消费结构升级与产业结构升级互动关系实证研究

内容摘要：在理论上消费结构与产业结构之间相互影响，本文通过面板数据模型对居民消费结构升级与产业结构升级之间的互动关系进行实证研究。研究结果表明：我国居民消费结构升级与产业结构升级之间的互动关系虽然存在省际差异性和城乡差异性，但消费结构升级和产业结构升级之间总体上相互促进。因此，应努力促进消费结构和产业结构协调互动，推进我国居民消费结构升级和产业结构升级，从而推动经济持续健康发展。

关键词：消费结构升级 产业结构升级 经济增长

引言

改革开放以来，居民消费持续增长，消费结构也发生了巨大的变化，由过去注重温饱向注重生活质量的消费结构升级。与此同时，我国的产业结构不断升级。消费需求对产业结构的影响主要有两种方式，一种是通过消费需求对经济增长产生的影响间接地影响产业结构，这种影响主要反映在总量上；另一种是消费需求直接影响产业结构，主要是通过消费需求结构进行的。产业结构对消费需求结构的影响也主要有两种方式，一种是产业结构作用于经济增长间接地影响消费需求；另一种是产业结构制约、引领或创造消费需求，这种影响主要反映在结构上（邬德政，2008）。因此，从理论上看居民消费结构与产业结构之间存在着双向互动关系。

现有文献评述

在恩格尔定律提出之后，库兹涅茨（1989）认为消费结构和产业结构密切相关，即恩格尔定律同配第—克拉克法则的内在联系。我国学者基于我国的数据对消费结构与产业结构之间关系进行了实证研究，王晖（2004）采用ELES模型，分析了河南省消费结构与产业结构的关系。文启湘等（2005）也以河南省为例建立了两者的和谐矩阵，测算了消费结构与产业结构的和谐度，提出消费结构要与产业结构相协调的观点。庄燕君（2005）则从区域划分的角度，对区域产业结构与区域消费结构的变动进行了实证分析。吴定玉等（2007）以湖南省为例对居民消费结构与产业结构的关联性进行了实证研究。邬德政（2008）和杜俊平（2008）等应用协整检验和VAR模型，实证研究了我国农村居民的消费结构与产业结构的关系。

由于城镇居民和农村居民的消费结构程度不同，因此它们的消费结构与产业结构之间的关系可能会产生不同的表现，再加上我国地区经济发展水平差距较大，我国产业结构和消费结构的关系可能也具有很大的地区差异性。学者们大多以单个省区或者区域或者分城乡研究我国消费结构与产业结构之间的关系。在研究方法上，大多数的学者几乎都采用时序数据的线性回归的方法，这样难免存在着样本容量小的弊端。面板数据模型可以大大增加了样本的容量，扩大模型获取信息的能力，从而提高了模型的解释力，在一定程度上确保研究结论的可靠性。基于上面考虑，本文采用城乡省际面板数据模型实证检验我国居民消费结构升级和产业结构升级的关系，以期得到一些创新的结论和提供些有益建议。

我国消费结构和产业结构：统计描述

测度居民的消费结构一个通用指标是恩格尔系数，即食品支出占消费总支出的比重。改革开放以来，我国城乡居民消费结构变化很大（见图1）。1978年我国城镇居民生活的恩格尔系数为0.575，处于脱离贫困刚刚步入温饱的阶段；1994年下降到 0.5，开始步入小康生活；2000年开始下降至 0.4以下，朝着富裕阶段迈进，到了2008年我国城镇居民的恩格尔系数为0.379。我国农村居民1978年的恩格尔系数为0.677，处于贫困阶段。随着改革的深入，可支配收入不断提高，农村居民的恩格尔系数持续下降：1983年恩格尔系数为0.594，开始脱离贫困步入温饱的阶段；2000年开始下降至0.5以下，朝着小康阶段迈进，到2008年我国农村居民的恩格尔系数为0.437。因此，目前我国城市居民的生活水平达到富裕水平，而农村居民的生活水平则为小康水平。

恩格尔系数的下降表明随着居民收入水平的提高，食品外其它消费支出占总消费支出比重在上升，这反映出了我国城镇和农村居民的消费需求结构从低层次向更高层次升级，减少其基本消费支出，向发展型和享受型消费结构转变。随着我国经济逐渐摆脱世界经济危机的阴影，经济必定会迎来新一轮的增长，城乡居民将更多分享经济发展的成果，收入也将进一步增加，可以判断，我国城乡居民的恩格尔系数还将会进一步下降。

“配第—克拉克定理”告诉我们，随着经济的发展，劳动力的布局会由一、二、三产业向三、二、一产业转移，此后学者们从劳动力和国民收入的布局两方面来描述产业结构的变动。从国民收入角度，产业结构演进可以用各次产业的增加值在GDP所占的比重进行分析，其演进规律应该是GDP的布局由一、二、三产业向三、二、一产业转变。数据显示：1980年我国产业结构分布情况是：第一产业30.2%，第二产业48.2%，第三产业21.6%；1990年，第一产业比重下降到27.1%，第二产业比重是下降到41.3%，第三产业上升到31.6%；2000年第一产业继续下降到15.1%，第二产业上升到45.9%，第三产业继续上升到39.0%；到2008年我国产业结构中的第一产业比重进一步下降到11.3%，第二产业上升48.6%，第三产业比重进一步上升到40.1%。可见，改革开放以来，我国产业结构的演进过程呈现出如下特点：第一产业比重持续下降，第二产业比重在波动中略有提高，第三产业比重持续上升，产业结构持续升级（见图2）。

影响我国居民消费结构升级和产业结构升级的因素是多方面的，任何单方面因素都无法解释全我国产业结构的升级和居民消费结构的变化。但是随着我国经济持续发展，人民收入水平的持续上升，居民消费结构升级对产业结构升级的影响将会越来越突出，与此同时，产业结构对居民消费结构变动的影响也会显得越来越显著。

指标选取、数据说明和模型设定

（一）指标选取和数据说明

产业结构升级指标（IR）：衡量产业结构升级的程度，一般有两种衡量方法：一是第一产业的劳动力占劳动力总数的比重，比重越小，说明产业结构越高级；二是第一产业产值占国内生产总值的比重，比重越小，说明产业结构越高级。杨琳、李建伟（2002）用第二产业增加值/GDP、第三产业增加值/GDP和（第二产业增加值+第三产业增加值） /GDP这些指标衡量产业结构升级的程度。按照这种思路，本文中产业结构升级程度的指标选用当年第二、三产业增加值之和/GDP来表示。

居民消费结构升级指标（CR）：1990年开始，我国对居民消费调查的统计包括食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通信、教育文化娱乐服务、居住以及杂项商品及服务8大类。在已有的研究成果中，通常认为第一产业主要与居民食品、衣着、交通通迅消费相关；第二产业主要与家庭设备用品及服务、交通通迅及居住消费相关；第三产业主要与医疗保健、交通通迅、娱乐文化消费相关。本文选择恩格尔系数这个通用的指标做为衡量居民消费结构升级指标，即食品支出占消费总支出的比重，其值越小，说明消费结构的高级化程度越高。

本文数据均来自于2001-2008年各年《中国统计年鉴》，样本数据含盖全国31个省市，样本数据由8个时期，因此，样本总量为248。

（二）模型设定

面板数据模型一般形式为：

（1）

t表示时期，i为省区标志，因此本文建立如下分析我国居民消费结构升级与产业结构升级关系的面板数据回归模型：

模型一 ： （2）

模型二 ： （3）

通过模型一我们可以分析我国产业结构升级对居民消费结构升级的影响，模型二则可以分析我国居民消费结构升级对产业结构升级的影响。

依据模型中的系数的不同，模型常用形式有混合回归模型、变截距模型和变系数模型。应用面板数据模型进行实证研究的第一个步骤是确定模型的类型，目前广泛使用的检验是协方差分析检验法。H1：混合回归模型；H2：变截距模型。协方差分析法是检验假设H1和H2是否成立。，，

其中S1、S2和S3分别为混合回归模型、变截距模型和变系数模型的残差平方和。F1和F2服从特定自由度的F分布。如果统计量F2大于（等于）某置信水平下的F分布临界值，则拒绝假设H1，反之则选用混合回归模型进行分析；当拒绝H1后，如果F1大于（等于）某置信水平下特定自由度的F的分布临界值，则拒绝H2，选用变系数模型进行分析，反之则选用变截距模型进行分析。

实证分析

（一）面板数据单位根检验

为了避免伪回归，确保估计的有效性，首先我们必须对各面板序列的平稳性进行检验。我们同时采用LLC、IPS、ADF和PP四种方法进行单位根检验。由于各原始变量均存在时间趋势，故我们采用含截距和含时间趋势的检验方式，而对一阶差分后的序列我们采用只含截距的检验方式，滞后期数根据SC准则自动选取。

单位根检验结果（见表2）显示，由于IPS和ADF检验均未拒绝其存在单位根的原假设，因此我们判断认为CR和IR序列存在单位根。对其一阶差分后进行单位根检验，各变量的一阶差分均拒绝了有单位根的原假设。因此DCR和DIR均为平稳变量，即CR和IR均为一阶单整I（1）。

（二）面板数据协整检验

由于面板数据均为I（1），因此需要判断变量间协整关系的存在。本文采用Pedroni的7个统计量和Kao的ADF统计量进行判断（见表3）。根据Pedroni的检验方法，城市的面板rho和群rho未拒绝没有面板协整关系的原假设，面板v在10%的显著性水平上拒绝了原假设，而其他的统计量都在1%的显著性水平上拒绝了原假设；农村的面板v、面板rho和群rho没有拒绝原假设，而其他的统计量都在1%的显著性水平上拒绝原假设。根据Kao面板协整检方法，城市的ADF统计量在5%的显著性水平上拒绝没有面板协整关系原假设，农村的ADF统计量在1%的显著性水平上拒绝了原假设。因此我们综合认为，城市和农村的消费结构升级都和产业结构升级之间存在面板协整关系。

（三）模型类型判定

在估计之前，我们运用协方差分析法进行F检验（见表4）。在5%的显著性水平下，查表后我们得知各模型皆采用变系数模型。说明无论城镇和农村，产业结构升级对居民消费结构升级的影响和居民消费结构升级对产业结构升级的影响都具有省际差异性。变系数模型有两种形式：固定效应模型和随机效应模型。根据学者们的研究经验，如果仅以样本自身效应为条件进行推论，则应选择固定效应模型；如果欲以样本对总体效应进行推论，则应选择随机效应模型。本文选择固定效应模型，即固定效应变系数模型。

（四）实证结果

对于截面单位较多而时期较少这类数据进行估计一般集中于截面的变化，即异方差上。为了减少或消除截面的异方差的影响，我们采用截面加权法进行估计。估计的结果显示，各个模型回归拟合效果较好，都通过了整体性检验（见表5）。

从表1的估计结果我们可知，无论城市还是农村，模型一（产业结构升级对居民消费结构升级的影响） 的变系数γi值和模型二（居民消费结构升级对产业结构升级的影响）的变系数λi值绝大多数省份都通过5%或10%的显著性水平检验，且系数几乎为负值。因此，总体上我国城市和农村居民消费结构升级和产业结构升级之间都存在着互相促进的关系。我国产业结构的升级（第一产业比重的下降、第二和第三产业比重的上升）有利于我国城乡居民恩格尔系数的下降，对我国城乡居民消费结构的升级具有积极的影响；与此同时，我国城乡居民消费结构的升级对产业结构的升级也同样具有积极的影响。

居民消费结构升级与产业结构升级的城乡和省际差异性分析

（一）产业结构升级对居民消费结构升级影响的城乡差异性和省际差异性分析

γi值的差异除了能说明我国产业结构升级对居民消费结构升级的影响存在结构性差异外，γi值大小还能体现出产业结构升级对居民消费结构升级影响的城乡和省际差异性大小。通过对数据的比较（表1的模型一），我们发现，经济相对发达地区的产业结构的升级对城镇居民消费结构的升级的影响较强，比如上海、北京和天津等省份，而其他省份的系数则相对比较弱，比如内蒙古、贵州、甘肃等省份。但是，我们仅能得到这样一个比较粗略的关系，因为产业结构升级对城镇居民消费结构升级的影响强度之间并不存在严格的对应关系。比如，对于山东等少数经济发达的省份来说，产业结构升级对城镇居民消费结构升级的影响强度比较低，而对于青海等少数中西部省份，其产业结构升级对城镇居民消费结构升级的影响强度相对较高。此外，广西、云南和黑龙江这三个省份的影响系数为正，表明近年来这三个省份的产业结构对城镇居民消费结构产生了限制的影响。此外，辽宁、江西、湖南、河南、陕西、宁夏、新疆和这八个省区产业结构升级对城镇居民消费结构升级影响的γi值没有通过10%的显著性水平检验，表明近年来这几个省产业结构的升级对城镇居民消费结构的升级的影响不显著。通过分析产业结构升级对农村居民消费结构升级影响的γi值后，我们也得到类似的结论。经济相对发达地区的产业结构的升级对农村居民消费结构的升级的影响较强，比如北京、天津和浙江等省份，而其他地区省份的系数则相对比较弱，比如内蒙古、江西、海南等省份。产业结构升级对农村居民消费结构升级的影响强度之间也不存在严格的对应关系。比如，对福建等少数经济发达的省份来说，产业结构升级对农村居民消费结构升级的影响强度并不突出，而对于、青海等少数中西部省份，其产业结构升级对农村居民消费结构升级的影响强度较高。黑龙江这个省份的影响系数为正，表明近年来黑龙江省的产业结构对农村居民消费结构产生了限制的影响。此外，辽宁、上海、江苏、湖北、广东、陕西、甘肃和重庆这八个省区产业结构升级对农村居民消费结构升级的影响没有通过10%的显著性水平检验，表明这几个省产业结构的升级对农村居民消费结构的升级的影响不显著。因此，综合来说，产业结构的升级有利于城乡居民消费结构的升级，处于东部等经济相对发达地区的产业结构的升级对城乡居民消费结构的升级的影响效果更为显著。

通过对城市和农村的γi值进行对比，我们还发现，除北京、天津、内蒙古、吉林和浙江等不到一半的省份的γi值的大小相差不大外，其他省份的城乡γi值相差较大，辽宁、江西、湖南、河南、陕西、宁夏、新疆和这八个省区产业结构的升级对城镇居民消费结构的升级没有影响，然而江西、湖南、河南、宁夏、新疆和这几个省区产业结构对农村居民消费结构的影响却显著地存在。因此，我国产业结构升级对居民消费结构升级的影响存在城乡差异性。

（二）居民消费结构升级对产业结构升级影响的城乡差异性和省际差异性分析

同理，λi值的大小也能体现出我国居民消费结构对产业结构影响的城乡差异性和省际差异性大小。通过对表1模型二的数据进行排序后，我们也发现，经济相对发达地区的城乡居民消费结构的升级对产业结构的升级的影响较弱，比如上海、北京和天津等省份，而其他地区省份的系数则相对比较强，比如内蒙古、安徽、贵州、海南等省份。但是，我们也仅能得到一条相对比较粗略的关系轨迹，我国省际居民消费结构升级对产业结构升级的影响强度之间并不存在严格的对应关系，而且城市和农村的居民消费结构的升级对产业结构的影响强度在很多省份也表现出城乡差异性。比如，对于山东等少数经济发达的省份来说，城乡居民消费结构的升级对产业结构的影响强度却很突出，而对于青海和湖北等少数中西部省份，其城乡居民消费结构的升级对产业结构的升级的影响相对却较弱。黑龙江省的城乡影响系数都为正，表明近年来该省的城乡居民消费结构升级对产业结构升级产生了限制的影响，广西和云南两省城镇居民消费结构的升级对产业结构升级的影响也表现为负向的。此外，辽宁、江西、湖南、河南、陕西、宁夏、新疆和这八个省、自治区城镇居民消费结构升级对产业结构升级的影响没有通过10%的显著性水平检验，辽宁、上海、江苏、湖北、广东、陕西、甘肃和重庆这八个省、直辖市农村居民消费结构升级对产业结构升级的影响没有通过10%的显著性水平检验，表明这几个省城镇居民消费结构升级或农村居民消费结构升级对产业结构的升级的影响不显著。居民消费结构升级对产业结构升级影响强度在城乡之间和大多数省份都不存在对应关系，这也反映了居民消费结构升级对产业结构升级影响的城乡差异性和省际差异性。

结论和建议

我国居民消费结构升级和产业结构升级之间总体上存在着相互促进的关系。从实证分析的结果可以看出，我国居民消费结构升级和产业结构升级之间总体上存在着相互促进的关系。近年来，随着我国人民生活水平的不断提高，居民的消费需求不断增长，居民的消费结构发生了巨大的变化，由过去注重温饱转向追求生活质量。居民消费结构的升级相应地刺激或限制相关行业的发展，这无疑对产业结构产生影响。而我国产业结构的升级除了能创造新的消费需求外还通过推动经济发展，从而提高人均收入水平影响居民消费结构，产业结构的升级对居民消费的结构的优化起到了很大的促进作用。

我国居民消费结构升级与产业结构升级关系存在着省际差异性和城乡差异性。近年来我国居民消费结构升级与产业结构升级之间相互关系存在着省际差异性和城乡差异性。总体来说，经济相对发达地区的产业结构的升级对居民消费结构的升级的影响较强，而城乡居民消费结构的升级对产业结构的升级的影响较弱。而经济相对落后地区则反之。

促进居民消费结构和产业结构协调互动，促进居民消费结构升级和产业结构升级以推动我国经济持续健康发展。由于我国居民消费结构升级与产业结构升级之间关系存在着省际差异性和城乡差异性，经济相对发达地区一般来说应该更加重视产业结构的升级，而经济相对落后地区则应该更加重视居民消费结构的升级，各地区应根据自身的情况，量身制定适宜的政策，努力促进居民消费结构和产业结构的和谐。

总之，随着改革开放的深入，我国国民经济有了较快的发展，居民收入水平持续提高，在这种情况下，按照居民消费结构升级的市场需求配置资源，按照产业结构升级型的经济增长来引导居民消费，可以促进居民消费结构和产业结构良性互动，促进居民消费结构升级和产业结构升级，推动我国经济持续健康发展。

参考文献：

1.邬德政.我国农村居民消费结构与产业结构相关性分析[J].学术论坛，2008（4）

2.西蒙·库兹涅茨.现代经济增长[M].北京经济学院出版社，1989

3.王晖.扩展线性支出系统在河南省城镇居民消费结构定量分析中的应用[J].焦作工学院学报，2004（8）

4.文启湘等.消费结构与产业结构的和谐：和谐性及其测度[J].中国工业经济，2005

5.庄燕君.区域产业结构与消费结构关联分析[J].统计与决策，2005（1）

6.吴定玉等.居民消费结构与产业结构的关联性分析—以湖南省为例[J].消费经济，2007（5）

7.杜俊平等.基于VAR模型的农村居民消费结构演进与经济增长关系分析[J].湖南农业科学，2008（5）

作者简介

孟范昆（1955—），男，汉族，江西景德镇人，江西师范大学政法学院教授，研究方向为非公有制经济。

刘东皇（1980—），男，汉族，福建南平人，江苏技术师范学院商学院讲师，南京大学经济学博士，研究方向为宏观经济。