消費升級對經濟增長影響實證研究

韓琦 釗陽

內容摘要：本文利用我國1997-2016年省級面板數據，基于城鄉二元消費結構的視角，運用面板向量自回歸模型方法驗證消費升級與經濟增長之間的關系及其動態變化。結論表明，影響初期，消費升級就能夠對經濟增長產生顯著促進作用，這一影響一直保持增加態勢。從第0期到第1期，城市居民消費對經濟增長具有促進作用且作用遞增，在第2期之后城市居民消費促進經濟增長的作用開始遞減，且在第10期仍然保持遞減趨勢。整體而言，城市居民消費促進經濟增長，整體趨勢呈現先增后減的倒“U”結構。方差分解分析發現，農村居民消費、城市居民消費對經濟增長的解釋貢獻度均呈遞增趨勢，從貢獻度大小來看，農村居民消費對經濟增長的貢獻度比城市居民消費大。

關鍵詞：經濟增長 ? 農村居民消費 ? 城市居民消費 ? 面板VAR

引言及文獻綜述

從2012年開始，我國經濟增速開始放緩，進入經濟新常態。在此背景下，調結構、轉方式，推動產業轉型升級成為中央促進經濟結構轉型的重要手段。眾多學者對我國經濟增長的影響因素進行研究發現，城鎮化（王婷，2013）、產業結構升級（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（嚴成樑，2011）、交通基礎設施（王雨飛和倪鵬飛，2016）等因素都會對我國經濟增長產生顯著影響。

與此同時，我國居民消費總額不斷增長，社會消費品零售總額由2003年的45842億元增加到2016年的332316億元，年均增長16.46%，最終消費支出對經濟的貢獻率由2003年的35.4%增加到2016年的64.6%，增長了接近一倍，我國經濟增長由主要依靠投資、出口拉動向依靠消費拉動轉變，消費成為拉動經濟增長的“第一大馬車”。基于此，自然會產生疑問：我國居民消費的快速增長能否成為新常態下經濟增長的新動力？

通過梳理既有文獻發現，學者主要從產業結構（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）、企業績效（黎文靖和池勤偉，2015）、對外貿易（蘇梽芳與蔡經漢，2009;徐少君，2011）等角度研究消費對經濟的影響，也有少量文獻研究消費對經濟增長的影響（孫國鋒和王家新，2008;劉金全和王俏茹，2017），但上述文獻沒有考慮消費中城鄉二元結構對經濟增長的影響。因此，本文基于我國1997-2016年省級面板數據，從城鄉二元消費結構的視角，利用PVAR模型研究消費升級對經濟增長的影響。

模型設定與數據說明

（一）模型構建

為了量化分析消費升級與經濟增長之間的關系，需要運用一定的實證方法，本文主要運用面板向量自回歸方法。在運用該方法之前，需要對該模型的前提基礎進行估計，也就是模型的滯后期檢驗。因為該模型需要最優滯后期，這是提高模型估計精度的關鍵。為了實現這一目的，需要用到滯后期選擇的相關方法和統計量，其中AIC、BIC、HQIC準則是進行相關分析比較準確的估計量。如果假設檢驗能夠顯著拒絕，則該滯后期下的期數是本模型的最優滯后期。估計量準則檢驗結果如表1所示，結果表明在第2期的時候三個準則均在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）數據說明

本文用于分析的主要變量為經濟增長和消費升級，根據面板向量自回歸模型的設定，本文不需要加入其他控制變量，只需將核心變量設置正確即可。本文變量度量的主要工作在于如何衡量轉型升級概念，經過分析，經濟增長變量以實際人均GDP的對數衡量，實際GDP用當年消費價格指數平減。為了度量消費升級變量，主要利用第三次產業的比重衡量，這一指標基本能夠囊括消費升級的大部分內容，同時也體現了產業結構升級的內涵。本文使用的數據結構為省級面板數據，數據期間為1997-2016年，包含我國31個省份，所有數據均來自《中國統計年鑒》，表2為變量描述性統計。

實證結果分析

（一）面板單位根檢驗

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變量。如果變量為非平穩變量，則會導致模型估計為偽回歸。因此，在進行面板向量自回歸前需要對各變量進行平穩性檢驗。常用的平穩性檢驗方法和準則有LLC和IPS準則，本文亦使用這兩個準則進行聯合檢驗。如果檢驗發現顯著拒絕原假設，則表明變量是平穩變量。實際過程中有些變量并不滿足平穩性要求，則需要對變量進行差分處理，看其一階差分變量是否為平穩變量，也就是一階單整過程，滿足一階單整的變量也能夠進行面板向量自回歸分析。平穩性檢驗結果如表3所示，結果表明兩個變量本身的檢驗并沒有拒絕原假設，說明原始變量并不滿足平穩性要求，因此需要進一步對一階差分后的變量進行檢驗。一階差分后的變量檢驗結果表明，顯著拒絕原假設，說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

面板向量自回歸模型還有一個規范步驟是對變量間因果關系進行檢驗，通過因果關系檢驗可以為脈沖響應分析提供證據，并進一步確定變量間關系。格蘭杰因果關系是一種統計概念上的因果關系，通過建立聯系方程以識別變量間的相關關系。本文同樣對消費升級和經濟增長之間的格蘭杰因果關系進行檢驗。根據前文滯后期選擇檢驗，下文同樣基于二階之后進行因果關系檢驗，檢驗結果如表4所示。結果發現，從消費升級到經濟增長這一路徑中，系數顯著拒絕原假設，即消費升級是經濟增長的格蘭杰因。反過來，從經濟增長到消費升級這一路徑，系數顯著性檢驗沒有通過，接受原假設，表明經濟增長不是消費升級的格蘭杰因。基于上述分析，本文認為消費升級和經濟增長之間具有單向格蘭杰因果關系，這為下文利用脈沖響應方法分析動態關系提供了基礎。

（三）脈沖響應分析

表5為脈沖響應的具體數值，第三列為經濟增長對農村居民消費沖擊的脈沖響應值，第四列為經濟增長對城鎮居民消費沖擊的脈沖響應值。從圖1脈沖響應結果來看，從第0期開始，農村居民消費增加對經濟增長產生正向影響，且促進作用不斷增強，在第10期還在增長。這一結果說明，農村居民消費增長對經濟增長具有持續刺激作用。對于這一結果，本文認為，一方面，從消費的城鄉二元結構屬性來看，受限于國家城市優先發展戰略，農村增長更多服務于城市工業化發展，導致城鄉之間形成巨大剪刀差，農村居民收入增長受到抑制。因而，我國農村居民消費增長明顯低于城鄉居民;另一方面，我國農村居民消費能夠顯著刺激經濟增長。隨著農村居民消費潛力得到挖掘，極大釋放了被壓抑的農村消費對經濟增長的刺激作用，使得農村居民消費對經濟增長的促進作用保持遞增趨勢。這一結論具有很強的政策含義，說明增加農村居民收入，刺激農村居民消費，擴大農村消費市場可以成為經濟增長的新動力。

從圖2脈沖響應結果來看，從第0期到第1期，城市居民消費對經濟增長具有促進作用且作用遞增，在第2期之后城市居民消費促進經濟增長的作用開始遞減，且在第10期仍然保持遞減趨勢。整體而言，城市居民消費促進了經濟增長，但這一促進作用呈現先遞增后遞減的倒“U”型趨勢。對于這一結論，本文認為，城市部門得益于經濟發展戰略的偏向性，城市居民收入增長較快，消費水平和層次均較農村居民高。因而，在短期內城市居民消費增長對經濟增長具有較大拉動作用。但是，一方面由于城鄉二元結構的限制，農村居民消費增長不足，導致城市消費市場增長后勁不足，從而影響整體消費市場的擴大;另一方面由于邊際遞減效應，城市居民消費增長規模效應開始呈現遞減特征，加上城市二元結構的制約進一步加快了邊際遞減效應。因而，城市居民消費增長對經濟增長具有促進作用先遞增后遞減的特征。

（四）方差分解分析

基于脈沖響應分析只能對影響的絕對值進行解釋，而無法解釋相對效應，方差分解方法通過分解各變量影響貢獻的相對大小來分析影響的重要性，從而對脈沖響應分析形成補充，方差分解結果如表6所示。結果發現，兩種消費市場均能夠解釋經濟增長，且其解釋經濟增長的貢獻度不斷增強。但具體觀察兩者貢獻度大小，農村居民消費的作用明顯強于城市居民消費，因而挖掘農村消費市場具有較強邊際效益。

結論與建議

通過區分消費市場的二元屬性，本文基于面板數據，利用面板向量自回歸模型實證檢驗二元消費市場對經濟增長的影響。本文結論表明，影響初期，消費升級就能夠對經濟增長產生顯著促進作用，這一影響一直保持增加態勢，在第10期還在增長。從第0期到第1期，城市居民消費對經濟增長具有促進作用且作用遞增，在第2期之后城市居民消費促進經濟增長的作用開始遞減，且在第10期仍然保持遞減趨勢。整體而言，城市居民消費促進了經濟增長，整體趨勢呈現先增后減的倒“U”結構。方差分解分析發現，農村居民消費、城市居民消費對經濟增長的解釋貢獻度均呈遞增趨勢，從貢獻度大小來看，農村居民消費對經濟增長的貢獻度比城市居民消費大。

基于上述結論，本文認為，首先，擴大農村消費市場要采取因地制宜的政策，支農扶貧政策應不斷加大力度，但更要注重根據各地實際情況采取針對性措施。國家最近推進的美麗鄉村和新型小鎮政策可以為擴大農村居民收入提供一個突破口。其次，通過發揮農村地區各城鎮的地域、文化和資源優勢，發展各地適宜的產業和特色產品，有利于充分利用各自優勢，最大化當地經濟收益，提高農民收入。收入提高，消費能力也就隨之提升，農村消費市場隨之擴大。最后，進一步采取措施，緩解城鄉居民消費差距不斷擴大的趨勢，弱化消費差距對消費增長的制約作用。

參考文獻：

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