俞 劍 方福前

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中國城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長的影響

俞 劍 方福前

運用2004—2012年30個省、自治區(qū)和直轄市的城鄉(xiāng)面板數(shù)據(jù)，關(guān)于城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)升級對我國經(jīng)濟增長的影響機制的研究發(fā)現(xiàn)：當(dāng)采用城鄉(xiāng)居民家庭工業(yè)品與農(nóng)業(yè)品消費的相對支出比例增加來刻畫居民消費結(jié)構(gòu)升級時，居民消費結(jié)構(gòu)升級在產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化這一傳導(dǎo)途徑下會促進我國制造業(yè)的增長，但會降低農(nóng)業(yè)增長率。居民消費結(jié)構(gòu)升級無法通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級這一途徑來影響農(nóng)業(yè)的增長，這一結(jié)果表明“當(dāng)前我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和優(yōu)化是導(dǎo)致農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增速放緩”的觀點是片面的。當(dāng)采用城鄉(xiāng)居民家庭服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例來刻畫居民消費結(jié)構(gòu)升級時，居民消費結(jié)構(gòu)升級只能通過投資結(jié)構(gòu)變動而不能通過產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級這兩條傳導(dǎo)途徑來影響我國農(nóng)業(yè)和制造業(yè)的增長。

居民消費結(jié)構(gòu)升級；經(jīng)濟增長；影響機制

一、引言與文獻評述

改革開放以來，我國城鄉(xiāng)居民家庭的人均收入水平不斷提高，支撐著城鄉(xiāng)居民家庭的消費結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化和升級。其中，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入從1978年的343.3元增加到2013年的26 955.1元，年均增速達到13.45%?？鄢齼r格因素，實際年均增速為8.05%。農(nóng)村居民家庭人均純收入從1978年的133.6元增加到2013年的8 895.9元，年均增速為12.96%。扣除通貨膨脹因素，實際年均增長率為7.56%。

從宏觀經(jīng)濟學(xué)的視角來看，居民消費增長、居民消費結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長之間存在著相互依存、相互影響的關(guān)系。居民消費增長和消費結(jié)構(gòu)升級會推動經(jīng)濟增長，而經(jīng)濟增長又會增加人均收入，從而拉動居民消費增長、促進消費結(jié)構(gòu)升級。因此，居民消費結(jié)構(gòu)升級既是經(jīng)濟增長的原因，也是經(jīng)濟增長的結(jié)果。本文不研究這二者之間的相互依存關(guān)系，而是重點考察中國城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長的影響機制。

在以需求為導(dǎo)向的市場經(jīng)濟中，居民家庭收入提高有助于消費結(jié)構(gòu)升級，而居民消費結(jié)構(gòu)升級又會通過多種傳導(dǎo)途徑來影響經(jīng)濟增長。長期以來，中西方經(jīng)濟學(xué)家們對此給予了廣泛關(guān)注，并且從不同的角度來考察居民消費結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長的影響。概括起來，主要有以下三種觀點：

第一種是“產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級”觀點。這種觀點認為，當(dāng)居民家庭收入水平較低時，農(nóng)產(chǎn)品消費在居民家庭總消費支出中的比重較高。隨著收入水平的提升，居民家庭對工業(yè)品和服務(wù)品的消費需求不斷增加。換言之，人均收入提高有助于居民消費結(jié)構(gòu)升級，特別是有助于產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級，而產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級會造成經(jīng)濟發(fā)展的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)從傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)向制造業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)變，進而促進大國的經(jīng)濟增長。[1]

第二種是“投資結(jié)構(gòu)變動”觀點。這種觀點認為，居民消費結(jié)構(gòu)的升級和優(yōu)化會引起我國三次產(chǎn)業(yè)的投資規(guī)模和投資結(jié)構(gòu)發(fā)生變動，從而影響經(jīng)濟增長。[2]袁樂平[3]和王首元[4]研究指出，在早期經(jīng)濟發(fā)展階段，投資增加會擠出居民消費。但是，隨著經(jīng)濟不斷發(fā)展，居民消費與投資不再是簡單的擠出關(guān)系，而是存在著擠入關(guān)系。這表明，居民消費需求增加不僅會提高社會總投資水平，而且居民消費結(jié)構(gòu)升級也會引導(dǎo)投資結(jié)構(gòu)的變動，兩者都會影響經(jīng)濟增長。進一步的研究發(fā)現(xiàn)，要想充分發(fā)揮中國城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長的促進作用，其根本途徑就是從居民消費結(jié)構(gòu)升級出發(fā)，讓投資結(jié)構(gòu)與居民消費結(jié)構(gòu)升級相適應(yīng)，扭轉(zhuǎn)居民消費結(jié)構(gòu)與投資結(jié)構(gòu)失衡的局面。

第三種是“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級”觀點。這種觀點認為，西方發(fā)達國家的居民消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是高度相關(guān)的。居民消費結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化和升級，將會引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級和調(diào)整方向。這種由居民消費結(jié)構(gòu)升級引起的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級是新產(chǎn)業(yè)替代舊產(chǎn)業(yè)的直接動因，而且由居民消費結(jié)構(gòu)升級引起的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是推動經(jīng)濟增長的重要源泉。[5]理論和實踐都表明，當(dāng)前和未來的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和優(yōu)化只有符合當(dāng)前居民家庭消費結(jié)構(gòu)升級的方向，才能充分發(fā)揮居民消費結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長的促進作用。[6]

本文在已有研究成果的基礎(chǔ)上將重點關(guān)注如下幾個問題：第一，城鎮(zhèn)居民家庭與農(nóng)村居民家庭的消費結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長的影響機制是否完全相同？第二，在全國層面上，城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)升級影響我國經(jīng)濟增長的主要傳導(dǎo)途徑是什么？是產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級，還是投資結(jié)構(gòu)變動，抑或產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級？第三，在地區(qū)層面上(特指我國東、中、西部地區(qū))，城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長的傳導(dǎo)影響與全國層面有何不同？對于這些問題的回答不僅有助于發(fā)現(xiàn)我國城鄉(xiāng)居民家庭消費結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長的主要影響機制，而且也有利于政府在制定擴大內(nèi)需的政策和措施時有的放矢，從而盡快實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展和經(jīng)濟社會現(xiàn)代化。

本文其余部分的安排如下：第二部分是中國城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)與地區(qū)經(jīng)濟增長的主要特征；第三部分是模型設(shè)定、變量選取和數(shù)據(jù)說明；第四部分是計量結(jié)果及其分析；第五部分是進一步的分析與討論；第六部分是本文的主要結(jié)論。

二、中國城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)與地區(qū)經(jīng)濟增長的主要特征

近年來，中國城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)的主要特征表現(xiàn)為居民家庭的工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例以及服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例不斷上升，而地區(qū)經(jīng)濟增長的主要特征是地區(qū)經(jīng)濟增長不平衡，具體表現(xiàn)為“東部地區(qū)經(jīng)濟增長最快、西部地區(qū)經(jīng)濟增長次之，中部地區(qū)經(jīng)濟增長最慢”的特點。由于城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)升級能夠通過產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級、投資結(jié)構(gòu)變動和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級等多種途徑來影響地區(qū)經(jīng)濟增長，因此，本文將對我國三次產(chǎn)業(yè)的投資結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的主要特征進行較為全面的刻畫。

(一)中國城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)不斷升級

從全國加總層面來看，1995年至2013年*選擇1995年而非1978年作為起始年份，是出于加總的中國城鄉(xiāng)居民家庭消費數(shù)據(jù)的可獲得性的考慮。，我國城鄉(xiāng)居民家庭工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例不斷提高。其中，城鎮(zhèn)居民家庭工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例從1995年的0.310提高到2013年的0.469，增幅超過51%；農(nóng)村居民家庭工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例從1995年的0.326上升至2013年的0.649，增幅達到99%。在同一時期，城鄉(xiāng)居民家庭服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例也在不斷增加。其中，城鎮(zhèn)居民家庭服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例從1995年的2.238增加到2013年的2.956，增幅為32%；農(nóng)村居民家庭服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例從1995年的1.163提高到2013年的1.548，增長了33%。這一結(jié)果表明，我國城鄉(xiāng)居民家庭服務(wù)品消費支出的增長率高于工業(yè)品，而工業(yè)品消費支出的增長率又高于農(nóng)產(chǎn)品，從而導(dǎo)致服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例以及工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例不斷提高。當(dāng)然，這一結(jié)果同樣表明我國城鄉(xiāng)居民家庭的消費結(jié)構(gòu)正在不斷優(yōu)化和升級。

從分地區(qū)層面來看，一方面，2000年至2012年*選擇2000年而非1978年作為起始年份，是出于分地區(qū)的中國城鄉(xiāng)居民家庭消費數(shù)據(jù)的可獲得性的考慮。，農(nóng)村居民家庭工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例在不斷提高，而城鎮(zhèn)居民家庭的相對支出比例并沒有表現(xiàn)出明顯的增長趨勢*造成這一結(jié)果的原因是，在2000年至2012年間，我國農(nóng)村居民家庭正在逐步從農(nóng)產(chǎn)品消費占主導(dǎo)的溫飽型消費模式向由工業(yè)品消費占主導(dǎo)的小康型消費模式轉(zhuǎn)變，而我國城鎮(zhèn)居民家庭在此期間已經(jīng)完成了這種消費模式的轉(zhuǎn)變，因而使得城鎮(zhèn)居民家庭工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例增長不明顯。。在西部地區(qū)，農(nóng)村居民家庭工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例從2000年的0.323飆升至2012年的0.605，增幅達87%，排在三個地區(qū)的首位；在中部地區(qū)，農(nóng)村居民家庭工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例從2000年的0.375提高到2012年的0.630，增加了68%，排在第二位；在東部地區(qū)，農(nóng)村居民家庭工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例從2000年的0.483增加到2012年的0.590，增幅只有22%，排在第三位。

另一方面，城鎮(zhèn)居民家庭服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例呈現(xiàn)出明顯的增長趨勢，而農(nóng)村居民家庭的相對支出比例并沒有表現(xiàn)出明顯的增長趨勢。*造成這一結(jié)果的原因是，在2000年至2012年間，我國城鎮(zhèn)居民家庭正在逐步從工業(yè)品消費占主導(dǎo)的小康型消費模式向由服務(wù)品消費占主導(dǎo)的享受型消費模式轉(zhuǎn)變，而我國農(nóng)村居民家庭仍然停留在工業(yè)品消費占主導(dǎo)的小康型消費模式上，因而使得農(nóng)村居民家庭服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例增長不顯著。在東部地區(qū)，城鎮(zhèn)居民家庭服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例從2002年的2.667提高到2012年的3.194，增長約20%，排在第一位；西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民家庭服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例從2002年的2.847增加到2012年的3.084，增長8.3%，排名緊隨其后；中部地區(qū)城鎮(zhèn)居民家庭服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例從2002年的2.714增加到2012年的2.876，增幅只有6%，排在最后。

(二)中國地區(qū)經(jīng)濟非平衡增長

改革開放以來，我國東、中、西部地區(qū)的經(jīng)濟增長始終呈現(xiàn)非平衡性特征，具體表現(xiàn)為“東部地區(qū)經(jīng)濟增長最快、西部地區(qū)經(jīng)濟增長次之，中部地區(qū)經(jīng)濟增長最慢”的基本格局。1979年至2013年，東部地區(qū)經(jīng)歷了超高速增長，實際GDP增長率的平均值是11.56%，遠遠超出其他兩個地區(qū)。其中，東部地區(qū)實際GDP增長率的最高值是1992年的19.17%，最低值是1989年的4.08%。在同一時期，西部地區(qū)實際GDP增長率的最高值是15.31%(1984年)，最低值是5.02%(1989年)，平均值是10.49%，比東部地區(qū)低1.07個百分點。中部地區(qū)實際GDP增長率的最高值出現(xiàn)在1984年，為15.14%，最低值出現(xiàn)在1990年，為4.40%，平均值是10.38%，比西部地區(qū)低0.11個百分點。

雖然從整體上看，東部地區(qū)的實際GDP增長率明顯高于其他兩個地區(qū)，但是自2008年以來，我國東部地區(qū)的實際GDP增長率急劇下降，此后連續(xù)6年的實際GDP增長率都低于中西部地區(qū)。具體表現(xiàn)為：東部地區(qū)實際GDP增長率從2008年的11.57%下降至2013年的9.24%，整體降幅為2.33個百分點；中部地區(qū)實際GDP增長率從2008年的12.70%下降到2013年的9.36%。在同一時期，西部地區(qū)實際GDP增長率從12.65%下降到9.94%。

(三)中國三次產(chǎn)業(yè)的投資結(jié)構(gòu)變動劇烈

從長期來看，一方面，投資需求是居民消費需求派生出來的一種引致需求，投資結(jié)構(gòu)受到居民消費結(jié)構(gòu)變動的影響。換言之，居民消費結(jié)構(gòu)升級能夠通過三次產(chǎn)業(yè)的投資結(jié)構(gòu)變動來影響經(jīng)濟增長。2004年至2012年，我國中部地區(qū)和西部地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)投資額與第一產(chǎn)業(yè)投資額之比不斷增加，前者從10.83增加到12.37，增幅達14%；后者從9.23增加到11.21，增幅為21%。這表明，中西部地區(qū)在第二產(chǎn)業(yè)上的投資增速超出了第一產(chǎn)業(yè)的投資增速，從而使得第二產(chǎn)業(yè)投資額與第一產(chǎn)業(yè)投資額之比不斷增加。然而，東部地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)投資額與第一產(chǎn)業(yè)投資額在2004年至2012年卻表現(xiàn)出先上升后下降的“倒V型”特征，最高值為2007年的27.48，最低值為2012年的19.10。

另一方面，東部地區(qū)和西部地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)投資額與第二產(chǎn)業(yè)投資額之比呈現(xiàn)出相似的“V型”特征。其中，東部地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)投資額與第二產(chǎn)業(yè)投資額之比從2004年的1.31下降到2006年的1.14，此后逐漸提升并在2012年達到1.35。西部地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)投資額與第二產(chǎn)業(yè)投資額之比從2004年的1.56下降到2008年的1.26，此后逐漸增加并在2012年達到1.35。然而，中部地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)投資額與第二產(chǎn)業(yè)投資額之比卻在2004年至2012年持續(xù)下降，從2004年的最高值1.35下降至2012年的最低值0.95，整體降幅超過30%。

(四)中國三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化和升級

理論和實踐表明，由城鄉(xiāng)居民家庭消費結(jié)構(gòu)升級引起的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級和三次產(chǎn)業(yè)的投資結(jié)構(gòu)變動將會推動我國三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級又會促進經(jīng)濟增長。*本文采用三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占比來衡量三次產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)變動。

從全國加總層面來看，我國第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占比從1978年的28.19%下降到2013年的10%，總體降幅達18.19個百分點。第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占比基本維持在40%至50%。第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比大幅提升，從1978年的23.94%增加到2013年的46.10%，總增幅達22.16個百分點，這表明我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在不斷優(yōu)化和升級。

從分地區(qū)層面來看，東、中、西部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比在2004年至2012年間持續(xù)上升，這表明3個地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增速高于第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值增速。其中，東部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比從2004年的5.725增加到2012年的7.547，增加了32%。中部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比從2004年的2.560增加到2012年的4.210，增幅為64%。西部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比從2004年的2.18增加到2012年的3.98，增幅達83%，排在首位。

中部地區(qū)和西部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比在不斷下降，而東部地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比卻呈上升趨勢。2004年至2012年，中部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比從0.822下降到0.684，降低了17%。同一時期，西部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比從0.973回落到0.744，下降24%。東部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比則持續(xù)上升，從0.807增加到0.941，增幅為17%。這表明，在東部地區(qū)，服務(wù)業(yè)發(fā)展較為迅猛，第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值增速遠遠快于第二產(chǎn)業(yè)；但在中西部地區(qū)，由于服務(wù)業(yè)發(fā)展滯后，第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值增速慢于第二產(chǎn)業(yè)，最終導(dǎo)致東部地區(qū)與中西部地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比呈現(xiàn)出截然不同的特征。

三、模型設(shè)定、變量選取和數(shù)據(jù)說明

(一)模型設(shè)定

考慮到我國城鄉(xiāng)居民家庭八大類商品與服務(wù)消費數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取2004年至2012年中國30個省、自治區(qū)和直轄市(西藏和港澳臺地區(qū)除外)的面板數(shù)據(jù)來進行實證研究。*與省際層面的城鄉(xiāng)居民家庭消費數(shù)據(jù)相比，我國數(shù)量龐大的地級市和縣級市的城鄉(xiāng)居民家庭消費數(shù)據(jù)所包含的信息量更為豐富，而且如果能夠采用地級市和縣級市的居民家庭消費數(shù)據(jù)來研究，將會得到更加穩(wěn)健的計量結(jié)果。然而，由于我國地級市和縣級市的居民家庭八大類商品與服務(wù)消費數(shù)據(jù)缺失嚴重，無法支撐本文的實證研究，所以，我們?nèi)匀徊捎昧耸‰H層面的居民家庭消費數(shù)據(jù)。

本文通過構(gòu)建一個靜態(tài)的面板計量模型來分別考察由城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)升級引起的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級對我國農(nóng)業(yè)、制造業(yè)和服務(wù)業(yè)經(jīng)濟增長的影響。計量模型的具體表達式為：

+εi,t

(1)

(二)變量選取和數(shù)據(jù)說明

1.被解釋變量

本文的被解釋變量一共有三個，分別是30個省、自治區(qū)和直轄市(西藏和港澳臺地區(qū)除外)的農(nóng)業(yè)實際GDP增長率、制造業(yè)實際GDP增長率和服務(wù)業(yè)實際GDP增長率。

關(guān)于實際GDP增長率的計算方法如下：首先，從國家統(tǒng)計局和各省統(tǒng)計局公布的統(tǒng)計數(shù)據(jù)中獲得30個省、自治區(qū)和直轄市農(nóng)業(yè)、制造業(yè)和服務(wù)業(yè)的環(huán)比GDP指數(shù)。然后，采用每年的環(huán)比GDP指數(shù)減去100，從而得到2004年至2012年農(nóng)業(yè)、制造業(yè)和服務(wù)業(yè)的實際GDP增長率。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量主要有四個，分別是：城鎮(zhèn)居民家庭和農(nóng)村居民家庭工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例，城鎮(zhèn)居民家庭和農(nóng)村居民家庭服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例。

關(guān)于四個核心解釋變量的計算方法如下：首先，從國家統(tǒng)計局和各省統(tǒng)計局獲得2004年至2012年30個省、自治區(qū)和直轄市的城鎮(zhèn)居民家庭在食品、居住、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通和通信、教育文化娛樂服務(wù)、雜項商品和服務(wù)、衣著等八大類商品與服務(wù)的人均消費支出。其次，將城鎮(zhèn)居民家庭的人均農(nóng)產(chǎn)品消費支出定義為人均食品消費支出；將人均工業(yè)品消費支出定義為居住與家庭設(shè)備用品及服務(wù)的人均消費支出的總和；將人均服務(wù)品消費支出定義為其余五大類商品與服務(wù)的人均消費支出的總和。接著，用城鎮(zhèn)人口數(shù)(單位是萬人)乘以城鎮(zhèn)居民家庭在農(nóng)產(chǎn)品、工業(yè)品和服務(wù)品上的人均消費支出，得到城鎮(zhèn)居民家庭在農(nóng)產(chǎn)品、工業(yè)品和服務(wù)品上的消費支出。

采用相同的處理方法，本文定義農(nóng)村居民家庭在農(nóng)產(chǎn)品上的人均消費支出等于人均食品消費支出；人均工業(yè)品消費支出等于居住和家庭設(shè)備用品及服務(wù)的人均消費支出的總和；將人均服務(wù)品消費支出定義為其余五大類商品與服務(wù)的人均消費支出的總和。然后，采用鄉(xiāng)村人口數(shù)乘以農(nóng)村居民家庭在農(nóng)產(chǎn)品、工業(yè)品和服務(wù)品上的人均消費支出，可以計算得到2004年至2012年我國30個省、自治區(qū)和直轄市的農(nóng)村居民家庭在農(nóng)產(chǎn)品、工業(yè)品和服務(wù)品上的消費支出。

由于上述計算得到的城鎮(zhèn)居民家庭和農(nóng)村居民家庭在農(nóng)產(chǎn)品、工業(yè)品和服務(wù)品上的消費支出都是名義值，所以要采用CPI指數(shù)進行折算才能得到實際值。我們采用居民家庭消費支出的名義值除以定基的CPI指數(shù)(即以2004年=100)，從而得到2004年至2012年城鎮(zhèn)居民家庭和農(nóng)村居民家庭在農(nóng)產(chǎn)品、工業(yè)品和服務(wù)品上的實際消費支出。最后通過計算得到城鎮(zhèn)居民家庭和農(nóng)村居民家庭工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例，以及城鎮(zhèn)居民家庭和農(nóng)村居民家庭服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例的數(shù)據(jù)。

3.控制變量

本文的控制變量有四個，分別是：第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比、第二產(chǎn)業(yè)投資額與第一產(chǎn)業(yè)投資額之比、第三產(chǎn)業(yè)投資額與第二產(chǎn)業(yè)投資額之比。前兩個控制變量被用來表示由居民消費結(jié)構(gòu)升級引起的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，后兩個控制變量被用來表示由居民消費結(jié)構(gòu)升級引起的投資結(jié)構(gòu)變化。

上述四個控制變量的計算方法如下：首先，從國家統(tǒng)計局和各省統(tǒng)計局獲得2004年至2012年全國30個省、自治區(qū)和直轄市(西藏和港澳臺地區(qū)除外)三次產(chǎn)業(yè)的名義GDP，以及三次產(chǎn)業(yè)的定基GDP指數(shù)(即以2004年=100)。其次，采用三次產(chǎn)業(yè)的名義GDP除以定基GDP指數(shù)，折算得到30個省、自治區(qū)和直轄市的三次產(chǎn)業(yè)實際GDP。最后通過計算得到30個省、自治區(qū)和直轄市的第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比。

另外，本文從國家統(tǒng)計局和各省統(tǒng)計局獲得我國分行業(yè)的全社會固定資產(chǎn)投資完成額，并且將農(nóng)、林、牧、漁業(yè)的全社會固定資產(chǎn)投資的總和定義為第一產(chǎn)業(yè)的名義投資額；將采礦業(yè)，制造業(yè)，電力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，建筑業(yè)這4個行業(yè)的全社會固定資產(chǎn)投資額的總和定義為第二產(chǎn)業(yè)的名義投資額；將交通運輸、倉儲和郵政業(yè)，信息傳輸、計算機服務(wù)業(yè)和軟件業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)，住宿和餐飲業(yè)，金融業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)，水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)，居民服務(wù)和其他服務(wù)業(yè)，教育，衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)，文化、體育和娛樂業(yè)，公共管理和社會組織這14個行業(yè)的全社會固定資產(chǎn)投資額的總和定義為第三產(chǎn)業(yè)的名義投資額。隨后，根據(jù)國家統(tǒng)計局和各省統(tǒng)計局公布的定基固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)(即以2004年=100)，將30個省、自治區(qū)和直轄市三次產(chǎn)業(yè)名義投資額折算成實際投資額。表1是各個變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1 各個變量的描述性統(tǒng)計

注：MI/AI代表第二產(chǎn)業(yè)投資額與第一產(chǎn)業(yè)投資額之比，SI/MI代表第三產(chǎn)業(yè)投資額與第二產(chǎn)業(yè)投資額之比，GDPM/GDPA代表第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比，GDPS/GDPM代表第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比。其他符號與上文中的定義完全一致。

四、計量結(jié)果及其分析

本文分別建立固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)的靜態(tài)面板計量模型來考察由城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)升級引起的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化對農(nóng)業(yè)、制造業(yè)和服務(wù)業(yè)經(jīng)濟增長的影響，模型的計量回歸結(jié)果見表2和表3。

表2 固定效應(yīng)模型的計量回歸結(jié)果(全國層面)

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，估計系數(shù)括號內(nèi)為相應(yīng)的p值。

由表2可知，模型1中回歸得到F統(tǒng)計量的P值接近0.04，表明該模型回歸得到的方程整體上是顯著的。在10%顯著性水平上，umc/uac和rmc/rac的回歸系數(shù)都小于零，表明由城鄉(xiāng)居民

表3 隨機效應(yīng)模型的計量回歸結(jié)果(全國層面)

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，估計系數(shù)括號內(nèi)為相應(yīng)的p值。

消費結(jié)構(gòu)升級引起的工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例上升將會降低農(nóng)業(yè)的實際GDP增長率。當(dāng)城鎮(zhèn)居民家庭工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例提高1個百分點時，則農(nóng)業(yè)的實際GDP增長率將降低11.32個百分點；當(dāng)農(nóng)村居民家庭工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例提高1個百分點時，則農(nóng)業(yè)的實際GDP增長率將降低5.93個百分點。這一結(jié)果與理論預(yù)期基本一致。這是因為，在以需求為導(dǎo)向的市場經(jīng)濟條件下，城鄉(xiāng)居民家庭對農(nóng)產(chǎn)品的消費需求降低將會導(dǎo)致農(nóng)業(yè)的實際GDP增速放緩。同時，根據(jù)模型1的回歸結(jié)果可知，在10%的顯著性水平上，由城鄉(xiāng)居民家庭消費結(jié)構(gòu)升級引起的服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例上升無法顯著影響農(nóng)業(yè)的實際GDP增長率。

模型2中回歸得到F統(tǒng)計量的P值等于0.013，表明該模型回歸得到的方程整體上是顯著的。在10%顯著性水平上，由城鎮(zhèn)居民家庭消費結(jié)構(gòu)升級引起的工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例提高1個百分點時，制造業(yè)的實際GDP增長率將提高14.99個百分點；當(dāng)農(nóng)村居民家庭工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例提高1個百分點時，制造業(yè)的實際GDP增長率卻會降低6.95個百分點。但是從總體來看，當(dāng)城鄉(xiāng)居民家庭工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例同時提高1個百分點時，制造業(yè)的實際GDP增長率將會提高8.04個百分點。換言之，城鄉(xiāng)居民家庭在工業(yè)品和農(nóng)產(chǎn)品上的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級會明顯促進我國制造業(yè)的經(jīng)濟增長。進一步分析可知，在10%的顯著性水平上，城鄉(xiāng)居民家庭的服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例變動無法顯著影響制造業(yè)的實際GDP增長率。

由于模型3中回歸得到F統(tǒng)計量的P值等于0.249，表明該模型回歸得到的方程整體上是不顯著的，因此，我們在后續(xù)的研究中，重點考察城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)升級對農(nóng)業(yè)和制造業(yè)的實際GDP增長率的影響。

通過表2和3的回歸結(jié)果可知，研究城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)升級影響經(jīng)濟增長的面板計量模型既可以建立固定效應(yīng)模型，也可以建立隨機效應(yīng)模型。但是，到底哪種模型更適合分析中國經(jīng)濟增長的情況，必須要通過Hausman檢驗來判斷。

Hausman檢驗的原假設(shè)(H0)是建立隨機效應(yīng)模型，它的對立假設(shè)(H1)是建立固定效應(yīng)模型。[7]Hausman檢驗的統(tǒng)計量為：

(2)

通過Stata12.0軟件計算可以得到，Hausman統(tǒng)計量為7.82，相應(yīng)的p值為0.098 5。*這里采用默認設(shè)置，即不包括常數(shù)項的Hausman檢驗。在10%顯著性水平上，拒絕原假設(shè)，因而選擇固定效應(yīng)模型。

五、進一步分析與討論

我們將在固定效應(yīng)的靜態(tài)面板計量模型中，加入不同的控制變量，考察城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)升級能否通過投資結(jié)構(gòu)變化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級等途徑來影響農(nóng)業(yè)和制造業(yè)的實際GDP增長率。具體的計量回歸結(jié)果如表4所示。

表4 加入控制變量后的回歸結(jié)果(全國層面)

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，估計系數(shù)括號內(nèi)為相應(yīng)的p值。

模型8引入了由城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)升級引起的投資結(jié)構(gòu)變化。在10%顯著性水平上，城鎮(zhèn)居民家庭和農(nóng)村居民家庭工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例提高1個百分點時，將會導(dǎo)致農(nóng)業(yè)部門實際GDP增長率分別降低11.85個百分點和6.22個百分點。城鄉(xiāng)居民家庭服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例提高無法顯著影響農(nóng)業(yè)的實際GDP增長率。第二產(chǎn)業(yè)投資額與第一產(chǎn)業(yè)投資額之比提高1個百分點，將會使得農(nóng)業(yè)的實際GDP增長率降低0.01個百分點；而第三產(chǎn)業(yè)投資額與第二產(chǎn)業(yè)投資額之比提高1個百分點時，農(nóng)業(yè)的實際GDP增長率將會提高0.46個百分點。這一結(jié)果表明，我國城鄉(xiāng)居民家庭消費結(jié)構(gòu)升級不僅能夠通過產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級來影響農(nóng)業(yè)的經(jīng)濟增長，而且也能通過改變?nèi)萎a(chǎn)業(yè)的投資結(jié)構(gòu)來影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。

模型9引入了由居民消費結(jié)構(gòu)升級引起的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。在10%顯著性水平上，農(nóng)村居民家庭工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例提高1個百分點，則農(nóng)業(yè)的實際GDP增長率下降5.11個百分點。而城鎮(zhèn)居民家庭的工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例，城鄉(xiāng)居民家庭服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例，以及農(nóng)業(yè)部門、制造業(yè)部門與服務(wù)業(yè)部門的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動都無法顯著影響農(nóng)業(yè)的實際GDP增長率。

模型10的回歸結(jié)果顯示：同時引入投資結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)這兩組控制變量，只有城鄉(xiāng)居民家庭工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例變動會顯著影響農(nóng)業(yè)的實際GDP增長率，而且兩者對農(nóng)業(yè)實際GDP增長率的影響都是負的。這再次表明，我國城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)升級只能通過產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化和投資結(jié)構(gòu)變化來影響農(nóng)業(yè)的經(jīng)濟增長，而不能通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來影響農(nóng)業(yè)的經(jīng)濟增長。

在10%顯著性水平上，模型12的回歸結(jié)果表明，城鎮(zhèn)居民家庭在工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品上的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級能夠明顯促進第二產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟增長。但農(nóng)村居民家庭在工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品上的消費結(jié)構(gòu)升級卻會抑制第二產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟增長。城鎮(zhèn)居民家庭消費結(jié)構(gòu)升級對第二產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的正面影響遠遠大于農(nóng)村居民家庭消費結(jié)構(gòu)升級所造成的負面影響，因而使得兩者的凈效應(yīng)為正。同時，由城鄉(xiāng)居民家庭消費結(jié)構(gòu)升級引起的投資結(jié)構(gòu)變化也會明顯影響第二產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟增長。特別是當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)投資額與第二產(chǎn)業(yè)投資額之比上升時，以服務(wù)業(yè)為主的投資導(dǎo)向?qū)种浦圃鞓I(yè)的增長。

模型13和14的回歸結(jié)果表明，在10%顯著性水平上，城鄉(xiāng)居民家庭在工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品上的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級能夠促進制造業(yè)的經(jīng)濟增長。但農(nóng)村居民家庭服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例提高，以及第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比提高都會抑制制造業(yè)的實際GDP增長率。

進一步，本文以農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長為考察對象*這里的分析方法同樣適用于分析我國制造業(yè)的經(jīng)濟增長問題。，繼續(xù)采用固定效應(yīng)模型來考察我國東、中、西部地區(qū)城鄉(xiāng)居民家庭消費結(jié)構(gòu)升級對我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的傳導(dǎo)影響，并比較分地區(qū)的回歸結(jié)果與全國層面的回歸結(jié)果有何不同。分地區(qū)的計量回歸結(jié)果見表5。

在東部地區(qū)，城鎮(zhèn)居民家庭和農(nóng)村居民家庭工業(yè)品和農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例提高會抑制農(nóng)業(yè)的實際GDP增長率，而且城鎮(zhèn)居民家庭產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的負向影響是農(nóng)村居民家庭的4倍。此外，由城鄉(xiāng)居民家庭消費結(jié)構(gòu)升級引起的投資結(jié)構(gòu)變動和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級都無法顯著影響農(nóng)業(yè)的經(jīng)濟增長。

在中部地區(qū)，城鎮(zhèn)居民家庭工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例變動，以及服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出變動都無法影響農(nóng)業(yè)的實際GDP增長率。但農(nóng)村居民家庭工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例變動，以及服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出變動卻能夠顯著影響農(nóng)業(yè)的實際GDP增長率。此外，第二產(chǎn)業(yè)投資額與第一產(chǎn)業(yè)投資額之比提高會降低我國農(nóng)業(yè)的實際GDP增長率。

表5 分地區(qū)的計量回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。估計系數(shù)括號內(nèi)為p值。

在西部地區(qū)，城鄉(xiāng)居民家庭工業(yè)品與農(nóng)業(yè)品消費的相對支出比例變動，以及城鎮(zhèn)居民家庭服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例變動都無法改變農(nóng)業(yè)的實際GDP增長率。但是，農(nóng)村居民服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例變動卻能夠明顯促進農(nóng)業(yè)的實際GDP增長率。當(dāng)然，由城鄉(xiāng)居民家庭消費結(jié)構(gòu)升級引起的投資結(jié)構(gòu)變動和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級也能夠影響農(nóng)業(yè)的實際GDP增長率。

六、主要結(jié)論

我們采用2004年至2012年除西藏和港澳臺地區(qū)之外30個省、自治區(qū)和直轄市的面板數(shù)據(jù)，分別采用居民家庭工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例上升和服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例上升這兩種方式來考察居民消費結(jié)構(gòu)升級。同時，分別從產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化、投資結(jié)構(gòu)變化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級這三條傳導(dǎo)途徑，建立固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)模型來考察城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)升級對我國農(nóng)業(yè)、制造業(yè)、服務(wù)業(yè)經(jīng)濟增長的影響機制。本文的主要結(jié)論如下：

從全國加總的回歸結(jié)果來看，當(dāng)采用城鄉(xiāng)居民家庭工業(yè)品與農(nóng)業(yè)品消費的相對支出比例增加來考察居民消費結(jié)構(gòu)升級時，居民消費結(jié)構(gòu)升級與農(nóng)業(yè)增長率呈負相關(guān)關(guān)系，與制造業(yè)增長率呈正相關(guān)關(guān)系，但與服務(wù)業(yè)增長率沒有明顯的相關(guān)性。同時，居民消費結(jié)構(gòu)升級只能通過產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級這兩條傳導(dǎo)途徑來影響農(nóng)業(yè)與制造業(yè)的增長率。當(dāng)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化提升1個百分點時，農(nóng)業(yè)增長率將降低約17個百分點，制造業(yè)增長率將增加約9個百分點。當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級1個百分點時，制造業(yè)增長率將降低0.15個百分點，而農(nóng)業(yè)增長率基本不受影響。這一結(jié)果表明“當(dāng)前我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和優(yōu)化是導(dǎo)致農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增速放緩”的觀點是片面的。

當(dāng)采用城鄉(xiāng)居民家庭服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例提高來考察居民消費結(jié)構(gòu)升級時，居民消費結(jié)構(gòu)升級只能通過投資結(jié)構(gòu)變動這一傳導(dǎo)途徑來影響農(nóng)業(yè)和制造業(yè)的增長率。當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)投資額與第二產(chǎn)業(yè)投資額之比提升1個百分點時，農(nóng)業(yè)增長率將增加0.46個百分點，制造業(yè)增長率將降低0.91個百分點。

從分地區(qū)的回歸結(jié)果來看，當(dāng)采用城鄉(xiāng)居民家庭工業(yè)品與農(nóng)業(yè)品消費的相對支出比例增加來考察居民消費結(jié)構(gòu)升級時，居民消費結(jié)構(gòu)能夠通過產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化、投資結(jié)構(gòu)變動和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級這三條傳導(dǎo)途徑來影響農(nóng)業(yè)的實際GDP增長率。其中，當(dāng)城鄉(xiāng)居民消費的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級提高1個百分點時，東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)增長率將降低約25個百分點，中部地區(qū)的農(nóng)業(yè)增長率降低約14個百分點，西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)增長率變化并不顯著。當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)投資額與第一產(chǎn)業(yè)投資額之比提高1個百分點時，東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)增長率不受影響，中部地區(qū)的農(nóng)業(yè)增長率將降低2.8個百分點，西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)增長率將提高0.12個百分點。當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級提高1個百分點時，東部地區(qū)和中部地區(qū)的農(nóng)業(yè)增長率幾乎不受影響，而西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)增長率將降低0.4個百分點。

當(dāng)采用城鄉(xiāng)居民家庭服務(wù)品與工業(yè)品消費的相對支出比例提高來考察居民消費結(jié)構(gòu)升級時，居民消費結(jié)構(gòu)升級能夠通過產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化這一傳導(dǎo)途徑，而非產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和投資結(jié)構(gòu)變化這兩條傳導(dǎo)途徑來影響農(nóng)業(yè)的經(jīng)濟增長率。當(dāng)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化提高1個百分點時，中部地區(qū)的農(nóng)業(yè)增長率降低4個百分點，而西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)增長率會提高約1.7個百分點。

根據(jù)上述計量回歸結(jié)果，我們認為保持我國當(dāng)前和未來經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定、健康和諧發(fā)展的政策著力點在于：1.不斷拓寬城鄉(xiāng)居民家庭增收的渠道，提高城鄉(xiāng)居民家庭的消費能力，加快居民消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級；2.增加服務(wù)業(yè)領(lǐng)域的投資，大力推進現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展，提高服務(wù)品消費在居民家庭總消費支出中的比重；3.大力發(fā)展現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)建設(shè)，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型和升級。

[1] N.L.Stokey.“Learning by Doing and the Introduction of New Goods”.JournalofPoliticalEconomy,1988,96(4):701-717;C.Echevarria.“Changes in Sectoral Composition Associated with Economic Growth”.InternationalEconomicReview,1997,38(2):431-452;Kongsamut,P.,Rebelo,S.,and D.Xie.“Beyond Balanced Growth”.TheReviewofEconomicStudies,2001,68(4):869-882;Foellmi,R.,and J.Zweimüller.“Structural Change,Engel’s Consumption Cycles and Kaldor’s Facts of Economic Growth”.JournalofMonetaryEconomics,2008,55(7):1317-1328;李尚驁、龔六堂：《非一致性偏好、內(nèi)生偏好結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變遷》，載《經(jīng)濟研究》，2012(7)；Buera,F.J.,and J.P.Kaboski.“Can Traditional Theories of Structural Change Fit the Sata?”.JournaloftheEuropeanEconomicAssociation，2009，7(2-3):469-477;Buera,F.J.,and J.P.Kaboski.“Scale and the Origins of Structural Change”.JournalofEconomicTheory,2012,147(2):684-712.

[2] 吳忠群：《中國經(jīng)濟增長中消費和投資的確定》，載《中國社會科學(xué)》，2002(3)；李占風(fēng)、袁知英：《我國消費、投資、凈出口與經(jīng)濟增長》，載《統(tǒng)計研究》，2009(2)。

[3] 袁樂平：《消費與投資關(guān)系的理論模型的整合》，載《消費經(jīng)濟》，2008(4)。

[4] 王首元：《居民消費、政府消費與投資均衡關(guān)系的一個新模型——基于比例效用理論視角》，載《貴州財經(jīng)大學(xué)學(xué)報》，2013(6)。

[5] 黃茂興、李軍軍：《技術(shù)選擇、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長》，載《經(jīng)濟研究》，2009(7)；干春暉、鄭若谷：《改革開放以來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進與生產(chǎn)率增長研究——對中國1978—2007年“結(jié)構(gòu)紅利假說”的檢驗》，載《中國工業(yè)經(jīng)濟》，2009(2);余文鑫：《居民消費行為變遷與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整》，載《中共福建省委黨校學(xué)報》，2011(11)。

[6] 石奇、尹敬東、呂磷：《消費升級對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響》，載《產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究》，2009(6);陳海波、朱華麗、劉潔：《江蘇居民消費結(jié)構(gòu)變動對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響的協(xié)整分析》，載《工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟》，2012(2)。

[7] 方福前：《中國居民消費需求不足原因研究——基于中國城鄉(xiāng)分省數(shù)據(jù)》，載《中國社會科學(xué)》，2009(2)。

(責(zé)任編輯 武京閩)

The Impacts of Urban and Rural Household Consumption Upgrade on Economic Growth in China

YU Jian，F(xiàn)ANG Fu-qian

(School of Economics,Renmin University of China,Beijing 100872)

This paper draws on Chinese household consumption panel data from urban and rural areas across thirty provinces,autonomous regions and municipalities over the period 2004—2012,to investigate the impacts of urban and rural household consumption upgrade on economic growth in China.The empirical results show that when the consumption upgrade is defined as the enlargement of relative consumption between industrial and agricultural goods,it can promote economic growth in industry while decrease that in agriculture.However,household consumption upgrade fails to influence the economic growth rate in agriculture via the industrial structural upgrade,which in turn implies the limited explanation power of hypothesis that the change in industrial structure is the main reason depressing the economics growth in agriculture.Furthermore,when the enlargement of relative consumption between service and manufacture goods is employed to characterize the consumption upgrade,household consumption structure will affect the economic growth in agriculture and industry only through the changes in investment structure rather than the changes in products structure and industrial structure.

household consumption upgrade;economic growth;transmission mechanism

國家社會科學(xué)基金重點項目“我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整的路徑與梯次研究”(11AZD037)

俞劍：中國人民大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院博士研究生；方福前：經(jīng)濟學(xué)博士，中國人民大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師(北京 100872)