王 怡，李樹民

0 引言

改革開放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要是依靠“三家馬車”拉動(dòng)，即投資、消費(fèi)、凈出口，而對(duì)出口及投資的依耐性很強(qiáng)，從而導(dǎo)致居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國(guó)家，且與一些發(fā)展中國(guó)家相比也處于較低的水平。長(zhǎng)期以來(lái)，依靠出口來(lái)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，使得我國(guó)貿(mào)易摩擦逐年上升。較低的居民消費(fèi)率，也會(huì)使得投資增長(zhǎng)最終失去消費(fèi)的支撐，加上自2008年的金融危機(jī)以來(lái)，出口增速放緩，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用逐漸減小，這種增長(zhǎng)方式將難以為繼。因此“十二五規(guī)劃”明確提出要構(gòu)建擴(kuò)大內(nèi)需長(zhǎng)效機(jī)制，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)向依靠消費(fèi)、投資、出口協(xié)調(diào)拉動(dòng)轉(zhuǎn)變。而弄清消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系及相互影響，對(duì)于擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略的實(shí)施具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

在實(shí)證方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)的分析多是從某一地區(qū)來(lái)研究消費(fèi)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，而我國(guó)由于存在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，因此城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)必然存在著較大差異，此外各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不一樣，各地消費(fèi)結(jié)構(gòu)的特點(diǎn)也存在差異。因此，本文選用1985～2008年我國(guó)東部地區(qū)十省市的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，應(yīng)用面板VAR模型，實(shí)證研究城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 PVAR模型簡(jiǎn)介

向量自回歸模型(VAR)是西姆斯(sims)于1980年提出的一種動(dòng)態(tài)聯(lián)立方程模型。VAR模型除在分析滯后項(xiàng)變量對(duì)其他變量是否具有顯著的影響的同時(shí)，還通過(guò)脈沖響應(yīng)分析進(jìn)一步的分析了變量間的動(dòng)態(tài)互動(dòng)關(guān)系。隨著計(jì)量研究的不斷發(fā)展，這一方法逐漸發(fā)展成為面板VAR模型，面板VAR是多元系統(tǒng)方程，具有相當(dāng)靈活的分析框架，回歸方程所有變量的滯后項(xiàng)均考察在內(nèi)。面板VAR既有VAR的優(yōu)點(diǎn)，又不同于傳統(tǒng)的VAR模型，是基于微型理論模型去定量分析面板數(shù)據(jù)間動(dòng)態(tài)關(guān)系的統(tǒng)計(jì)工具。PVAR由于對(duì)數(shù)據(jù)的長(zhǎng)度要求較低，因而較傳統(tǒng)的VAR模型有更強(qiáng)的適用性：在T≥m+3(T為時(shí)間序列的長(zhǎng)度，m為滯后項(xiàng)的階數(shù))的條件下，便可以對(duì)方程的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)；在T＞2m+2的條件下，可在穩(wěn)態(tài)下估計(jì)滯后項(xiàng)的參數(shù)。PVAR把所有變量均視作內(nèi)生變量，可以準(zhǔn)確的反映出各變量之間的相互聯(lián)系；正交化脈沖響應(yīng)函數(shù)可以分離出單一內(nèi)生變量的沖擊給其它內(nèi)生變量所帶來(lái)的影響，因此可用來(lái)分析變量之間的影響程度。且個(gè)體效應(yīng)允許樣本個(gè)體存在不可觀察的差異，時(shí)間效應(yīng)則捕捉到個(gè)體在橫截面上可能受到的共同沖擊。PVAR主要是由三個(gè)部分組成的：（1）利用GMM方法來(lái)說(shuō)明變量之間的回歸關(guān)系；（2）脈沖響應(yīng)圖，觀察各變量對(duì)沖擊的響應(yīng)情況；（3）方差分解，進(jìn)一步說(shuō)明誤差項(xiàng)影響因素的大小。借助該方法，本文采用二階滯后的PVAR模型，模型如下：

其中，yit=[LNGDPit,LNCECit]是基于面板數(shù)據(jù)2×1的內(nèi)生變量，LNGDP代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、LNCEC代表城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)。i代表各省市，t是年份，G是2×2系數(shù)矩陣，αit是2×1時(shí)間效應(yīng)向量，βit是2×1個(gè)體效應(yīng)向量。

1.2 指標(biāo)選擇、數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

（1）消費(fèi)結(jié)構(gòu)指標(biāo)

根據(jù)中國(guó)的統(tǒng)計(jì)方法，我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出主要分為八項(xiàng)，如食品支出、衣著支出、住房支出、交通通訊支出、家庭設(shè)備用品及服務(wù)支出、醫(yī)療保健支出、文教娛樂(lè)用品及服務(wù)支出、其它設(shè)備及服務(wù)支出等八項(xiàng)，各項(xiàng)支出之間的比例關(guān)系就是消費(fèi)結(jié)構(gòu)。為了著重分析東部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的特點(diǎn)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，本文用城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)EC，即城鎮(zhèn)居民食品支出占消費(fèi)總支出的比重作為城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的代表變量，用CEC表示。

（2）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)

選取各省份的年度GDP作為反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)，由于數(shù)據(jù)的對(duì)數(shù)變換能使其趨線性化，且同時(shí)可以消除異方差的影響，所以，本文對(duì)上述變量CEC、GDP分別進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，以LNCEC、LNGDP表示。

（3）數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

本文實(shí)證所用的數(shù)據(jù)為1985～2008年的東部十省市的面板數(shù)據(jù)，具體為上海、江蘇、浙江、廣東、北京、山東、遼寧、河北、天津、福建1985～2008年的年度數(shù)據(jù)，進(jìn)行實(shí)證研究。所有數(shù)據(jù)均來(lái)源于《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》及各省市2008年統(tǒng)計(jì)年鑒。所有數(shù)據(jù)采用EVIEWS6.0進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，使用STATA11.0進(jìn)行GMM估計(jì)，脈沖響應(yīng)圖采用蒙特卡洛模擬1000次得到，置信區(qū)間為5%。

2 實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行正式分析之前，要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，而普通的ADF檢驗(yàn)方法對(duì)于面板數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)是低效的。為此，本文選擇LLC檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)等三種方法來(lái)檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，具體的檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。從表1可以看出，LNGDP的LLC檢驗(yàn)結(jié)果表明在1%的顯著性水平下為平穩(wěn)性序列，但是ADF及PP檢驗(yàn)結(jié)果均顯示其為非平穩(wěn)性序列，所以該序列為非平穩(wěn)性序列。LNCEC的檢驗(yàn)結(jié)果均表明為非平穩(wěn)性序列。各變量的一階差分序列在1%的置信水平下，均表現(xiàn)出穩(wěn)定性，從而使得本文可以建立PVAR模型。

表1 面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

2.2 面板VAR估計(jì)結(jié)果

面板VAR包含時(shí)間效應(yīng)和個(gè)體效應(yīng)兩個(gè)效應(yīng)，本文首先運(yùn)用橫截面上的均值差分去除時(shí)間效應(yīng)αit的影響，通過(guò)向前均值差分來(lái)去除個(gè)體效應(yīng)βit的影響，從而使得由于個(gè)體效應(yīng)和回歸元素相關(guān)造成的系數(shù)估計(jì)有偏的現(xiàn)象不會(huì)發(fā)生。接著通過(guò)GMM方法得到模型系數(shù)的有效估計(jì)。從表2可以看出，兩個(gè)變量統(tǒng)計(jì)分析所顯示的結(jié)果是一種比較顯著的關(guān)系。從第二列可以看出城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)反應(yīng)第一期為負(fù)向-0.326，在1%顯著性水平下顯著。第二期反應(yīng)為正向0.145，不顯著。其變動(dòng)方向在滯后一期為負(fù)，滯后兩期為正。這表明城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期影響主要為負(fù)向影響；而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)反應(yīng)第一期為正向0.372，第二期為負(fù)向-0.341，均在1%顯著性水平下顯著。這表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響十分顯著，短期影響既有積極作用也有消極作用。

表2 GMM估計(jì)結(jié)果

2.3 脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF)分析的是某一變量的正交化新生(innovation)對(duì)系統(tǒng)中其它變量的影響，而正交化通常依據(jù)Cholesky分解來(lái)實(shí)現(xiàn)，Cholesky分解的排列順序意味著后面變量同期和滯后期都受到前面變量的影響。本文的Cholesky分解順序是LNGDP、LNCEC，分析結(jié)果如圖1所示。第一行第二例的圖顯示，LNGDP對(duì)LNCEC的總體響應(yīng)為負(fù)，這種負(fù)向作用在第五年達(dá)到最大，并逐漸減小。這說(shuō)明城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，由生存型消費(fèi)向發(fā)展型和享受型轉(zhuǎn)變，能夠有力的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但這種促進(jìn)作用在長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)逐漸減弱；第二行第一例的圖顯示，lnCEC對(duì)lnGDP的響應(yīng)，從短期來(lái)看，呈現(xiàn)出先負(fù)后正的波動(dòng)情形，從長(zhǎng)期來(lái)看響應(yīng)總體為負(fù)，并且這種負(fù)向作用逐漸減弱。這說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能夠在長(zhǎng)期內(nèi)促進(jìn)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的提檔升級(jí)，使其由生存型消費(fèi)向發(fā)展型和享受型轉(zhuǎn)變，但這種促進(jìn)作用具有一定的滯后性。

圖1 脈沖響應(yīng)圖

2.4 方差分解

表3 面板VAR模型方差分解結(jié)果

從表3可以看出在第一期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)誤差項(xiàng)的解釋能力為0.1866，在稍后的幾期經(jīng)歷了短暫的波動(dòng)，在第三期下降到最低0.0824，但在第六期之后，逐漸增大，并趨于穩(wěn)定。這說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響具有一定的滯后性，對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)作用，在長(zhǎng)期內(nèi)才能表現(xiàn)出來(lái)。而城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)誤差項(xiàng)的解釋能力第二期只有0.0223，但隨后逐漸增大，在第十期達(dá)到0.3367、第二十期達(dá)到0.4179。這說(shuō)明城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，短期不明顯，在長(zhǎng)期內(nèi)影響較大。

3 結(jié)論

本文選擇了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)恩格爾系數(shù)、GDP等代表性變量，通過(guò)建立面板VAR模型，對(duì)我國(guó)東部十個(gè)省市1985～2008年間的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，得出以下結(jié)論：GMM估計(jì)結(jié)果表明城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期影響主要為負(fù)向影響，且從估計(jì)系數(shù)來(lái)看，影響較大。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響較大，短期影響既有正向作用也有負(fù)向作用。脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差分解結(jié)果表明，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在雙向互動(dòng)關(guān)系，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)能夠有力地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在長(zhǎng)期也能促使城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的不斷升級(jí)。

[1] 張澤一.城鄉(xiāng)居民家庭消費(fèi)水平消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響[J].北京工商大學(xué)學(xué)報(bào)，2001,(5).

[2] 吳柏安.消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相互影響機(jī)制研究——基于VAR模型的實(shí)證分析[J].湖南商學(xué)院學(xué)報(bào)，2010,(4).

[3] 沈研.消費(fèi)結(jié)構(gòu)變遷拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的傳導(dǎo)機(jī)制分析——基于跨期結(jié)構(gòu)式凱恩斯乘數(shù)的視角[J].未來(lái)與發(fā)展，2011,(2).

[4] 陸旭輝,馮慶水.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)證分析——基于安徽省的VAR模型研究[J].中國(guó)集體經(jīng)濟(jì)，2009,(11).

[5] 蔣勇,楊巧.基于VAR模型的福建省消費(fèi)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[J].沿海企業(yè)與科技，2010,(12).

[6] 馮麗,白樺楊.陜西省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的VAR模型分析[J].西安財(cái)經(jīng)學(xué)院學(xué)報(bào)，2011,(4).

[7] 查道中,吉文惠.城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)聯(lián)研究——基于VAR模型的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2011,(7).