數較長期協整回歸方程中的系數1.1765要小，說明城鎮居民消費水平對第三產業發展的長期影響更為顯著。

（3）從格蘭杰因果關系檢驗看，滯后2期~5期，第三產業發展是城鎮居民消費水平提高的格蘭杰原因；而無論是滯后1期，還是滯后2期～5期，城鎮居民消費水平提高均不是第三產業發展的格蘭杰原因。但在一定的滯后期數上，城鎮居民消費水平的增長會影響第三產業的發展，兩者之間具有雙向因果關系。

（4）基于VAR（2）和漸近解析法（Analtic）模擬的脈沖響應函數曲線和方差分解表明，從長期來看，城鎮居民消費水平推動第三產業發展比第三產業發展推動城鎮居民消費水平的提高的效應影響時限要長。

2. 政策啟示

綜括上述實證分析及結論，城鎮居民消費水平與第三產業發展之間存在長期的相互作用關系，也即在長期內二者能相互促進發展，但是在現階段還沒有形成良性協調發展的關系。因此，今后在制定政策時應充分考慮二者的互動效應，應將發展第三產業與提高城鎮居民消費水平綜合考慮，以實現兩者的協調發展。在制定產業政策時，應以城鎮居民消費需求為導向，加快第三產業內部結構的升級和優化，這樣第三產業才能滿足城鎮居民的消費需求，提高城鎮居民的消費水平。

另外，我國目前的第三產業中仍以傳統產業為主導，但從長期發展來看，現代物流、信息服務、金融服務、旅游等新興產業將是我國第三產業的發展重點。應盡快轉變第三產業增長方式，逐步實現其由粗放型向集約型發展轉變既是我國城鎮居民消費結構升級的內在要求，同時滿足多樣化、多層次的服務也是產業結構升級的目標。

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