重慶市產業結構、城鎮化對城鎮居民消費結構的影響*
——基于VAR模型的實證分析

丁 忠 民，姜 上 湖

(西南大學 經濟管理學院，重慶市 400715)

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重慶市產業結構、城鎮化對城鎮居民消費結構的影響*
——基于VAR模型的實證分析

丁 忠 民1，姜 上 湖2

(西南大學 經濟管理學院，重慶市 400715)

文章以重慶市城鎮居民消費結構、產業結構與城鎮化為研究對象，基于VAR模型，實證研究了重慶市產業結構與城鎮化對城鎮居民消費結構及各項消費的影響效應。結果表明，產業結構對城鎮居民消費結構及各項消費的影響不明顯，城鎮化對城鎮居民消費結構影響顯著，對各項消費的影響效應差異較大。通過向量誤差修正模型、方差分解的結果表明城鎮化對城鎮居民消費結構的升級具有短期和長期的正向促進作用。

產業結構；消費結構；城鎮化；VAR模型；重慶市

一、引　言

重慶直轄到2015年已經有18年了，在這18年里重慶的經濟社會發生了翻天覆地的變化。2002-2015年重慶的GDP始終保持在10%以上的增速，重慶的產業結構也在不斷優化。1997年，重慶的第二、三產業占GDP比重為79.7%，上升到2015年的92.7%。隨著經濟的發展，居民收入也有巨大的提高，1997年城市居民家庭平均每人可支配收入為5 322.6元，農村居民人均可支配收入1 692.36元；2015年重慶城鎮常住居民人均可支配收入27 239元，農村常住居民人均可支配收入10 505元。隨著居民收入水平的提高，居民的消費也有了顯著變化，城鎮居民非食品消費支出占總消費支出比由1997年的53.3%上升到2015年的66%，農村居民非食品消費支出占總消費支出比由1997年的34.2%上升到2015年的62.3%，這說明重慶居民的生活水平得到了較大的提高，消費結構得到了改善。在城鎮化方面，1997年重慶的城鎮化率為31%，上升到2015年的60.94%。以上數據說明重慶直轄18年以來產業結構、居民消費結構、城鎮化水平都有了顯著的變化，在此背景下，研究這三者之間的相關關系，對提升重慶產業結構升級、改善居民生活及更好地促進城鎮化建設，有著一定的理論及現實意義。

二、文獻綜述

對消費結構、產業結構和城鎮化，國內外學者基于不同視角與方法，對它們進行了大量的理論與實證研究。國外的相關研究大概始于20世紀50年代。從消費結構與產業結構視角，Leontief實證研究了消費結構與產業結構關系，利用投入產出模型分析了政府政策與經濟的關系[1]。Kalecki曾十分肯定地指出消費結構的變化能影響產業結構的升級[2]。Chenery通過對不同國家進行研究發現，隨著工業化加深，消費需求的改變對工業結構的演進和轉換起著積極地推動作用[3]。從產業結構與城鎮化視角，Glaeser認為城鎮化進程必須與產業結構的調整相適應，也就是說它們應同步發展[4]。Kolko指出城鎮化加快了現代服務業的發展，同時促進了產業優化升級[5]。從消費結構與城鎮化視角，RobertO. Herrmann發現城鎮化程度與居民消費水平具有顯著的關系[6]。

國內對消費結構、產業結構、城鎮化的相關研究大概始于20世紀90年代。從消費結構與產業結構視角，文啟湘、冉凈斐利用和諧理論與和諧分析模型，建立了一個由消費結構和產業結構組成的和諧矩陣，檢測和評述了它們的和諧度[7]。劉海云基于多變量的向量自回歸模型，實證了我國城鄉居民消費結構、產業升級、經濟增長三者之間的關系，結果表明我國產業結構的升級沒能使得居民消費結構升級優化，是由第三產業內部結構不合理，第二產業的重工業化進程導致的[8]。王志華等運用DEA模型分析了消費結構與產業結構的協調關系，發現消費結構與產業結構的互相協調呈現出倒“U”型勢態[9]。從產業結構與城鎮化視角，蘇雪串認為目前我國的城市化滯后，對產業結構升級形成制約，應加速城市化，促進產業結構升級，并提出建設現代化的城市和使農村實現城鎮化[10]。王小魯對中國城市化路徑與城市規模進行了研究，認為既要形成城市規模效應，帶動產業結構升級和資源優化配置，又要防止粗魯的人口、面積上的擴張[11]。從消費結構與城鎮化視角，潘明清、高文亮研究分析了我國城鎮化對居民消費效應的影響，研究結果表明，我國城鎮化的規模效應大于外部效應，使得城鎮化能夠促進居民消費的增長[12]。

現有文獻對產業結構、消費結構、城鎮化的研究大多是兩兩進行的，很少將這三者結合起來，而且現有文獻對他們的研究大多是單獨的關系研究。鑒于此，本文將這三者結合起來，從分類消費視角，主要研究產業結構、城鎮化對總體消費結構和各項消費的效應。

三、實證分析

(一)數據說明與變量選取

本文數據的區間為1979-2014年，數據均來源于《重慶市統計年鑒(1989-2015)》。

變量選取：

(1)產業結構。本文的產業結構選取第二產業比重(SP)和第三產業比重(TP)作為產業結構的替代變量。

(2)城鎮居民消費結構(CS)。根據《重慶市統計年鑒》，城鎮居民消費支出(UCi)主要由食品(FOOD)、衣著(CLOTH)、家庭設備及用品(EQUIP)、醫療保健(HEALTH)、交通通信(TRAFFIC)、文教娛樂(EDUCATE)、居住(HOUSE)、其他雜項(OTHER)等8項構成，各項支出占總消費支出的比例就是消費結構。在國內學者的實證文獻中，總體上消費結構的指標選取主要有兩種：一種是用恩格爾系數代替，例如劉海云[8]、王志華[9]等；另一種則是用居民非食品支出占總支出比例作為居民消費結構，例如陳德華[13]、蔣勇[14]、李玲玲[15]等。考慮到城鎮化、產業結構、消費結構可能存在著相互作用的關系，為了正面反映出它們對消費結構的影響，本文選取第二種作為總體消費結構的衡量指標，該指標越大，說明消費結構層次越高。

(3)城鎮化。本文選用城鎮人口占總人口比重的城鎮化率(UR)來表示。

(4)由于對變量進行對數處理不影響各變量關系，還能減弱數據異方差問題，所以對原數列取自然對數后變為：LSP、LTP、LCS、LUR、LCLOTH、LFOOD、LEQUIP、LHEALTH、LTRAFFIC、LEDUCATE、LHOUSE、LOTHER。實證部分全部利用Eviews8.0實現。

(二)模型簡介

本文采用非結構化的向量自回歸模型(VAR)來分析內生變量之間的長期均衡和短期波動。由于本文不考慮外生變量的影響，故模型初步設定為：

其中，p，g，m，k為內生變量的滯后階數，υt，εt為擾動項。

(三)模型檢驗

1.時間序列及模型的穩定性檢驗

本文采用ADF檢驗法對各變量時間序列進行單位根檢驗。檢驗結果如表1所示：

表1　各變量的平穩性檢驗結果

圖1

為了后續的脈沖響應和方差分解，必須要保證模型的穩定性，檢驗結果如圖1。由圖1可以看出，所有特征根的模的倒數都在單位圓中，說明模型滿足穩定性條件，可以繼續檢驗。

2.協整關系檢驗

為了揭示變量之間可能存在的長期均衡關系，本文對VAR模型采用Johansen協整檢驗法。首先要確定差分項的最優滯后階數，因為它關系到估計參數的多少和自由度問題，利用AIC和SIC信息準則，確定最優滯后階數為2階。然后對VAR(2)模型采用Johansen協整檢驗法，設定在協整方程中有確定性趨勢且包含截距，但在VAR(2)模型中沒有截距。我們將產業結構、城鎮化分別與總的消費結構和分類消費結構進行協整檢驗，結果如表2所示：

表2　Johansen協整向量檢驗結果

由表2可知，通過跡檢驗顯示產業結構、城鎮化與總的消費結構和分類消費結構變量之間都至少有1個協整向量，存在協整關系，說明它們之間存在長期均衡關系，具有經濟意義，不存在偽回歸現象。

3.Granger因果關系檢驗

通過以上的一系列檢驗，我們知道了原序列是不平穩的，但其一階差分序列都是平穩的。我們也證明了差分項的最優滯后階數為1，且模型VAR(1)滿足穩定性條件，變量之間存在協整關系和長期的均衡關系，但變量之間的短期關系還要進一步驗證，所以我們對產業結構、城鎮化與總的消費結構和分類消費結構變量之間進行Granger因果關系檢驗。檢驗結果如表3所示：

表3　Granger因果檢驗結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平下拒絕原假設。

表3的檢驗結果顯示，重慶市城鎮居民消費結構與產業結構和城鎮化水平只存在單向的Granger原因。重慶市產業結構的變化不是城鎮居民消費結構變化的Granger原因，但在5%的顯著性水平下，重慶市城鎮居民消費結構的變化是產業結構變化Granger原因，說明短期內城鎮居民消費結構對產業結構具有顯著的影響。在5%的顯著性水平下，重慶市城鎮化水平是城鎮居民消費結構的單向Granger原因，說明短期內城鎮化水平是影響鎮居民消費結構的顯著因素。

具體來看，在5%的顯著性水平下，重慶市城鎮化水平是城鎮居民衣著消費、醫療保健消費、家庭設備用品消費、交通信息消費、教育娛樂消費和居住消費的單向Granger原因，第三產業是家庭設備用品消費的單向Granger原因。在10%的顯著性水平下，衣著消費與第三產業互為Granger原因。

防錯系統所需硬件均需適應流水線的生產，因此需根據裝配流水線的特點選擇合適的硬件，所有硬件均不能與現有流水線的硬件發生干涉。

4.向量誤差修正模型(VEMC)

協整檢驗結果說明重慶市產業結構、城鎮化與總的消費結構和分類消費結構變量之間存在長期穩定的均衡關系，Granger因果關系檢驗說明了變量之間存在的短期因果關系，為了更清晰地反應短期與長期的綜合效應，構造向量誤差修正模型。結合Granger因果關系檢驗結果和回歸結果，我們選取了整體估計效果較好的幾個回歸模型：

由VEMC模型可以看出，從重慶市城鎮居民消費結構方程來看，滯后1期的城鎮化率對其影響較為顯著，有較大的正的影響，系數為0.77，表明城鎮化的提高有助于居民消費結構的升級。具體來看，滯后1期的城鎮化率對城鎮居民的教育娛樂支出影響最大，系數為1.2；滯后2期的城鎮化率對城鎮居民的醫療保健支出影響最大，系數為2.35。

5.方差分解

方差分解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。因此，方差分解可以給出對VAR模型中的變量產生影響的每個信息的相對重要性的信息。表4分別是第二產業、第三產業、城鎮化對城鎮居民消費結構和各項消費波動的貢獻度。

表4　相關方差分解

從檢驗結果來看，重慶市城鎮居民消費結構和各項消費的波動主要來自于城鎮化水平，來自第二、第三產業的沖擊較小，城鎮化水平對城鎮居民消費結構變化的方差貢獻率從第二期3.17%到第十期的46.92，自第4期增加趨勢加快。具體來看，重慶市城鎮化對各項消費變化的貢獻度存在較大差異，對衣著消費、醫療保健消費、交通信息消費、教育娛樂消費的波動影響程度較大，這也與前面的誤差修正模型得到相互印證。其中對醫療保健消費波動的貢獻率最大，到第十期達到50%左右，對食品消費波動的貢獻率最小，只停留在3%左右。第三產業對家庭設備及用品波動的方差貢獻率最大，穩定在28%左右。

從理論上講，居民消費結構的改變主要來自于收入，而且隨著居民越來越富裕，第三產業對消費結構的影響會越來越大。但實證結果顯示重慶市產業結構的升級對城鎮居民消費結構升級影響甚微，但城鎮居民消費結構的改變卻對產業結構升級有顯著影響，這表明重慶市的產業發展是消費導向型。重慶市城鎮化對城鎮居民消費結構影響顯著。隨著城鎮化水平提高，城鎮居民越來越多，城市越來越大，交通也變得擁擠，城鎮居民的消費需求激增等，對城鎮居民的出行、通信、醫療及衣著成本增加影響較大。

四、結論與建議

本文研究了重慶市產業結構、城鎮化對城鎮居民消費結構的影響效應，通過VAR模型實證了各變量之間的動態影響，得到如下結論：

(1)通過因果關系分析發現，重慶市城鎮居民消費結構與產業結構互動性不明顯，只與城鎮化存在單向的Granger原因。具體來看，重慶市城鎮化水平是城鎮居民衣著消費、醫療保健消費、家庭設備用品消費、交通信息消費、教育娛樂消費和居住消費的單向Granger原因。

(2)通過對VEC模型的估計，可以看出短期內，重慶市的城鎮化對城鎮居民消費結構有顯著正影響，說明短期內城鎮化能促進居民消費結構的升級。相反產業結構對城鎮居民消費結構影響不顯著。具體來看，重慶市城鎮化對城鎮居民的教育娛樂和醫療保障支出效應大，居民的教育娛樂和醫療保障的成本加大。

(3)通過方差分解分析發現，城鎮化水平對重慶市城鎮居民消費結構和各項消費的波動貢獻率巨大，來自第二、第三產業的沖擊較小。具體來看，重慶市城鎮化對醫療保健消費、教育娛樂消費的波動貢獻率最大。

綜上所述，要使得重慶市的產業結構、消費結構、城鎮化協同發展，筆者提出以下建議：

第一，要促進產業結構優化升級。重慶市產業結構之所以對促進城鎮居民消費結構影響甚微，原因在于產業結構優化升級沒有更多地考慮居民消費，產業結構內部配置傾斜嚴重，重工業輕服務業。重慶市政府在招商引資時更多地是考慮其對GDP和稅收的貢獻，并不是特別在意其投資方向、公司類型、產品結構，企業的生產也沒能很好的根據居民消費需求來優化配置資源。擴大內需不是喊口號，而是通過產業結構的調整，企業也應及時調整產品及其生產規模，創新產品和服務，挖掘居民消費潛力，引導居民消費方向，做到以創造創消費，讓供給端來決定需求端。政府引進企業時，要更多地考慮該企業是否能增加人民的幸福指數。

第二，加快我市城鎮化進程。鼓勵農村人進城，成為城鎮人口，完善城鎮基礎設施建設，提高城市容量，聚焦資源，形成城市規模經濟。城鎮化的規模積聚效應可以帶動城鎮居民消費，但是它的外部成本效應也會限制城鎮居民消費的增長，所以一方面是加快城鎮化進程，另一方面也要增加居民收入和就業、積極幫助城市的困難人群脫貧、加強居民的醫療教育保障等，這樣城鎮化對促進城鎮居民消費結構的提升將會有更顯著的效應。

第三，同時也要對城鎮化后遺癥進行“治療”。比如，交通擁擠問題、污染問題、新增城鎮居民的勞動力素質低下問題等。針對勞動力素質問題，政府應該加大對職業技術類教育的投入，培訓新增城鎮居民的一技之長，使他們能為產業發展做出更好的貢獻，使他們的生活質量顯著提高。

[1]LEONTIEF W. The structure of American economy[M]. New Yord:Oxford University Press, 1951.

[2]KALECKI M. Selected Essays on the Economic Growth of the Socialist and the Mixed Economy[M]. Cambridge:Cambridge University press, 1972:66-71.

[3]ROBERT O. Herrmann. Interaction Effects and the Analysis of Household Food Expenditures[J]. Journal of Farm Economics，1967(4):16-17.

[4]KOLKO J. Urbanization，Agglomeration，and Coagglomeration of Service Industries[M]. Chicago: University of Chicago Press，2010.

[5]EDWARD L. Glaeser. Reinventing Boston:1630-2003[J]. Journal of Economic Geography，2005(5):119-153.

[6]錢納里，等.工業化和經濟增長的比較研究[M].上海：上海三聯書店，1989.

[7]文啟湘，冉凈斐.消費結構與產業結構的和諧：和諧性及其測度[J].中國工業經濟，2005(8)：14-20.

[8]劉海云.我國城鄉居民消費結構與產業升級、經濟增長[J].經濟問題，2011：18-21.

[9]劉東皇，王志華，葛敏.基于DEA消費結構與產業結構協調升級研究：1978-2013[J].企業經濟，2015(3)：50-53.

[10]蘇雪串.促進產業結構升級的城市化戰略[J].經濟學動態，2003(7)：32-34.

[11]王小魯.中國城市化路徑與城市規模的經濟學分析[J].經濟研究，2010(10)：20-32.

[12]潘明清，高文亮.我國城市化對居民消費影響效應的檢驗和分析[J].宏觀經濟研究，2014(1)：118-125.

[13]陳德華，高正斌.欠發達省份城鎮化、產業結構與消費結構的互動關系研究——基于甘肅省的實證分析[J].經濟研究參考，2015(58)：57-65.

[14]蔣勇，楊巧.城鎮化、產業結構與消費結構互動關系的實證研究[J].工業技術經濟，2015(1)：20-28.

[15]李玲玲.中等收入水平階段居民消費結構對產業結構演進的影響——基于跨國數據的實證檢驗[J].廣州大學學報(社會科學版)，2016，15(3)：45-51.

責任編輯張穎超

網址：http://xbbjb.swu.edu.cn

10.13718/j.cnki.xdsk.2016.05.008

2016-03-20

丁忠民，西南大學經濟管理學院，教授。

F323.8

A

1673-9841(2016)05-0054-07