安徽省消費結構變動與產業結構升級的關聯分析

高瑤

（安徽財經大學經濟學院，安徽蚌埠233030）

安徽省消費結構變動與產業結構升級的關聯分析

高瑤

（安徽財經大學經濟學院，安徽蚌埠233030）

在強調供給側改革和發揮科技創新引領作用的背景下，為促進安徽省產業結構優化升級，使之與消費結構相協調，本文將以科技創新為中介，考察消費結構變動和產業結構升級之間的關聯。內容包括用合理指標分析安徽省消費結構、產業結構的基本情況，然后構建一個VAR模型。在此基礎之上進行時間序列單位根檢驗、模型穩定性檢驗、Johansen協整檢驗、格蘭杰因果檢驗，最后以方差分解分析來進一步考察變量之間影響的強弱，得出結論：（1）安徽省消費結構變動和產業結構升級之間不是雙向傳導的；（2）作為中介的科技創新因素對消費結構變動影響較大，而消費結構變動對科技創新影響不大；（3）科技創新對產業結構升級的帶動作用很小，而產業結構升級能很好地帶動科技創新。根據該結論，本文將提出相關建議。

消費結構；產業結構；VAR模型；協整分析；格蘭杰因果檢驗

一、引言

市場嚴格按照“生產-交換-分配-消費”的路徑實現經濟的發展和平穩運行，消費作為生產的最終目的和動力，必然對生產起到一種引導作用。改革開放以來居民每一階段的消費需求變化在整體上就呈現出消費結構的變化升級，這種變動趨勢對生產的引導體現在產業的優勝劣汰，產業在被篩選和優化過程中的變動整體就表現為產業結構的升級。安徽省正處于產業結構調整的關鍵時期，而長期以來，在居民可支配收入提高、消費結構優化的情況下，產業結構優化的步伐卻相對比較緩慢。為了深入分析安徽省形成這種狀況的原因，筆者嘗試將科技創新作為中介，引入到消費結構和產業結構的理論框架中。本文將在梳理和參考現有文獻的基礎上，結合安徽省消費結構和產業結構的基本狀況，運用實證研究找出消費結構變動與產業結構升級的內在關聯，分析發現問題所在，為安徽省擴大內需和產業優化升級提供參考。

二、文獻綜述

研究消費結構在推動經濟增長和優化產業結構中的重要作用時，早期學者們大多選擇用里昂惕夫開創的投入產出分析法和郎奇（1973）的擴展線性支出模型來定量分析消費結構對產業結構的影響，代表性人物有傅家榮、[1]劉小瑜、[2]馬伯均[3]等。隨著經濟的發展，此方面研究趨向于分省市和計量模型的更新，姜濤(2009)在投入產出分析法的基礎上運用需求結構分解分析方法計算了消費結構升級的產業結構效應，發現消費需求是產業發展的重要動力，其中最終需求對產業結構的影響貢獻要大于中間需求的影響；[4]陳海波、朱華麗、劉潔（2012）立足江蘇省，運用協整模型分析得出江蘇省消費結構和產業結構之間存在長期正向的均衡關系，二者相互耦合發展。[5]馬成文（2010）、[6]王歡（2011）、[7]蘇大鵬（2015）[8]等人在安徽省消費結構變動和產業結構升級關聯的實證研究中發現，消費結構變動是產業結構升級的最基本的原因，前者是后者的內在動因。

以上具有代表性的文獻，實證的變量選取上都只是包含了代表消費結構和產業結構的兩個變量，而實際上，消費結構和產業結構關聯的強弱與影響二者傳導的中介因素有很大的關系，因此田學斌、閆真（2010）嘗試將影響傳導的收入因素引入消費結構和產業結構理論框架中，發現從收入角度看二者的關聯更有利于二者的協調共進。[9]結合政府當前反復強調要發揮科技創新的引領作用以及安徽省勞動、資本要素對產業結構的貢獻率逐漸下降的現實情況，科技創新要素無疑會成為促進產業結構升級的有效選擇。實際上科技創新與產業結構之間是存在互動關系的，產業結構升級中某產業必然快速成長，而為了保持其適當的規模，必須對其產品或服務進行改進，這就極大依賴于科技投入，先進的技術又將掀起新一輪固定資產投資，過程中對科技的重視和運用推動了科技進步。[10]正如施穆克勒所說:最主要的發明導致投資急劇膨脹,投資增加又促使產生更多改進的發明,而且需求力量促進了發明,即投資越多,就要有越來越多的發明來滿足這些行業所需要的資本貨幣需求。[11]王勝(2005)、[12]劉冰（2007）、[13]趙和楠（2013）、[14]賀寶成（2015）[15]等人還提到消費結構與技術創新是密不可分、相互影響的，特別是消費結構由低級向高級的轉變過程中，技術創新有著重要的“消費拉動效應”，技術創新能促使新的消費熱點的產生，長期將引起消費需求和消費結構的升級。根據以上文獻，筆者整理出消費結構、產業結構和科技創新三者之間的理論框架圖，如圖1：

圖1：消費結構和產業結構的理論框架圖

因此本文將立足中部省份——安徽省，著重考慮安徽省消費結構變動和產業結構升級傳導中的諸多影響因素之一的科技創新因素，應用實證搞清安徽省消費結構和產業結構的關聯和互動關系。

三、安徽省消費結構和產業結構變動情況的分析

（一）消費結構變動情況的分析

恩格爾系數的大小通常用來衡量消費結構是否合理，所謂恩格爾系數就是反映居民消費結構變動的總體趨勢的一個指標。然而消費結構在不同的時間和地點，受不同因素的影響，會呈現出一種變化的不確定性和不可逆性，這類似于熱力學上分子的運動狀態，而測度運動狀態混亂的或不確定度的熱力學上稱為“熱力學熵”。之后信息傳播學引入了“熵”的概念，稱為“信息熵”，當某個信息真實發生的幾率更大，就表明它被傳播得更廣泛，可以說信息熵代表著信息的價值。為了體現消費結構變動測度信息的可靠性，結合消費結構變動的特征，本文將“信息熵”運用到經濟學中，用“消費結構信息熵”來代替大多文獻中使用的“恩格爾系數”，信息熵值越大，說明消費結構變動越合理。根據信息熵的定義和基本公式，本文定義消費結構信息熵公式為：

其中，i表示第i個消費項目，本文將消費結構中的消費項目分為8大類，分別是食品、衣著、居家產品、醫療、交通和通信、文教娛用品及服務、其它商品及服務。Pit表示t期第i個消費項目在全部消費項目中占有的比重。利用以上公式筆者計算整理出了安徽省1997-2014年城鎮居民消費結構信息熵，如表1。農村也可做相應的研究，本文以城鎮居民為例。

表1：安徽省1997-2014年城鎮居民消費結構信息熵

從表1看出，1997年到2014年食品衣著在所有消費項目中所占的比重一直很大，但能明顯看出比重逐年變小，相反的，醫療、交通和通信和文教娛服務的比重逐年上升,這說明安徽省消費結構合理化越來越明顯，消費需求呈現出多樣性和多元化的特點。并且信息熵就更簡明直觀的反映了安徽省消費結構變化的真實情況。從表中可以看到1999年消費結構信息熵為1.575，此后隨著經濟的不斷發展和人民收入的不斷提高，信息熵總體上呈上升趨勢，到2014年達到了1.817,消費結構信息熵值的逐年上升表明安徽省消費結構變動有合理化的趨勢。

（二）產業結構變動情況的分析

“配第—克拉克定理”表明經濟的不斷發展會促使勞動力從“一二產”流向“二三產”，此后學者們將收入加入到產業結構變化的考量中，從收入角度，產業結構的測度公式可以表示為：

產業結構系數SC=（第二產業增加值+第三產業增加值）/國內生產總值

其中產業結構系數SC越大，說明二三產所占比重越大，一產比重下降，那么產業結構越合理。根據該公式筆者整理出安徽省1997-2014年產業結構系數的變化情況，如表2。

表2：安徽省1997—2014年產業結構系數表

表2顯示安徽省1997年到2014年的第二、第三產業各自比重總體上是增加的，但是不似產業結構系數那樣逐年增加，在這期間二、三產各自因多種因素的影響會有一些波動，總體上產業結構系數SC呈明顯的上升趨勢，每一年的值均較前一年有所增加，盡管增加地相對緩慢但也能表明安徽省的產業結構優化升級是存在且持續的。

四、安徽省消費結構變動與產業結構升級關聯的實證研究

（一）研究方法和數據指標選擇

1.研究方法

本文選擇向量自回歸（VAR）模型對安徽省消費結構變動與產業結構升級之間的關系進行實證分析。簡單來說，VAR模型作為一種動態的聯立方程模型，通常用于時間序列的預測和隨機擾動項對變量系統的動態影響。本文正是采用的時間序列，同時能解釋消費結構和產業結構之間的動態關系的理論還很不充分，而現有相關研究又能表明消費結構、產業結構及科技創新之間必然是相互影響的，因此具體考察三者之間是如何影響的、它們的關聯是怎樣的，建立VAR模型是很好的選擇。本文還將在VAR模型的基礎上進行平穩性檢驗，檢驗時間序列的平穩性和VAR模型本身的平穩性；確保模型平穩性后，實證中即可引入脈沖響應函數分析和多變量的Johansen協整分析，最終還需進行格蘭杰因果檢驗和方差分解分析。

2.數據指標選擇

本文共選取了3個變量，變量序列均為時間序列。消費結構變量用“消費結構信息熵”（IE）表示，產業結構變量指標用產業結構系數（SC）表示，而中介變量本文選擇用能代表科學技術投入的“企業研究與實驗發展經費支出（R&D）”（簡化為RD）指標。科技進步指標不僅包含R&D這種表示企業自發投入資金進行產品研發的指標，還包含了技術引進指標，然而眾多實證研究表明，R&D是引進先進技術的基礎，R&D能力越強，產業越能獲得優勢。因此本文選擇R&D來衡量科技投入。R&D數據來源于安徽省1997-2014年統計年鑒。另為了避免檢驗誤差，提高實證結果準確可靠性，本文對數據做了相應處理，將IE和RD取對數，SC已經很小，取對數后變為負值并不合適，因此保持不變。

（二）實證分析

1.模型設定

其中，yt為m維內生變量向量，xt為d維外生變量向量，A1...AP和B1...Bt是待估計的參數矩陣，p和r是內生變量和外生變量的滯后階數，c為常數項。是隨機擾動項。

本文不考慮外生變量的影響，模型只由消費結構信息熵（lnIE）、產業結構系數（SC）和研究與實驗發展經費支出（lnRD）三個內生變量組成，因此本文模型設定為：

2.單位根檢驗

在做協整分析之前之所以要對時間序列的平穩性進行檢驗，是為了避免非平穩的時間序列的偽回歸現象。是否平穩就是看模型是否存在單位根，若存在，則表明序列是非平穩的，則做協整分析時就要確定該序列的滯后階數。單位根檢驗結果見表3：

表3：ADF單位根檢驗

由上表知，序列lnIE、SC、lnRD的一階差分在10%的顯著性水平上都是平穩的，滿足協整檢驗的前提條件。

3.確定最優滯后階數

加強飲用水水源地保護工作，全國重要飲用水水源地保護區全部劃定完成并經省政府批復，組織開展全國重要飲用水水源地安全保障達標建設。推進城市應急備用水源建設工作，各市(地)基本具備應急供水能力。制定入河排污口監督管理工作方案，完成入河排污口核查工作，嚴格入河排污口登記、審批和監督管理。推進城市污水處理工程建設，黑龍江省污水處理率進一步提高。組織開展河湖健康評估工作，有序推進中央補助河湖水系連通項目建設。組織開展清河行動，推進河湖綜合治理。完成水土保持重點工程建設年度任務。

提高模型估計準確性必須確定VAR模型的最優滯后階數P，計量經濟學中判斷最優滯后階數的準則通常用AIC信息準則和SC信息準則，應用Eviews6.0得到判斷結果如圖2。

圖2：VAR滯后階數判斷結果

圖1說明滯后階數為3是最優的，則應建立三階滯后的VAR模型，即VAR（3）模型。

4.模型穩定性檢驗

模型是否穩定是能否做脈沖響應函數分析和方差分解分析的關鍵所在，Eviews里判斷VAR模型穩定性的方法是做出“單位圓”，看所有特征根的模的倒數（圖中用圓點表示）是否都在單位圓當中，若都在，則說明該模型是穩定的。Eviews6.0檢驗結果如圖3：

圖3：VAR（3）模型穩定性檢驗

檢驗結果表明VAR（3）是穩定的。

5.Johansen協整檢驗

已知3個時間序列的都是非平穩的，在10%臨界值下均為I（1）序列，而序列的組合是否平穩，采用Johansen協整檢驗十分有效。對應單變量時間序列可能出現零均值、確定性趨勢或隨機趨勢一樣，協整方程也可能包含截距和確定性趨勢，本文選擇“序列有線性確定性趨勢并且協整方程僅有截距”。

圖4：Johansen協整檢驗結果

圖4顯示有3個似然比統計量大于5%水平下的臨界值，表明三個原假設都被拒絕，也就是說協整關系共有3個。協整系數標準化后結果如圖5：

圖5：標準化協整系數

協整關系能夠用數學表達式清晰地呈現出來，令其等于vecm，得到：vecm=lnIE+9.46SC-0.24nRD。

在對vecm序列進行單位根檢驗時筆者發現該序列是平穩的，那么就證明了協整關系。

6.格蘭杰因果檢驗

表4顯示3個變量兩兩之間均沒有嚴格的雙向因果關系，消費結構變動是產業結構變動的重要原因，但產業結構升級引起的消費結構變動卻不明顯；科技創新可以帶動消費結構升級但是消費結構所能引起的科技創新不顯著，這說明市場對于消費者的需求反應不敏感；科技創新在產業結構升級當中的作用不強，說明安徽省產業結構升級中科技創新的重視程度不高，沒有發揮出科技創新應有的作用；然而產業結構升級卻是科技創新的原因，這說明科技創新是以產業為導向的，沒有起到科技引領產業升級的先導作用。

7.方差分解分析

方差分解分析就是檢測各新息對模型內生變量的相對重要性，或者說是用來確定各變量相互影響的強度。本文對產業結構系數的時間序列（SC）和消費結構信息熵的時間序列（lnIE）進行方差分解，預測期選擇10，結果見圖6和圖7。

圖6：SC的方差分解分析

圖7：lnIE的方差分解分析

如圖6所示：第一列是預測期，第二列S.E.是各預測期標準誤差，這兩列對結果分析不重要，本文將不過多敘述。第三列表明，產業結構系數的變化中0.3%-6.04%的變化能夠由消費結構變動解釋；第5列說明SC的0%-5.50%的波動由科技投入變動引起.從該結果中還可以看出消費結構和科技投入變動對產業結構的影響差距不大，而消費結構變動對產業結構系數變動的影響是逐漸變大后又變小的，說明消費結構對產業結構是有拉動作用的。但傳導過程中其他因素的作用也必須考慮到，僅僅關注消費對產業的拉動作用，預期效果可能會有所減弱。而科技研發投入的影響是逐漸增大的，這說明科技創新在產業結構升級中的作用越來越大，需要引起重視。

從圖7可以看出，lnIE的0%-3.51%的波動由SC的波動解釋，0%-41.61%的波動由lnRD波動解釋。由此可見科技創新的影響超過了產業結構變動的影響。上圖還可以看出產業結構對消費結構的影響甚至可以說很弱，這與格蘭杰因果檢驗的結果是一致的。而lnRD變動的影響跳躍式的從0%變大到41%，說明在改善消費結構中，消費者更加追求品質和多樣性，這對產業的技術要求很高，當創新帶動的產業升級可以跟上消費結構的變動，消費結構就能得到較大的改善。

五、結論與建議

（一）結論

根據實證分析，本文將結論歸納為：

1.安徽省消費結構和產業結構變動并不是雙向傳導的。前者對后者促進作用較為明顯，但后者對前者調整的影響不大，這可能是因為產業的發展不合理，很難滿足消費者長期的需求，其調整的過程并沒有體現出改善的持久性。

2.消費結構和科技創新不是雙向因果關系。科技創新可以帶動消費結構升級但是消費結構升級所能引起的科技創新不顯著，這說明市場對于消費者的需求反應不敏感，因此就不會想到提高創新能力，生產出消費者真正需要的產品。

3.產業結構和科技創新之間也不是雙向因果關系，科技創新在產業結構升級當中所起的作用較弱，然而產業結構升級卻是科技創新的重要原因之一，說明安徽省產業結構升級中科技創新的重視程度不高，沒有發揮出科技創新應有的作用，沒有起到科技引領產業升級的先導作用，這與生產者的創新意識和創新能力均不高有關，而擁有創新意識的某些產業能夠獲得的資金和資源不足以支撐整體的優化升級。

（二）建議

在此結論的基礎上，本文提出幾點相關建議：

1.要激發和維持本省居民的消費熱情，努力提高產品及服務的質量及可選擇性。產業結構對消費結構變動的影響較弱說明安徽省在產業的角度上擴大內需的力度不夠。擴大內需需要居民積極的消費熱情作為支撐，要讓居民想消費，有消費的愿望。而最近頻頻出現的海外購物浪潮提醒我們，要想調動居民的消費熱情，首先要明確居民需要什么，然后這些產品和服務的質量要滿足消費者需要。落實到安徽省，作為農業大省，這幾年也逐漸重視起第二產業和第三產業服務業的發展，因此經濟水平處于快速提高的狀態，居民收入也相應提高，消費欲望必將伴隨著收入的提高而增加。特別是對于第三產業服務業和信息服務業這種科技含量較高的行業來說就有了發展的契機和空間。

2.減少供需雙方信息不對稱，嘗試搭建企業和消費者之間的交流平臺。市場或企業對消費者需求反應不及時的重要原因在于信息的不對稱，企業往往難以掌握相對于生產來說變化較快的消費熱點，技術創新也就與需求脫節。因此搭建企業和消費者的交流平臺，例如建立一個專門的網站等方式，將消費者想要什么以及用后體驗反饋給企業，在一定程度上能促進企業的更新進步，長此以往必然能帶動整個產業的優化升級。

3.重視科技創新在經濟傳導中的巨大潛力，加大產業的科研資金資本投入。創新是產業結構得以升級的靈魂，淘汰落后產能和僵尸企業，強調市場競爭機制的優勝劣汰作用，才能使產業健康發展下去。安徽省第二產業所占比重過大已嚴重阻礙了安徽經濟的前進，特別是國企機制體制嚴重落后，因有國家財力做后盾，整個企業安于現狀，技術創新能力低下，使得產品收入低于各項成本支出，若同時政府還不增加和鼓勵科研投入，勢必會嚴重阻礙安徽經濟發展。消費需求難以滿足將引起消費結構升級過程停滯，通過各種影響因素又將傳導至產業結構，使產業結構升級的步伐變緩。淘汰落后產能、增加科技創新投入勢在必行。

（注：本文系安徽財經大學研究生科研創新基金項目“安徽省消費結構變動和產業升級的關聯分析”，項目編號：ACYC2015064）

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