基于VAR模型的湖南居民消费结构与产业结构的关联性研究

李芙蓉，钟波兰

(长沙航空职业技术学院，湖南 长沙 410124)

消费结构与产业结构的关系一直是经济学界研究的重点。关于消费结构和产业结构的关联研究，从已有的文献来看，定性研究的较多，定量研究的相对较少。在已有的定量研究中，大部分学者从全国范围或者区域的角度来研究消费结构与产业结构的关系。［1］然而由于我国各地区之间经济发展的不平衡，各地区的消费结构存在较大的差异，这必然导致对产业结构产生不同的影响。本文以湖南省为例，将利用湖南省1980年至2009年的统计数据，应用VAR模型和协整检验，从短期波动和长期均衡的角度，实证研究消费结构与产业结构的关系。［2］试图揭示湖南消费结构与产业结构关系的一些独有特点，为调整和优化湖南产业结构，提升居民的消费水平和改善居民消费结构提供对策建议。

一、模型与方法

(一)指标的选择和数据说明

我国城镇居民的消费支出可以划分为食品支出、衣着支出、居住支出等八项，消费结构就是各项支出之间的比例关系。为了分析湖南省城镇居民消费结构和产业结构的关联，我们用城镇居民的恩格尔系数(EC)(城镇居民食品支出占消费总支出的比重)来表示湖南城镇居民消费结构。用第二产业所占比重(SI)、第三产业所占比重(TI)作为产业结构的代理变量。消费结构与产业结构的相互作用是通过居民的收入水平传导的，所以我们用城镇居民家庭人均可支配收入(DI)作为消费结构与产业结构中间传导机制的替代变量，并对其进行对数化处理，以消除异方差。数据的时间长度为1980－2009年，所有数据均来自于《湖南统计年鉴》。本文使用的计量软件为 Eviews6.0。［3］

(二)模型的建立

本文选择非结构化的VAR模型来考察各变量之间的长期均衡关系，以及在给定单位变化条件下各变量系统内相互影响的综合动态反应。我们选取了四个内生变量，且不考虑外生变量的影响。其模型如下所示。

式中，Yt=(ECt，SLt，TIt，LOG(DI)t)T，C 是常数项，p是自回归滞后阶数，εt是白噪声序列向量。

二、模型估计与检验

(一)建立平稳的VAR模型

在建立VAR模型之前，首先需要确定VAR模型的滞后阶数。判断标准主要有LR(似然比)检验、AIC准则、SC准则等三种常用的标准。采用Eviews6.0计算可知VAR模型的滞后阶数应该选择2比较合适。从而建立VAR(2)模型。该模型是否可靠，我们还要进行稳定性检验，如果被估计的VAR模型所有根的模的倒数小于1，即位于单位圆内，就表示模型是稳定的。经过Eviews6.0计量软件计算可知VAR(2)的所有特征根都位于单位圆内，因而 VAR(2)模型是稳定的。以下的Ganger因果检验和协整方程都是基于稳定的VAR(2)模型进行分析的。

(二) 格兰杰(Ganger)因果检验

格兰杰(Ganger)因果检验是用来检测变量之间是否存在因果关系的一种常用方法。我们通过对湖南居民消费结构、居民收入与产业结构各变量进行格兰杰因果检验得到了检验结果表1所示。结果表明，收入水平(LOGDI)的变化是消费结构(EC)变化的原因，但反向关系不存在。湖南省居民消费结构(EC)是引起第二产业(SI)变动的原因;而消费结构(EC)与第三产业(TI)不存在明显的因果关系;而反方向的因果关系均不存在。这一结论说明，湖南居民消费结构变动主要引起了第二产业结构的升级。从城镇居民收入与产业结构关系来看，城镇居民收入(LOGDI)与第二产业(SI)二者存在双向因果关系，这就说明城镇居民的收入收入是第二产业变动的原因，同时第二产业的变动也反过来影响居民的收入，而收入和消费是有极强的相关性的，所以进而又影响居民的消费结构;另外城镇居民收入(LOGDI)变动是引起第三产业(TI)变动的格兰杰原因，表明城镇居民收入变动进而推动居民消费结构(EC)的变动是第三产业变动的原因，推动湖南第三产业的发展。

表1 格兰杰因果检验结果

(三)预测方差分解

利用格兰杰因果检验只能说明内生变量之间是否存在因果关系，但是无法确定变量之间因果关系强度的大小，利用VAR方差分解模型可以确定各新信息对模型内生变量的相对重要性。

表2 变量SI的方差分解结果

由表2可知，在第二产业结构变动中，有0.15% －1.95%的波动由消费结构变动解释，第二产业自身能有 61.42% －99.73%波动解释，第三产业有 3.49% －10.05%的波动解释，6.84% －26.63%波动可以由城镇居民收入水平波动解释，其次城镇居民收入能有解释，而消费结构变动只有0.15% －1.95%波动解释。说明城镇居民收入冲击对第二产业冲击要大于消费结构和第三产业。预测方差分解的结果说明，城镇居民收入水平是影响湖南省产业结构变动的最重要因素，消费结构对产业结构变动也产生一定影响，但影响较小。

(四)协整分析

大多数经济时间序列都是非平稳的，因此在协整分析时可能出现“伪回归”。［4］为克服这一现象，首先要进行序列的平稳性检验。采用ADF检验对各时间序列进行检验可知，本文中的时间序列ECt、LOG(DI)t、SLt、TIt是二阶单整序列。因此EC、LOG(DI)、SI和 TI之间可能存在协整关系。我们采用Johansen系统极大似然估计法对上述几个变量时间序列进行协整检验，从而确定上述变量之间是否存在长期稳定的比例关系。由Johansen协整检验结果可知，EC、LOG(DI)、SI、TI在 5% 的显著性水平上存在协整关系。从而可以得到如下正规化的协整方程:

对序列ecm进行单位根检验，得知残差序列是平稳序列，从而验证了协整关系是正确的，变量之间存在长期的均衡关系。为了反映变量之间的短期关系，还必须构建向量误差修正模型(VEC)。用OLS法估计得到如下的向量误差修正模型(VEC):

从上面的模型数据可以看出，首先滞后1期的消费结构、城镇居民收入、第二和第三产业结构对消费结构的影响系数分别为 0.65、0.12、0.12 和 －0.03，但仅有滞后1期的消费结构对其的影响在5%的水平上显著。从第二产业结构方程来看，滞后1期的城镇居民收入水平对其的影响比较显著，系数为3.48。在收入水平的方程中，滞后1期的消费结构、第二产业结构对其的影响是显著的，系数分别为 －0.01、0.02，说明城镇居民收入每提高1%，城镇居民的恩格尔系数将下降0.01%，第二产业的比重将提高0.02%。该结果同样说明了湖南居民消费结构的升级决定了湖南省第二产业结构的转换，但反过来不成立，这和前面得到的结论是一致的。

3 结论与建议

本文探讨了湖南省居民消费结构与产业结构的关系，通过实证分析考察了各个变量之间的动态影响，从实证分析结果得到了以下两点结论。

第一，湖南省城镇居民的收入水平对产业结构有显著的影响。随着人们收入水平的提高，消费结构得以逐渐升级，从而第二、第三产业结构得以提升，而产业结构升级后又会促进城镇居民收入的增长。从向量误差修正模型(VEC)中可以看出，城镇居民收入每提高1%，居民的恩格尔系数将下降0.01%，第二产业的比重将提高0.02%。

第二，湖南省城镇居民收入与第二产业之间存在双向的因果关系，城镇居民收入与第三产业二者之间仅存在存在单向的格兰杰因果关系，城镇居民收入变动是引起第三产业变动的格兰杰原因，但反过来不成立。说明在湖南第三产业还不是使城镇居民收入增加的一个重要产业，仍有大力发展的空间。

影响湖南省消费结构升级的主要因素是居民的收入。［4］从上述结论也可以看出，由于居民的收入增加会促使居民消费结构的升级，从而促进产业结构的升级。而产业内结构升级后，尤其是第二产业升级以后，会使居民的收入增加，从而又促使消费增加和消费结构升级。因此，要促进湖南省消费结构和产业结构的升级，最重要的是必须提高居民的收入水平。而目前湖南居民各阶层之间的收入差距过大，而且还存在地区收入差距过大问题。［5］低收入居民的消费倾向高，高收入居民的消费倾向低。居民收入差距过大，特别是低收入阶层比重过大，就会导致社会整体消费能力不足。要提升消费结构，必须采取各种有效措施提高低收入阶层的收入，增强低收入阶层的消费能力。

［1］王俊.我国城镇居民消费结构演进与产业结构转换［J］.山西财经大学学报，2007，(7).

［2］高铁梅，等.计量经济分析方法与建模［M］.北京:清华大学出版社，2006.

［3］攸频，张晓峒.EViews6实用教程［M］.北京:中国财政经济出版社，2008.

［4］李芙蓉，麻晓刚.基于协整理论的湖南农村居民收入与消费关系研究［J］.商场现代化，2010，(11).

［5］湖南省统计局.湖南城乡居民收入差距对消费的影响分 析 ［EB/OL］.http://www.hntj.gov.cn/fxbg/2010fxbg/2010jczx/201012/t20101230 －82271.htm