重慶農村居民消費與第三產業發展關系的實證研究

宋奇成，危志鋒

(重慶理工大學經濟與貿易學院，重慶 400054)

一、引言

改革開放以來，居民消費和第三產業發展問題一直是我國經濟理論界和政策決策層共同關注的熱點問題。經濟學理論認為，人均收入的增加能夠帶動消費水平的提高，引起消費需求結構的變化，進而促使產業結構變遷。在當前推進中國經濟轉型和打造中國經濟升級版的大背景下，“調結構”顯得尤為重要。“十二五”規劃綱要明確指出，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，向依靠第一、第二、第三產業協同帶動轉變。因此，對居民消費與第三產業發展問題進行研究具有十分重要的理論價值。

隨著我國經濟不斷轉型，居民消費對產業結構變動的影響更加突出，居民消費水平的提高和消費結構的變化為第三產業發展提供了廣闊的市場。反過來，在第三產業發展過程中，適應于新的需求的消費熱點形成，也必將促進消費。居民消費與第三產業之間可以形成良性互動循環。長期以來，我國第三產業發展緩慢，主要是受廣大農村居民消費不足的制約，拉動農村居民消費已成為國民經濟新的增長點。因此，研究農村居民消費與第三產業發展的相互關系具有直接的現實意義［1］。

二、相關文獻綜述

關于居民消費與產業結構的關系，國內外學者進行了一系列研究。Junko Doni在假定消費市場只有兩種商品的前提下，通過比較它們的替代彈性得出商品之間的替代程度強度直接影響產業的發展，進而影響經濟的發展［2］。Ann Markusen提出了以消費為基礎的發展理論，認為通過刺激居民對本地消費品的需求，可以拉動經濟的增長，他以美國明尼蘇達州的小城鎮為例，分析了文化娛樂消費如何帶動當地文化產業的發展［3］。國內學者也做了大量研究，林白鵬［4］在運用定量模型對我國消費結構與產業結構關聯的研究中發現，產業結構高級化的基礎是消費結構的高級化。張貢生等從全國及區域的角度出發，對居民消費進行了綜合評價，并運用實證方法探討了區域消費支出與第三產業產出的關聯程度［5］。葉忠連的文章顯示，金融業、科教文衛和社會公共服務等行業的發展，對我國居民消費水平的提高存在正相關性，而房地產業的發展則存在負相關性［6］。牛建高等的研究表明，中國城鎮居民消費水平與第三產業發展存在長期的相互關系，且城鎮居民消費水平對第三產業發展的長期效應比短期效應更加明顯［7］。疏禮芳研究了最終消費支出對服務業發展的影響，發現最終消費結構既影響服務業產出也影響服務業結構［8］。查道中等認為產業結構的升級和經濟增長能夠促進居民消費結構的優化，三者之間存在著長期均衡關系［9］。周輝對上海市城鄉居民消費結構、產業結構和經濟增長之間的關系進行了實證研究，結果發現城鎮居民消費結構對產業結構的拉動作用不顯著，消費結構與經濟增長之間存在雙向因果關系［10］。陳昕對上海居民服務性消費支出與第三產業發展進行了動態計量分析，研究表明第三產業發展對服務性消費的單向促進作用更為明顯［11］。

相關文獻的研究表明，關于居民消費與第三產業發展的相互關系，不同的研究方法得到的結論不盡相同，但綜合絕大多數的研究可以發現，居民消費與第三產業發展之間是存在一定聯系的［12］。本文以重慶市為例，選取1985—2012年的統計數據，側重于研究農村居民消費與第三產業之間的具體動態關系。利用VAR模型的相關理論與方法，實證分析農村居民消費與第三產業發展的相互關系，進而為提高農村居民的消費水平和改善居民消費結構，促進重慶第三產業發展提供一定的理論支持。

三、變量選取與數據說明

(一)變量選取

本文研究選取的變量為農村居民消費水平和第三產業發展水平，其中衡量農村居民消費水平的指標采用農村居民恩格爾系數和農村居民消費率，分別記為EC和RC;采用第三產業比重作為第三產業發展水平的代理變量，記為TI。用相對值而非絕對值進行分析，可以消除物價變動的影響。為了避免可能存在的異方差，分別對3個變量取自然對數，記為LNEC、LNRC和LNTI。

(二)數據說明

研究所使用的數據均來自歷年的《重慶統計年鑒》，其中農村居民消費率數據是經過計算整理所得，數據的時間長度為1985—2012年。所有檢驗均在Eviews6.0軟件下進行。重慶農村居民消費的趨勢圖見圖1，第三產業發展的趨勢圖見圖2。

圖1 1985—2012年重慶農村居民消費變動趨勢

圖2 1985—2012年重慶第三產業發展變動趨勢

從圖1可以看出，重慶農村居民恩格爾系數大致呈現下降的趨勢，即食品支出在消費支出中的比重下降，說明農村居民的收入不斷增加;但另一方面，重慶農村居民的消費率不斷下降，從1985年的44.2%下降到2012年的6.49%，說明農村居民的消費嚴重不足［13］。

第三產業的發展水平是衡量地區經濟發達程度的重要標志。改革開放以來，重慶第三產業取得了長足發展，在國民經濟中的比重提高，發展后勁增強。從圖2可以看出，重慶第三產業比重大體呈現上升的趨勢，在2002年達到最大值42.9%，之后稍有下降，但也保持在較高水平。

四、實證分析

(一)最佳滯后階數的確定

在設定具體的VAR模型之前，我們需要確定VAR模型的滯后階數。由于VAR模型的實際滯后階數是未知的，因此運用擴展的VAR模型進行因果關系檢驗時需要首先確定水平VAR模型的最佳滯后階數。通常依據赤池(AIC)和施瓦茨(SC)取值最小準則來確定最佳滯后期。為保證結果的可靠性，本文同時使用LR值、FPE值、AIC值、SC值、HQ值等選擇最佳滯后階數，結果見表1。

表1 最佳滯后階數檢驗結果

從表1可以看出，5種方法中*號最多的檢驗為最佳階數，即最佳滯后階數為1，建立VAR(1)模型。

(二)穩定性檢驗

為了避免虛假回歸，本文采用單位根ADF對時間序列數據進行平穩性檢驗。該檢驗是通過以下3個模型來完成的:

零假設都是Η0:η=0，即存在單位根。實際檢驗的順序依次從模型3開始，然后是模型2、模型1，當檢驗到拒絕零假設時檢驗停止，即不存在單位根，序列為平穩時間序列。對樣本數據及其差分項在 Eviews6.0下檢驗，檢驗結果如表2所示。

由表2可知，LNEC、LNRC、LNTI一階差分后，均在5%及以上水平下平穩，表明以上序列是一階單整。然后，在序列穩定性檢驗的基礎上，對建立的VAR(1)模型進行穩定性檢驗，檢驗結果如圖3。根據圖3，VAR(1)模型的所有特征根倒數的模都落在單位圓內，因此，VAR模型是穩定的。

(三)協整檢驗

在確定最佳滯后階數的基礎上，為了探究各變量之間是否具有長期穩定的關系，需要進行協整檢驗。本文中的時間序列LNECt、LNRCt、LNTIt是一階單整序列，我們采用Johansen系統極大似然估計法對多變量時間序列進行協整檢驗，以確定變量之間長期穩定的比例關系，檢驗結果如表3所示。

圖3 VAR模型的穩定性檢驗

表2 各變量的穩定性檢驗

表3 Johansen協整檢驗結果

在表3中，r表示協整關系的個數。在5%的臨界值水平下，跡統計量表明(32.173 92＞24.275 96)應該拒絕不存在協整關系(r=0)的原假設，對應的接受存在一階協整關系;最大特征值檢驗也是拒絕r=0，接受r≤1，即最多存在一階協整關系。可以得出結論:在5%的顯著性水平下，LNEC、LNRC和 LNTI之間存在一階協整關系。這說明LNEC、LNRC和LNTI之間存在長期的穩定關系。

(四)格蘭杰因果檢驗

為了驗證農村居民恩格爾系數、農村居民消費率與第三產業比重之間是否存在因果關系，本文對各變量進行了格蘭杰因果關系檢驗。因果關系檢驗結果見表4。

從檢驗結果來看，可以看出:(1)LNEC與LNTI之間不存在格蘭杰因果關系，即農村居民恩格爾系數與第三產業比重之間不存在互動機制。(2)LNRC是LNTI的格蘭杰原因，而 LNTI不是LNRC的格蘭杰原因，即農村居民消費率是第三產業比重變動的單向格蘭杰因，說明提高農村居民消費率能夠促進第三產業的發展，而第三產業比重不是農村居民消費率變化的格蘭杰原因。(3)LNEC是 LNRC的格蘭杰原因，而 LNRC不是LNEC的格蘭杰原因，即農村居民恩格爾系數是農村居民消費率的格蘭杰原因，而農村居民消費率不是農村居民恩格爾系數的格蘭杰原因。

表4 格蘭杰因果檢驗結果

(五)脈沖響應函數

為了分析各個變量之間的跨期動態關系，需要做脈沖響應分析。脈沖響應函數描述的是在隨機誤差項上施加一個標準差大小的沖擊后對內生變量的當期值和未來值所帶來的影響［14］。廣義(generalized)脈沖響應函數可以不考慮變量的排序問題而得出唯一的脈沖響應函數曲線，在實證研究中被廣泛使用。圖4、圖5是基于水平VAR模型的廣義脈沖響應函數曲線，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(單位:年)，縱軸表示內生變量受各變量沖擊的響應程度，實線代表脈沖響應函數。可以看出，廣義脈沖響應函數曲線收斂于某一固定值。由于農村居民恩格爾系數對第三產業比重，第三產業比重對農村居民消費率無Granger影響，并不需要給出相應的脈沖響應函數曲線。

圖4 第三產業比重在面對農村居民消費率沖擊時的脈沖響應函數圖

由圖4可以看出，第三產業比重對來自農村居民消費率的脈沖沖擊一直呈現正向效應，到第3年后逐漸趨于平穩。這說明農村居民消費率的上升對第三產業比重的增長呈正向作用。

圖5 農村居民消費率在面對農村居民恩格爾系數沖擊時的脈沖響應函數圖

由圖5可以看出，農村居民消費率對來自農村居民恩格爾系數的脈沖沖擊一直呈現負向效應，到第3年后逐漸趨于平穩。這說明農村居民恩格爾系數的上升對農村居民消費率的增長呈負向作用。

(六)方差分解

方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化(通常用方差來度量)的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性［15］。從表5中可以看出各變量對農村居民恩格爾系數波動的方差解釋情況:在恩格爾系數的變動中，其自身可以解釋61.1%～100%的波動，0%～35%的波動可以由居民消費率的波動解釋，而第三產業比重的波動可以解釋0%～4%。整體來看，第三產業對恩格爾系數的沖擊要遠小于居民消費率的沖擊。

表5 變量LNEC的方差分解表

從表6中可以看出各變量對居民消費率的方差解釋情況:在居民消費率的變動中，其自身可以解釋73%～90.4%的波動，3.5%～12.5%的波動可以由恩格爾系數的波動解釋，而第三產業比重的波動可以解釋0%～22.6%，呈現逐年上升的趨勢，說明第三產業發展對居民消費率的影響是一種長期效應。

表6 變量LNRC的方差分解表

由表7可見，在第三產業比重的變動中，其自身可以解釋87%～95%的波動，3.4%～12.2%的波動可以由恩格爾系數的波動解釋，而居民消費率的波動可以解釋0.5%～3.7%。從總體影響來看，恩格爾系數對第三產業的影響逐年下降，這表明農民收入水平的提高與第三產業發展關系不大;其次是農村居民消費率對第三產業的影響，雖然滯后期初的影響較小，但其影響越來越大。

表7 變量LNTI的方差分解表

五、研究結論與政策建議

本文探討了重慶農村居民消費與第三產業發展的關系，分析了各個變量之間的動態影響，由實證分析結果可以得出如下結論:根據協整檢驗，農村居民恩格爾系數、農村居民消費率、第三產業比重這3個變量之間存在長期均衡的協整關系，說明農村居民恩格爾系數、農村居民消費率、第三產業比重之間存在長期相關關系。進一步的因果關系檢驗表明，農村居民恩格爾系數是農村居民消費率、農村居民消費率是第三產業比重的單向格蘭杰因。說明增加農民的收入可以提高農村居民的消費率，進而促進第三產業的發展。為此，提出以下幾點政策建議:

(1)增加農村居民的純收入，縮小城鄉居民收入差距，提高農民的消費水平。首先，政府要加大對“三農”的投入，調整農業產業結構，推進農業產業化經營，促進農民增收［16］。其次，進一步提高農業勞動生產率，可以通過提高農村居民的文化素質和生產能力來縮小城鄉居民收入差距，進而擴大農村居民消費［17］。

(2)完善農村社會保障體系，提高農村居民的社會福利水平。政府部門要進一步完善農村居民最低生活保障制度、新型農村合作醫療制度、農村養老保險制度，讓農村居民“生有所靠、病有所醫、老有所養”。要著力保障農村居民的基本生活權益，健全社會保障和教育醫療衛生等公共服務事業，更好地提高農民的社會福利水平。

(3)引導農村居民理性消費，進一步優化消費結構。改變農村居民落后陳舊的消費觀念，將文明健康的消費內容和方式傳播到農村居民家庭。做好農村居民的消費教育和指導工作，提高農村居民對精神文化消費的重視程度。引導農村居民樹立講究生活質量和生態平衡、注重消費效應的新型消費觀念。

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［8］疏禮芳.最終消費支出對服務業發展的影響研究［D］.南京:南京大學，2011.

［9］查道中，吉文惠.城鄉居民消費結構與產業結構、經濟增長關聯研究——基于VAR模型實證分析［J］.經濟問題，2011(7):19-22.

［10］周輝.消費結構、產業結構與經濟增長——基于上海市的實證研究［J］.中南財經政法大學學報，2012(2):27-31.

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