我國農村消費結構與產業結構互動效應的區域測算

李自瓊，劉東皇

（江蘇理工學院 商學院，江蘇 常州 213001）

1 問題的提出

改革開放后，我國經濟創造了“持續高增長”奇跡，人民生活水平得到了極大提升。相對城鎮居民而言，農村居民分享到的經濟發展成果相對較少，大力提升農村居民收入水平進而擴大農村居民消費將是今后農村工作的重點內容。這不僅能促進整個宏觀經濟良性發展，更關系著和諧社會和“全面建成小康社會”目標的實現。根據“恩格爾定律”，隨著經濟的發展，恩格爾系數將相應持續下降。在農村，隨著農村居民生活水平的提升，農村家庭恩格爾系數由1978年的67.7%下降到2012年的39.3%，這是我國建國以來恩格爾系數首次降到了40%以下。這充分表明我國農村居民的食品支出占消費總支出的比重穩步下降，必要消費支出的大幅減少所帶來的是我國農村居民生活質量的改善以及生活水平的穩步提升，農村居民的消費層次在向“發展型”、“享受型”逐步升級。擴大農村居民消費不僅要表現在消費規模上，更應表現在消費結構方面的提升。

當前我國農村居民消費呈現以下特點：（1）農村居民的自我意識開始出現。農村居民以前在購物時容易受到從眾心理的影響，隨大流。如今，隨著農村經濟的發展和農村居民素質的逐漸提高，他們的自我消費意識逐漸增強，開始注意自己的需求，甚至開始渴望與眾不同，希望通過差異化的消費還展示自己的個性。（2）農村居民越來越看重商品的情感價值。如今，農村居民看中的不再僅僅是產品和服務帶來的物質利益，而是越來越重視品牌和精神享受。（3）農村居民的消費結構明顯改善。恩格爾系數的持續下降，甚至在2012年達到40%以下，標志著我國農村居民總體上達到了小康水平；衣著類消費支出明顯下降；醫療保健支出、交通和通信支出和文教娛樂用品支出比重明顯上升，表明農村居民開始注重身體健康和休閑保健，健身和文娛活動逐漸流行。當然，同時也要看到農村居民后顧之憂比城市居民強烈。高昂的醫療費用和子女教育費用、自然災害的難以預料、社會福利和保障制度的欠缺，使得農村居民具有強烈的后顧之憂，這很大程度上束縛了他們的消費。

因此，本文基于農村樣本研究產業結構與消費結構之間的關系，考察二者的協調發展問題，對拉動我國內需，促進經濟健康發展具有重大現實意義。

2 模型建構、變量與數據

2.1 模型構建

為了深入研究農村消費結構與產業結構的關系，本文采用計量模型進行分析。該計量模型的一般形式為：

t為時期，i表示省區標志，i=1，2，…，N；t=1，2，…，T。如果系數不同，上述模型則有混合回歸模型、變截距模型和變系數模型三種變型。可采用協方差分析檢驗法來確定合適的計量模型。其具體確定過程為：

第一，假設H1為混合回歸模型，H2為變截距模型，H3為變系數模型。

第二，用協方差計算分析H1、H2是否成立。

其中，S1為混合型回歸模型的殘差平方和、S2為變截距模型的殘差平方和、S3為變系數模型的殘差平方和。

若統計量F2≧某置信水平下的F分布臨界值，則拒絕H2，選用H1進行分析，若F1≧某置信水平下的F分布臨界值，則拒絕H1，選用H3進行分析；反之，則選用H2進行分析。

理論上消費結構與產業結構相互影響、相互制約，本文建立如下面板數據模型來實證分析農村居民消費結構與產業結構間的關系。

其中，α、β、Γ、φ、γ、λ均為待估系數，模型一分析產業結構（IR）對農村居民消費結構（CR）的影響，模型二分析農村居民消費結構對產業結構的影響。

2.2 變量與數據說明

為確保數據的準確性和完整性，本文采集了1998～2013年《中國統計年鑒》中我國31個省市、自治區和直轄市（港、澳、臺除外）的相關數據。

產業結構指標（IR）的確定：反映產業結構升級程度通常可以用第二產業增加值占我國GDP的比重、第三產業增加值占我國GDP的比重或第二、三產業增加值的和占我國GDP的比重等指標。本文確定采用當年第二、三產業增加值之和占我國GDP的比重作為產業結構升級程度的測量指標，比重越大，產業結構層次就越高。

消費結構指標（CR）的確定：按照國際慣例，采用恩格爾系數（即食品支出占消費總支出的比例）來反映居民消費結構，本文繼續沿用這一方法，農村居民食品支出所占的比重越小，消費結構層次越高。

兩個指標皆為相對量指標，各變量值皆為無名數，不需要剔除價格因素的影響。所選取的主要經濟變量統計描述見表1，農村居民消費結構和產業結構變量的標準差系數都較大，說該變量地區間差異性顯著。

表1 變量描述統計

3 實證分析

3.1 單位根檢驗

對各面板數列的平穩性進行檢驗，以避免出現偽回歸而影響估計的有效性。本文采用LLC、IPS、ADF和PP等四種方法來進行平穩性檢驗。為消除變量值中時間趨勢的影響，采用了含時間趨勢與含截距相結合的檢測方式。對一階差分后的數列進行截距檢測，并根據SC準則自動選取滯后期數據。

表2的單位根檢驗數據說明，通過IPS、ADF和PP等檢驗，消費結構確實存在單位根，同時IPS檢驗也證實產業結構確實存在單位根，即CR和IR序列都有單位根存在，而其變量在一階差分后均拒絕有單位根的原假設。所以，IR和CR滿足I（1）。

表2 單位根檢驗

3.2 面板協整關系檢測

本文采用Pedroni的7個統計量（即面板v、面板rho、面板 pp 、面板ADF、群rho、群pp、群ADF）和Kao的ADF指標對變量間的協整關系進行綜合測定（詳見表3）。從表3中可以看出，群rho雖然未拒絕沒有面板協整關系的原假設，但面板rho等其他統計量都在10%的顯著性水平上拒絕了原假設，而Kao的ADF統計量則顯著地拒絕沒有面板協整關系原假設，總之，農村消費結構和產業結構之間存在面板協整關系。

3.3 回歸結果

為了更準確地分析農村居民消費結構與產業結構之間的關系及其區域差異，本文采用變截距回歸模型進行分析。同時為減少或消除截面異方差的影響，本文采用截面加權法進行估計。估計的結果如表4和表5所示。各模型構建效果較好，都通過了整體性檢驗。

表4 農村居民消費結構對產業結構的影響

從表4的估計結果可知，農村居民消費結構對產業結構的影響系數幾乎都為負值，且通過1%或5%的顯著性水平檢驗。實證分析結論與理論上的分析相符合，由此可以確定農村居民消費結構升級能推動我國產業結構的升級，但其推動力存在區域差異。從東、中、西部的比較來說，中部地區的農村居民消費結構升級對產業結構的影響最大，相關系數約為0.09，西部地區次之，相關系數約為0.05，東部地區最弱，相關系數約為0.02。因此，基于農村消費結構角度，促進產業結構提升的更有效方式是提升中部或西部地區的農村居民消費結構。

表5 產業結構對農村居民消費結構的影響

從表5的估計結果可以看出，產業結構對農村居民消費結構升級影響的系數也都通過1%或5%的顯著性水平檢驗，且檢測結果為負值，說明我國農村居民消費結構的升級能夠受到產業結構升級的推動。東、中、西部比較而言，產業結構對農村居民消費結構的影響由東向西逐漸增大，西部地區的產業結構升級對農村居民消費結構的影響最大，相關系數約為0.45，中部地區次之，相關系數約為0.37，東部地區最弱，相關系數約為0.16。基于產業結構角度，我國中西部地區產業結構升級會大大改善農村居民的消費結構。因此，產業結構對農村居民消費結構和層次的影響力很強，相反，農村居民消費結構對產業結構的影響則要弱許多。

4 結論

運用1998～2013年的省級面板資料，本文構建了面板數據模型來實證檢測產業結構與農村居民消費結構之間的互動關系，特別注重分析相互關系的區域性差異，得到如下三個研究結論：

(1)農村居民消費結構和產業結構相互影響、相互促進。近年來，我國農村居民在解決溫飽以后越來越追求生活的質量，農村居民消費層次的提升有力地帶動了相關行業的產生與發展，從而有效地促進了產業結構的優化提升。而產業結構升級除創造新的消費需求外還通過推動經濟發展提高居民收入水平，進而也對農村居民消費結構升級產生積極影響。

(2)產業結構對農村居民消費結構的積極影響強于農村居民消費結構對產業結構的積極影響。在農村消費結構與產業結構的互動關系中，由于中國過去消費需求增長的主要貢獻者是城鎮居民，農村居民消費結構升級對產業結構的推動作用相對較弱，隨著農村龐大消費市場的崛起，農村消費結構對產業結構的影響將越來越大。

(3)農村居民消費結構與產業結構的互動關系存在區域差異性。我們的實證研究表明，產業結構對農村居民消費結構的推動作用成東、中、西部逐漸遞增的趨勢，而農村居民消費結構升級對產業結構的影響，中部地區最大，西部地區次之，東部地區最弱。由此，應依據各地區區域性差異，來構建居民消費結構與產業結構之間的和諧關系。

當前，我國經濟進入穩步發展的新常態階段，雖然國際環境復雜，經濟形勢下滑，但我國經濟的東西部地區差距、城鄉差異以及制度改革所帶來的“紅利”則為我國經濟保持穩步增長提供機遇。我國產業結構仍將繼續升級，廣大農村居民收入水平將繼續上升。在外圍經濟增速放緩的背景下，基于本土市場的視角，應積極引導農村居民消費，按照農村消費需求配置產業發展，同時各地區還應結合自身資源優勢，促進消費結構與其產業結構良性互動、協同發展。

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