吳晨宇

關鍵詞：消費結構優(yōu)化;產(chǎn)業(yè)結構升級;灰色關聯(lián)分析;GMM動態(tài)面板

中圖分類號：F713.50 文獻標識碼：A

收錄日期：2019年3月24日

自改革開放以來，我國經(jīng)濟發(fā)展十分迅猛。在這樣的背景下，消費結構和產(chǎn)業(yè)結構也發(fā)生著變化。我國二三產(chǎn)業(yè)增加值占總產(chǎn)值的比重不斷增加。隨著居民收入水平和生活水平的提高，我國的恩格爾系數(shù)處于下降趨勢。據(jù)中國統(tǒng)計局顯示，中國2017年恩格爾系數(shù)首次低于30%，已步入最富裕國家行列。為探究居民消費結構與產(chǎn)業(yè)結構之間的關系，本文應用灰色關聯(lián)模型和GMM動態(tài)面板模型，定性以及定量分析了兩者之間的關系，以期為我國產(chǎn)業(yè)結構升級提供有價值的參考。

一、文獻綜述

關于居民消費結構和產(chǎn)業(yè)結構之間關系的研究，大多數(shù)學者著眼于以下兩個方面：一方面認為居民消費結構和產(chǎn)業(yè)結構兩者相互影響相互促進。孟范昆（2012）認為，我國消費結構優(yōu)化和產(chǎn)業(yè)結構升級相互促進，但存在著省際城鄉(xiāng)差異。王芳（2018）利用省際面板數(shù)據(jù)，得出了居民消費結構中介效應在全國都存在但存在著地區(qū)差異;另一方面部分學者認為居民消費結構和產(chǎn)業(yè)結構升級之間只存在單方面效應。宋奇成（2015）認為我國農(nóng)村居民消費是促進第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因。吳瑾（2017）研究表明，消費結構影響并決定產(chǎn)業(yè)結構，消費結構合理才能推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，消費結構滯后會阻礙產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。本文在借鑒上述學者的研究成果之外，運用灰色關聯(lián)度分析以及GMM動態(tài)面板模型，研究恩格爾系數(shù)與產(chǎn)業(yè)結構的相關關系，并給出了定性以及定量的表述。

二、指標選取與數(shù)據(jù)獲取

（一）灰色關聯(lián)分析?；疑P聯(lián)分析通過分析系統(tǒng)中序列的幾何相似程度來判斷相關關系的密切性。具體計算過程如下：

由上述實證結果得知，我國恩格爾系數(shù)與第三產(chǎn)業(yè)增加值占總產(chǎn)值比重的幾何相似性較高，與第二產(chǎn)業(yè)增加值、第一產(chǎn)業(yè)增加值所占比重序列的相似性次之。具體來說，恩格爾系數(shù)序列的變化與第三產(chǎn)業(yè)占比序列更具協(xié)同效應，與第二產(chǎn)業(yè)占比的效應排在第二位;當恩格爾系數(shù)降低時，第三產(chǎn)業(yè)增加值受益最大，其次是第二產(chǎn)業(yè)增加值，即實現(xiàn)了三大產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化調整。

（二）全國面板回歸結果與分析。考慮到模型可能產(chǎn)生內生性遺漏，廣義矩估計（GMM）方法用于估計研究設計給出的測量模型。首先，對模型進行Sargan檢驗，采用Hansen來檢驗判斷所選取的變量是否合理。結果顯示過度識別檢驗大于0.05，因此接受原假設，該結果說明所選的工具變量均為有效工具變量，回歸結果如表3所示。（表3）

由表3的估計結果可見：前一年度的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化率在0.1%的顯著性水平上影響本年度的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化率，前一年產(chǎn)業(yè)結構每優(yōu)化1%，本年產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化水平提高0.9655%，說明本期產(chǎn)業(yè)結構對上期產(chǎn)業(yè)結構具有很強的依賴性。產(chǎn)業(yè)結構升級是一個動態(tài)化的過程。因此，應用動態(tài)面板模型比靜態(tài)面板模型更適合說明這一現(xiàn)象，驗證了本文模型選擇的準確性。

恩格爾系數(shù)在1%的顯著水平上負向影響產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化率，即恩格爾系數(shù)每降低1%，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化率提高0.0126%。這與灰色關聯(lián)分析的結果一致，恩格爾系數(shù)的降低會帶動我國二三產(chǎn)業(yè)增加值更快速地增加，從而二三產(chǎn)業(yè)增加值占總產(chǎn)值的比重將會上升，這意味著產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化。

另外，Sargan檢驗p=0.0658，可以在5%的顯著性水平上接受“所有工具變量都有效的原假設”，這表明可以進行GMM系統(tǒng)估計。

金融機構貸款額的影響系數(shù)顯著為正，說明銀行貸款額和非銀行金融機構貸款額的增加會促進二三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而提高產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化率。金融發(fā)展的影響系數(shù)為負，說明金融機構貸款占總GDP的比重越低金融發(fā)展越健康，從而第二、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展更為迅猛。

四、政策建議

本文就關于信息化發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構調整的相關文獻進行了綜述，在此基礎上展開實證研究。總結所得結論，并提出政策建議。

我國作為一個發(fā)展中大國，可以調整收入分配結構以拉動消費。一是相關部門在提高居民收入水平的同時，縮小貧富差距，為消費結構優(yōu)化創(chuàng)造條件;二是政府可以鼓勵新的消費方式和消費熱點的產(chǎn)生并予以引導，逐步解除和優(yōu)化限制居民消費的政策，積極完善有利于鼓勵居民消費的政策。

主要參考文獻：

[1]孟范昆，劉東皇.消費結構升級與產(chǎn)業(yè)結構升級互動關系實證研究[J].商業(yè)時代，2012（32）.

[2]王芳，胡立君.居民消費結構在城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化中的傳導作用[J].中南財經(jīng)政法大學學報，2018（6）.

[3]宋奇成.重慶農(nóng)村居民消費與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展關系的實證研究[J].重慶理工大學學報（社會科學），2015（3）.

[4]吳瑾.居民消費結構、產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長[J].經(jīng)濟問題探索，2017（12）.