產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與居民生活水平協(xié)調(diào)性研究

王威峰　劉彬　趙文玲

摘 要：利用1994-2013年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建向量自回歸（VAR）模型對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與農(nóng)村居民生活水平改善的協(xié)調(diào)性及變量自身發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果顯示：農(nóng)村居民生活水平的提高對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有較大且顯著的同向促進(jìn)作用；而現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)模式對(duì)農(nóng)村居民生活水平的提高并未存在顯著的促進(jìn)作用；我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在“路徑依賴”；農(nóng)村居民消費(fèi)水平受過去消費(fèi)習(xí)慣的影響。最后，從加快改善農(nóng)村居民生活水平角度，提出對(duì)我國(guó)現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)模式進(jìn)行調(diào)整的必要性并給出相應(yīng)的對(duì)策建議。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；農(nóng)民生活水平；協(xié)調(diào)性；VAR模型

中圖分類號(hào)：

F2

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：16723198（2015）03001202

1 引言

社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)改革以來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力突飛猛進(jìn)，服務(wù)業(yè)產(chǎn)值份額與就業(yè)比重同時(shí)上升的“經(jīng)濟(jì)服務(wù)化”現(xiàn)象（楊治，1985）在我國(guó)也得到了初步印證：我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)值比重由1994年的6.4∶67.9∶25.5調(diào)整到2013年的4.9∶48.3∶46；三大產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重由1994年的54.3 ∶22.7∶23調(diào)整到2013年的31.4∶30.5∶38.4。由此可見，無論從產(chǎn)值結(jié)構(gòu)還是從就業(yè)結(jié)構(gòu)來看，我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)都在不斷升級(jí)，并且第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展成為了近20年來我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的明顯趨勢(shì)。然而在與發(fā)達(dá)國(guó)家的橫向比較中，我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展存在明顯的滯后。產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為：隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和人均收入水平的提高，第三產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)力和國(guó)民收入的相對(duì)比重將保持不斷上升趨勢(shì)。因而，未來中國(guó)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展依然是我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的主要特征。

與此同時(shí)，農(nóng)村居民生活水平得到大幅提高，農(nóng)村居民家庭人均年純收入從1994年的686.3元增加到2013年的8，895.9元；農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)從1994年的58.8%下降到2013年的37.7%。然而，農(nóng)村居民的可支配收入大大落后于城鎮(zhèn)居民，且差距呈不斷擴(kuò)大之勢(shì)，這嚴(yán)重影響著農(nóng)村居民生活水平的提高。我國(guó)是農(nóng)村人口占比接近50%的大國(guó)，不斷提高農(nóng)村居民的生活水平，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展是全面建成小康社會(huì)的歷史要求，是體現(xiàn)社會(huì)公平、和諧的內(nèi)在選擇，也是實(shí)現(xiàn)將擴(kuò)大內(nèi)需作為中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展戰(zhàn)略基點(diǎn)的必然抉擇。

從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，學(xué)術(shù)界對(duì)農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r和居民生活水平關(guān)注較少；對(duì)農(nóng)村居民生活水平顯著滯后于城鎮(zhèn)居民生活水平缺乏更深層次的思考；對(duì)現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)模式與農(nóng)村居民生活水平的提高是否存在協(xié)調(diào)發(fā)展的研究尚屬于空白。本文通過建立向量自回歸（VAR）模型對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與農(nóng)村居民生活水平之間的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行實(shí)證研究，試圖回答：我國(guó)現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)模式與農(nóng)村居民生活水平改善是否存在協(xié)調(diào)性？并結(jié)合實(shí)際和實(shí)證結(jié)果提出相應(yīng)的對(duì)策建議。

2 研究方法、指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來源

2.1 研究方法——向量自回歸（VAR）模型

傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法描述變量間的數(shù)量關(guān)系是以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)的，但是經(jīng)濟(jì)理論在一定程度上不能反映變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，為此，美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家西姆斯（C.A.Sims）于1980年將向量自回歸（VAR）模型巧妙地引入經(jīng)濟(jì)學(xué)以期解決傳統(tǒng)計(jì)量模型所存在的問題。

在兩個(gè)變量情況下假定受到現(xiàn)在和過去的影響，則VAR模型的一般標(biāo)準(zhǔn)形式可以表述為：

服從均值為0，方差為σ2xt、σ2yt的白噪聲，且相互獨(dú)立。

基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)是建立VAR模型的出發(fā)點(diǎn)，該模型將系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中其他內(nèi)生變量的滯后期的函數(shù)來構(gòu)造，從而將單變量自回歸模型推廣到向量自回歸模型，為探尋系統(tǒng)中各變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系提供了合理的分析工具。

2.2 指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來源

本文使用以往相關(guān)的大部分文獻(xiàn)中所采用的指標(biāo)來衡量農(nóng)村居民生活水平，即農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)；由于農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)與農(nóng)村居民生活水平為反向?qū)?yīng)關(guān)系，為了研究結(jié)果分析的方便，結(jié)合我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的明顯趨勢(shì)，使用與以往相關(guān)文獻(xiàn)中所采用的反向指標(biāo)來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)狀況，即用第一、二產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)程度來表示。在實(shí)證部分使用X表示農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)，Y表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)狀況，當(dāng)X數(shù)值越小時(shí)表示農(nóng)村居民生活水平越高，當(dāng)Y數(shù)值越小時(shí)表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)狀況越好。

相關(guān)數(shù)據(jù)來源于1994-2014年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。為消除異方差及量綱的影響，對(duì)各序列進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理，即第一、二產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)程度及居民恩格爾系數(shù)的對(duì)數(shù)形式分別用LnX和LnY表示。

3 實(shí)證分析

3.1 VAR模型的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在對(duì)VAR模型滯后期的選擇時(shí)，根據(jù)似然比FPE準(zhǔn)則和SBIC準(zhǔn)則，應(yīng)選擇滯后1階，表明當(dāng)滯后階數(shù)為1階時(shí)，模型設(shè)定較為穩(wěn)定，因此確定VAR（1）模型。VAR模型穩(wěn)定的條件是VAR的特征方程所有根的倒數(shù)值均在單位圓以內(nèi)。根據(jù)VAR模型生成的AR逆根圖，如果特征方程的全部根倒數(shù)值都在單位圓之內(nèi)，則說明該VAR模型是穩(wěn)定的。那么根據(jù)圖1可知，本文所選取的模型是穩(wěn)定的。

3.2 格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰（Ganger）因果檢驗(yàn)是從統(tǒng)計(jì)的角度檢測(cè)變量之間是否存在顯著因果關(guān)系的一種常用方法。本文對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與農(nóng)村居民生活水平之間進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)（如表1），結(jié)果表明：我國(guó)農(nóng)村居民生活水平的改變是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的原因；我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)不是農(nóng)村居民生活水平改變的原因。這說明從統(tǒng)計(jì)意義上，我國(guó)農(nóng)村居民生活水平改善對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有顯著促進(jìn)作用，而現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)模式對(duì)農(nóng)村居民生活水平的改善不存在顯著的促進(jìn)作用。

方程右邊每項(xiàng)的下方數(shù)值為Z檢驗(yàn)值，*與***分別表示在10%和1%的顯著性水平下顯著。從方程（1）可以看出：（1）滯后一期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)當(dāng)期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有同向促進(jìn)效應(yīng)，即上一期的第三產(chǎn)業(yè)占GDP之比每增長(zhǎng)1%，將促進(jìn)自身當(dāng)期增長(zhǎng)0.303%，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在自身的路徑依賴。（2）滯后一期的農(nóng)村居民生活水平，對(duì)當(dāng)期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有較大且顯著的同向促進(jìn)作用，即上一期的農(nóng)村居民非食品支出占總支出之比提高1%時(shí)，將促進(jìn)當(dāng)期第三產(chǎn)業(yè)占GDP之比提升0.449%。從方程（2）可以看出：（1）滯后一期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)當(dāng)期農(nóng)村居民生活水平存在較弱同向的促進(jìn)作用，即上一期的第三產(chǎn)業(yè)占GDP之比提升1%時(shí)，將帶來當(dāng)期農(nóng)村居民生活水平提高0089%，表明我國(guó)現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)模式對(duì)農(nóng)村居民生活水平的提高雖有一定的正向效應(yīng)，但并未存在顯著的促進(jìn)作用。（2）滯后一期的農(nóng)村居民生活水平對(duì)其當(dāng)期有同向促進(jìn)作用。即上一期農(nóng)村居民非食品支出占總支出之比提高1%時(shí)，將促進(jìn)本期農(nóng)村居民非食品支出占總支出之比提高0.903%，這驗(yàn)證了消費(fèi)理論中居民消費(fèi)水平受過去消費(fèi)習(xí)慣的影響。

3.4 脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse Response Function）是用來衡量隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)其他變量當(dāng)前和未來取值的影響軌跡，能夠比較直觀地刻畫出變量之間的動(dòng)態(tài)交互作用及效應(yīng)。在圖2、圖3中橫軸代表沖擊作用的滯后期數(shù)（單位：年），縱軸表示受沖擊變量的響應(yīng)，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，陰影部分表示95%的置信區(qū)間。lnX代表的是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指標(biāo)的對(duì)數(shù)，lnY代表的是農(nóng)民生活水平指標(biāo)的對(duì)數(shù)。

對(duì)圖2分析可得：在10期內(nèi)，農(nóng)民生活水平的改善對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)都存在正向促進(jìn)作用，其中在第1期最大，當(dāng)農(nóng)民生活水平提高1個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)提升0.025個(gè)百分點(diǎn)；在隨后9期，正向促進(jìn)效應(yīng)逐漸下降，最后趨于0.02。從圖3分析可得：在10期內(nèi)，我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的提升對(duì)我國(guó)農(nóng)民生活水平同樣都存在正向促進(jìn)作用，其中在第3期達(dá)到最大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)提升1個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，會(huì)帶來農(nóng)民生活水平提高0.012個(gè)百分點(diǎn)；在隨后7期，正向促進(jìn)效應(yīng)也逐漸下降，最后略低于0.01。從脈沖的整體效果看：農(nóng)村居民生活水平的改善對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的提升有較大且顯著的同向促進(jìn)作用，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的提升對(duì)農(nóng)村居民生活水平的改善有較弱的正向影響但未存在顯著的促進(jìn)作用。

4 結(jié)論與對(duì)策建議

4.1 結(jié)論

基于VAR模型的實(shí)證分析結(jié)論：第一，農(nóng)村居民生活水平的提高對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有較大且顯著的同向促進(jìn)作用；第二，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的提升對(duì)農(nóng)村居民

生活水平的改善并未存在顯著的促進(jìn)作用；第三，我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在路徑依賴；第四，農(nóng)村居民消費(fèi)水平受過去消費(fèi)習(xí)慣的影響。結(jié)論的第二點(diǎn)為我們提供了如何加快改善農(nóng)村居民的生活水平、縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的新視角——調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)模式。

4.2 對(duì)策建議

未來中國(guó)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展依然是我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的主要特征，本文從加快改善農(nóng)村居民生活水平、縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的視角，對(duì)調(diào)整我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展給出建議：

第一，優(yōu)化第三產(chǎn)業(yè)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)，以更好承接農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移和實(shí)現(xiàn)農(nóng)村失業(yè)人員的再就業(yè)。首先，需要增加符合農(nóng)村居民文化和技能水平的勞動(dòng)密集型第三產(chǎn)業(yè)；其次，發(fā)展針對(duì)農(nóng)村居民的教育培訓(xùn)業(yè)，以提高農(nóng)村居民的文化和技能水平，提高其生產(chǎn)效率，讓第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與農(nóng)村居民收入之間形成良性互動(dòng)。

第二，大力發(fā)展農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)。首先，完善現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)服務(wù)體系，為農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供良好的軟壞境；其次，因地制宜的發(fā)展現(xiàn)代觀光旅游產(chǎn)業(yè)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村資源的有效利用，同時(shí)為延伸農(nóng)村服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈提供支撐；再次，健全農(nóng)村金融服務(wù)體系，為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)提供資金支持。

參考文獻(xiàn)

[1]李立勛.后工業(yè)社會(huì)的經(jīng)濟(jì)服務(wù)化趨勢(shì)[J].人文地理，1997，（4）.

[2]楊公仆，夏大慰.產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)教程[M].上海：上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2008.

[3]唐勇，蒲佐毅.新疆R&D經(jīng)費(fèi)投入與高新技術(shù)企業(yè)自主創(chuàng)新能力——基于VAR模型的分析[J].石河子大學(xué)學(xué)報(bào)，2013，（2）.

[4]古杰，周素紅，閆小培，等.中國(guó)農(nóng)村居民生活水平的時(shí)空變化過程及其影響因素[J].經(jīng)濟(jì)地理，2013，（10）.