產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化與消費(fèi)率的長期關(guān)系及對(duì)中國的啟示
——基于跨國數(shù)據(jù)的面板協(xié)整分析

張 捷，沈 鴻

（暨南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 廣州 510632）

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化與消費(fèi)率的長期關(guān)系及對(duì)中國的啟示
——基于跨國數(shù)據(jù)的面板協(xié)整分析

張 捷，沈 鴻

（暨南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 廣州 510632）

與發(fā)達(dá)國家和多數(shù)發(fā)展中國家相比，我國宏觀經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化程度和消費(fèi)率均較低的局面。本文以 82個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，按國民收入高低分為四組，進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和回歸分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，二者之間的長期穩(wěn)定關(guān)系是存在的，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化程度與國內(nèi)消費(fèi)率顯著正相關(guān)。中國等上中等收入國家的這一關(guān)系尤為明顯。因此，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上促進(jìn)服務(wù)化程度的提高，大力發(fā)展服務(wù)業(yè)，對(duì)于緩解國內(nèi)消費(fèi)長期不足的局面具有重要意義。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化；消費(fèi)率；面板協(xié)整

一、引 言

改革開放30多年來，在保持10%左右的經(jīng)濟(jì)增長速度的同時(shí)，我國國民經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也發(fā)生了顯著變化。三次產(chǎn)業(yè)占GDP的比重從1978年的28.2%、47.9%、23.9%發(fā)展到2013年的10.0%、43.9%和46.1%。其中，第二產(chǎn)業(yè)比重變化不大，始終保持在50%左右的較高水平，第一產(chǎn)業(yè)比重明顯下降，第三產(chǎn)業(yè)比重顯著上升，逐漸接近和超過第二產(chǎn)業(yè)的比重（見圖1）。但是在全球范圍的比較中，我國第三產(chǎn)業(yè)比重仍然處于較低水平。表1顯示，發(fā)達(dá)國家的國內(nèi)生產(chǎn)總值中，第三產(chǎn)業(yè)比重都超過70%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于我國。發(fā)展中國家中的印度、巴西、俄羅斯、南非等金磚國家和墨西哥，其第三產(chǎn)業(yè)比重均在55%以上，明顯高于中國。

圖1 1978—2012年我國二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重變化趨勢(shì)

伴隨我國經(jīng)濟(jì)增長的另一個(gè)現(xiàn)象是消費(fèi)率的不升反降。最終消費(fèi)率從1978年的62.1%下降到2013年的49.8%，而投資率（資本形成率）從1978年的38.2%上升到2013年的47.8%（見圖2）。根據(jù)世界銀行世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)，我國需求結(jié)構(gòu)中的消費(fèi)率在主要發(fā)展中國家中處于最低，而投資率則最高。在與發(fā)達(dá)國家的比較中，以上兩個(gè)指標(biāo)與國際水平的差距更大。從時(shí)間趨勢(shì)看，2000—2010年我國三項(xiàng)指標(biāo)與其他國家相比差距在擴(kuò)大（見表2）。

由于以制造業(yè)為主的第二產(chǎn)業(yè)在國民生產(chǎn)總值中長期占比過高，近年來制造業(yè)出現(xiàn)大規(guī)模產(chǎn)能過剩，而在國際競爭中國內(nèi)企業(yè)長期處于全球價(jià)值鏈分工的低端環(huán)節(jié)，中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可能落入“低水平過度制造業(yè)化”的陷阱（張捷等，2013）[1]。經(jīng)濟(jì)資源過度流入第二產(chǎn)業(yè)，相應(yīng)的服務(wù)業(yè)發(fā)展受到抑制。如果能夠證明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化程度和消費(fèi)率之間存在長期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系，就能相應(yīng)地從調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度尋找提高消費(fèi)率的途徑。

表1 2000—2010年世界主要國家國內(nèi)生產(chǎn)總值結(jié)構(gòu)

數(shù)據(jù)來源：世界銀行《世界發(fā)展指標(biāo)2012》。由于最新數(shù)據(jù)并不完整，此處采用2010年的數(shù)據(jù)進(jìn)行跨國比較，由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)短期內(nèi)較為穩(wěn)定，對(duì)結(jié)論影響不大，下同。

表2 2000—2010年世界主要國家消費(fèi)率和投資率

數(shù)據(jù)來源：世界銀行《世界發(fā)展指標(biāo)2012》。

圖2 1998—2012年我國歷年消費(fèi)率和投資率變化趨勢(shì)

二、文獻(xiàn)綜述

費(fèi)雪（Fisher，1935）認(rèn)為人類經(jīng)濟(jì)發(fā)展經(jīng)歷了分別以第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)為主的三個(gè)階段，首次提出了三次產(chǎn)業(yè)的概念。此后，著名的配第—克拉克定理（Clark，1940）[2]、羅斯托（Rostow，1960）[3]的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段理論、庫茲涅茨（Kuznets，1966[4]、1971[5]）的現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變動(dòng)理論以及錢納里（Chenery，1955[6]、1960[7]）的標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)理論都對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)隨著經(jīng)濟(jì)增長的變化規(guī)律進(jìn)行了探索和總結(jié)，分析了其與經(jīng)濟(jì)增長的互動(dòng)關(guān)系。以配第—克拉克定理和國際經(jīng)驗(yàn)為依據(jù)，學(xué)者們開始使用經(jīng)濟(jì)服務(wù)化、產(chǎn)業(yè)服務(wù)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化等概念。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化是指在三次產(chǎn)業(yè)構(gòu)成中，服務(wù)業(yè)的產(chǎn)出和就業(yè)人數(shù)占據(jù)了主導(dǎo)地位，成為全球經(jīng)濟(jì)增長的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)（厲無畏、王慧敏，2005）[8]。高傳勝等（2008）[9]認(rèn)為經(jīng)濟(jì)服務(wù)化既是一個(gè)過程，也是一個(gè)階段。前者是指服務(wù)業(yè)占國民經(jīng)濟(jì)的比重不斷上升的過程，后者是指服務(wù)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中占主導(dǎo)性地位的階段。經(jīng)濟(jì)服務(wù)化過程是三次產(chǎn)業(yè)演化規(guī)律的重要方面，經(jīng)濟(jì)服務(wù)化階段則是三次產(chǎn)業(yè)演化規(guī)律的必然結(jié)果。厲無畏和王慧敏（2005）[8]對(duì)產(chǎn)業(yè)服務(wù)化進(jìn)行了全面解讀，提出其包含產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化、產(chǎn)業(yè)活動(dòng)服務(wù)化、產(chǎn)業(yè)組織服務(wù)化三個(gè)方面的含義。

從以往中等收入國家轉(zhuǎn)型的歷史經(jīng)驗(yàn)看，順利進(jìn)入高收入行列的國家如韓國和日本，相比于巴西等長期難以突破中等收入的國家，除了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級(jí)化、服務(wù)化之外，另一個(gè)顯著差別就是消費(fèi)率的顯著提升（馬曉河，2010）[10]。國內(nèi)消費(fèi)需求不足，消費(fèi)率難以提升已經(jīng)越來越成為阻礙經(jīng)濟(jì)繼續(xù)快速增長的障礙。居民消費(fèi)支出由可支配收入和消費(fèi)傾向共同決定，對(duì)于中國目前居民消費(fèi)不足問題原因的解釋，主要從以下兩方面展開：收入角度的解釋，居民之間收入分配不公，差距擴(kuò)大（如李軍，2003[11]）；收入分配從居民向政府和企業(yè)傾斜，居民收入占國民收入比重持續(xù)下降（如Aziz，2007[12]；方福前，2009[13]）。從消費(fèi)傾向角度進(jìn)行的解釋，崇尚節(jié)儉的消費(fèi)文化（如羅云毅，2004[14]）；社會(huì)保障制度不健全，預(yù)防性儲(chǔ)蓄上升（如藏旭恒和裴春霞，2004[15]）等。除此之外，余芳東（2010）[16]從宏觀經(jīng)濟(jì)角度，強(qiáng)調(diào)了我國外向型發(fā)展戰(zhàn)略對(duì)國內(nèi)消費(fèi)的抑制作用。

消費(fèi)傾向涉及到復(fù)雜的心理和社會(huì)制度因素，并與消費(fèi)理論中的預(yù)防性儲(chǔ)蓄假說相關(guān)聯(lián)，越來越引起學(xué)者們的重視?，F(xiàn)有研究分別以邊際消費(fèi)傾向和平均消費(fèi)傾向?yàn)檠芯繉?duì)象。方福前和張艷麗（2011）[17]定量分析了我國城鄉(xiāng)居民之間和不同收入居民之間邊際消費(fèi)傾向的差異，試圖為縮小收入差距擴(kuò)大總消費(fèi)的論點(diǎn)提供證據(jù)。吳曉明和吳棟（2007）[18]、蔡德容等（2009）[19]都證明了收入差距擴(kuò)大是居民年平均消費(fèi)傾向下降的原因。杭斌（2010）[20]的研究則證明教育、醫(yī)療、住房價(jià)格的不斷上漲，使居民的預(yù)期支出不斷提高，從而抑制了當(dāng)期的消費(fèi)傾向。

近年來，我國消費(fèi)率的降低伴隨著住房、醫(yī)療、教育等方面體制改革的進(jìn)行。市場化改革一方面迫使居民在這些領(lǐng)域支出更多，另一方面改革造成的不確定性也使居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，壓抑了總消費(fèi)。羅楚亮（2004）[21]利用 1995年、1999年和2002年城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)分析了收入不確定性、醫(yī)療支出不確定性、教育支出對(duì)居民消費(fèi)行為的影響，證實(shí)了其對(duì)消費(fèi)的負(fù)影響。白重恩等（2012）[22]使用城鎮(zhèn)住戶調(diào)查 2002—2009 年9省市的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)：在給定繳費(fèi)前的收入水平以及養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋狀態(tài)時(shí)，提高養(yǎng)老金繳費(fèi)率會(huì)顯著抑制繳費(fèi)家庭的消費(fèi)。甘犁等（2010）[23]的研究證明以新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)以及城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)為內(nèi)容的醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)居民消費(fèi)有顯著正向效果。王林燕（2007）[24]認(rèn)為，居民消費(fèi)傾向的形成在一定程度上受制于社會(huì)保障體系的完善程度，只有完善社會(huì)保障體系，減輕居民預(yù)期支出的壓力，才能進(jìn)一步刺激居民消費(fèi)需求的增長。紀(jì)江明（2012）[25]針對(duì)農(nóng)村消費(fèi)的實(shí)證研究表明，農(nóng)村社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)支出的影響程度存在明顯的地區(qū)差異。上述研究強(qiáng)調(diào)的教育和醫(yī)療支出及其改革帶來的不確定性造成居民儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的增加，反映了這些公共性的、保障性的服務(wù)部門的發(fā)展和其支出的增加給居民總消費(fèi)造成的全局性影響。發(fā)展這類服務(wù)業(yè)，提高供給的數(shù)量和質(zhì)量將有利于居民總消費(fèi)的提高。

無論是關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、需求結(jié)構(gòu)演進(jìn)的經(jīng)典跨國研究，還是針對(duì)我國消費(fèi)不足問題的近期經(jīng)驗(yàn)分析，多數(shù)將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化和投資消費(fèi)結(jié)構(gòu)作為國民經(jīng)濟(jì)供給層面和需求層面的兩類問題，進(jìn)行獨(dú)立研究。將二者聯(lián)系起來考慮并探討其內(nèi)在互動(dòng)關(guān)系的論述并不多見，通過實(shí)證研究精確檢驗(yàn)二者關(guān)系的文獻(xiàn)更少。本文從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)經(jīng)典理論出發(fā)，針對(duì)我國現(xiàn)階段服務(wù)業(yè)滯后和消費(fèi)不足的現(xiàn)實(shí)，分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化與消費(fèi)率的長期關(guān)系，并以跨國數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，具有一定的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

三、理論假說

根據(jù)發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展尤其是工業(yè)化進(jìn)程中產(chǎn)業(yè)和需求結(jié)構(gòu)演進(jìn)的描述，本文嘗試在二者演進(jìn)關(guān)系的框架中討論產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化和國內(nèi)消費(fèi)率之間的相互關(guān)系。參考錢納里（Chenery，1995）[6]的研究，將經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段劃分為工業(yè)化初期、中期和后期三個(gè)階段（見表3）。在整個(gè)工業(yè)化進(jìn)程中，服務(wù)化程度和消費(fèi)率呈現(xiàn)同方向的變化趨勢(shì)（見圖3）。

圖3 需求結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的模擬示意圖

工業(yè)化進(jìn)程中，消費(fèi)和投資呈現(xiàn)此消彼長的變化趨勢(shì)。消費(fèi)率變化的趨勢(shì)呈現(xiàn)先下降后上升的“U”型，投資率呈現(xiàn)先上升后下降的倒“U”型，最高點(diǎn)和最低點(diǎn)均出現(xiàn)在工業(yè)化中期。這一時(shí)期正是經(jīng)濟(jì)高速增長，工業(yè)成為國民經(jīng)濟(jì)主導(dǎo)行業(yè)的時(shí)期。兩者的轉(zhuǎn)折點(diǎn)正是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向工業(yè)轉(zhuǎn)型及工業(yè)化向服務(wù)主導(dǎo)轉(zhuǎn)型的過渡時(shí)期。

工業(yè)化初期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍以傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)為主，收入相對(duì)較低，產(chǎn)品剩余少，基本用于滿足消費(fèi)，對(duì)資本積累的貢獻(xiàn)十分有限。但農(nóng)業(yè)技術(shù)的進(jìn)步使得家庭手工業(yè)和商業(yè)的發(fā)展成為可能，投資和就業(yè)機(jī)會(huì)開始增加。羅斯托將這一“傳統(tǒng)社會(huì)階段”向“起飛階段”過渡時(shí)期稱為“起飛準(zhǔn)備階段”。此時(shí)，工業(yè)化程度很低，而服務(wù)業(yè)由于滿足基本需求的個(gè)人服務(wù)在居民消費(fèi)中的重要性，服務(wù)化程度反而較高。

工業(yè)化中期階段是經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)注最多的發(fā)展階段，高投資和低消費(fèi)是這一時(shí)期需求結(jié)構(gòu)的典型特征。羅斯托所稱的經(jīng)濟(jì)成長中最為關(guān)鍵的“起飛階段”出現(xiàn)在這一時(shí)期。工業(yè)的迅速發(fā)展也刺激了投資的擴(kuò)大，投資成為經(jīng)濟(jì)增長新的動(dòng)力機(jī)制，消費(fèi)率相對(duì)較低。服務(wù)業(yè)隨著經(jīng)濟(jì)高速增長也在蓬勃發(fā)展，但相對(duì)工業(yè)而言比重受到限制。

工業(yè)化后期和后工業(yè)化社會(huì)時(shí)期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的特點(diǎn)是第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)和產(chǎn)值比重的上升，第二產(chǎn)業(yè)增長放緩。恩格爾消費(fèi)定律和個(gè)人需求層次的遞進(jìn)促使服務(wù)消費(fèi)興起，而服務(wù)業(yè)相對(duì)于工業(yè)所具有的勞動(dòng)密集度高的特征使投資在服務(wù)業(yè)發(fā)展中的作用相對(duì)較弱，消費(fèi)重新取代投資成為經(jīng)濟(jì)增長的主導(dǎo)機(jī)制。羅斯托提出經(jīng)濟(jì)經(jīng)過工業(yè)化過程，達(dá)到“成熟階段”后，將會(huì)出現(xiàn)“高額消費(fèi)階段”和“追求生活質(zhì)量階段”，前者反映了工業(yè)化后期生產(chǎn)的進(jìn)步極大地豐富了消費(fèi)品市場的特點(diǎn)，后者則反映了后工業(yè)化時(shí)期人們的消費(fèi)結(jié)構(gòu)從工業(yè)產(chǎn)品向?qū)逃⒖萍?、文化、娛樂、衛(wèi)生、健康等服務(wù)產(chǎn)品轉(zhuǎn)移。

表3 經(jīng)濟(jì)發(fā)展不同階段的供求特征

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）方法說明

本文應(yīng)用面板數(shù)據(jù)模型分析方法，以克服樣本偏小的局限性，得到參數(shù)及模型的更加優(yōu)良的估計(jì)值。面板數(shù)據(jù)模型的一般形式為：

Yi,t=αi+βiXi,t+υi,t

（i=1,…，N；t=1,…,T）

其中，Xi，t為1×K向量，βi為K×1向量，K為解釋變量的數(shù)目，隨機(jī)誤差項(xiàng)υi,t滿足均值為零，方差為正態(tài)分布。面板數(shù)據(jù)常用模型有混合、變截距和變系數(shù)三種形式，使用方差分析檢驗(yàn)，即正規(guī)F檢驗(yàn)判斷面板數(shù)據(jù)模型的形式。并采用Houseman檢驗(yàn)，確定個(gè)體影響是固定影響還是隨機(jī)影響。

在對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析之前，需要對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。在面板數(shù)據(jù)模型中，如果個(gè)體N和時(shí)間T都比較大，某個(gè)個(gè)體的時(shí)間序列同樣也會(huì)遇到上述問題。主要采用的檢驗(yàn)方法如下：LLC檢驗(yàn)（Levin、Lin and Chu，2002）、IPS檢驗(yàn)（Im、Pesaran 和Shin，2003）、Breitung檢驗(yàn)、Fisher-ADF和Fisher-PP檢驗(yàn)（Maddala和Wu, 1999；Choi, 2001）、Hadri檢驗(yàn)（Hadri，2000）。其中，LLC檢驗(yàn)和Breitung檢驗(yàn)的原假設(shè)為各面板單位存在著共同的單位根，而Hadri檢驗(yàn)則采用了不存在共同單位根的原假設(shè)。

針對(duì)面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)主要有兩種途徑：一種是假設(shè)不存在協(xié)整關(guān)系，使用類似Engle和Granger（1987）的平穩(wěn)回歸方程，從面板數(shù)據(jù)中得到回歸的殘差，構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)，如Pedroni（1999）、Kao（1999）就屬于類似的分析；另一種是假設(shè)存在協(xié)整關(guān)系，如Mc Coskey和Kao（1998）中的LM檢驗(yàn)。Pedroni（1999）提出的面板協(xié)整的方法近年來得到廣泛認(rèn)可和應(yīng)用。其檢驗(yàn)方法給出兩類檢驗(yàn)：組內(nèi)尺度檢驗(yàn)，包括四種統(tǒng)計(jì)方法：Panel υ統(tǒng)計(jì)量、Panel ρ統(tǒng)計(jì)量、Panel PP統(tǒng)計(jì)量和Panel ADF統(tǒng)計(jì)量；組間尺度檢驗(yàn)，包括三種統(tǒng)計(jì)方法：Group ρ統(tǒng)計(jì)量、Group PP統(tǒng)計(jì)量和Group ADF統(tǒng)計(jì)量。Pedroni（1997）的模擬實(shí)驗(yàn)的結(jié)果顯示，對(duì)于大于100的樣本來說，所有的7個(gè)統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)效力都很好并且很穩(wěn)定。但是對(duì)于小樣本（T<20）來說，Group ADF 統(tǒng)計(jì)量是最有效力的，其次是Panel υ統(tǒng)計(jì)量和Panel ρ統(tǒng)計(jì)量。本文的實(shí)證檢驗(yàn)過程中，如果各個(gè)統(tǒng)計(jì)量給出的判別結(jié)果出現(xiàn)矛盾，將重點(diǎn)考慮這3個(gè)統(tǒng)計(jì)量所顯示的結(jié)果。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文以世界銀行2013年的分類標(biāo)準(zhǔn)（見表4）為依據(jù)，以世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫1980—2012年的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對(duì)四種類型、共82個(gè)國家的歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，個(gè)別數(shù)據(jù)缺失用插值法補(bǔ)全。最終消費(fèi)率CON為最終消費(fèi)支出與當(dāng)年國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值，服務(wù)化水平分別以第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重SER和三、二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對(duì)比系數(shù)SDE衡量。

（三）估計(jì)過程與結(jié)果

表5顯示了三個(gè)變量的面板單位根檢驗(yàn)。其中，最終消費(fèi)率CON的平穩(wěn)性較好，兩項(xiàng)不同根檢驗(yàn)IPS和PP-Fisher均表明其平穩(wěn)，但綜合各檢驗(yàn)方法的結(jié)果仍無法判定其平穩(wěn)性，SER和SDE的平穩(wěn)性得到的支持更少。差分變量的檢驗(yàn)結(jié)果均顯著拒絕原假設(shè)，因此判定三個(gè)變量均為一階單整序列。

表6和表7分別為最終消費(fèi)率CON與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重SER，最終消費(fèi)率CON與三、二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對(duì)比系數(shù)SDE的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。根據(jù)Pedroni（1999），Panel ADF和Group ADF的檢驗(yàn)效果最好，Panel υ和Group ρ最差，其他統(tǒng)計(jì)量處于中間。檢驗(yàn)結(jié)果中，表6中低收入國家組的Group ADF統(tǒng)計(jì)量在5%的顯著性下拒絕原假設(shè)，其余樣本數(shù)據(jù)的Panel ADF和Group ADF統(tǒng)計(jì)量均在1%的顯著性下拒絕原假設(shè)，表明兩組協(xié)整關(guān)系在樣本總體和各分類國家組中均成立。因此，可以認(rèn)為最終消費(fèi)率與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重，最終消費(fèi)率與三、二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對(duì)比系數(shù)的協(xié)整關(guān)系均成立，即消費(fèi)率與服務(wù)化水平的長期穩(wěn)定關(guān)系確實(shí)存在。

表4 樣本數(shù)據(jù)說明

注：低收入國家和中等收入國家同屬發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體。

表5 變量單位根檢驗(yàn)

注：檢驗(yàn)結(jié)果來自Eviews7.0，括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為各統(tǒng)計(jì)量的概率值。

表6 最終消費(fèi)率CON與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重SER的面板協(xié)整檢驗(yàn)

注：檢驗(yàn)結(jié)果來自Eviews7.0，括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為各統(tǒng)計(jì)量的概率值，表7同。

表7 最終消費(fèi)率CON與三、二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對(duì)比系數(shù)SDE的面板協(xié)整檢驗(yàn)

為了對(duì)二者相關(guān)關(guān)系做進(jìn)一步分析，本文設(shè)定如下面板回歸方程，回歸方程的具體形式由F檢驗(yàn)和Houseman檢驗(yàn)決定。

模型一：CONi,t=α1i+β1iSERi,t+υi,t

模型二：CONi,t=α2i+β2iSDEi,t+υi,t

（i=1,…，n；t=1,…,T）

表8和表9是模型一和模型二的回歸結(jié)果。以樣本總體為回歸樣本，模型一和模型二分別適用固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型，且系數(shù)顯著為正。但模型一中第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重SER對(duì)最終消費(fèi)率CON的影響程度大于模型二中三、二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對(duì)比系數(shù)SDE的影響程度。兩者系數(shù)分別為0.166 23和0.024 240。這表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化程度對(duì)消費(fèi)率的影響要根據(jù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化的指標(biāo)來判斷。如果將第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重作為服務(wù)化指標(biāo)，其對(duì)消費(fèi)率的正向影響是顯著且比較可觀的。而如果以第三產(chǎn)業(yè)相對(duì)于第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值對(duì)比系數(shù)為指標(biāo)，其對(duì)消費(fèi)率的提升效果并不明顯。我們認(rèn)為這一結(jié)果的原因主要來自中低收入國家。對(duì)于工業(yè)化初期或尚未啟動(dòng)工業(yè)化的中低收入國家來說，第三產(chǎn)業(yè)相對(duì)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的上升，對(duì)于居民需求結(jié)構(gòu)中占主導(dǎo)地位的基本消費(fèi)品的供給作用有限。

表8 模型一的回歸結(jié)果

注：檢驗(yàn)結(jié)果來自Eviews7。***表示在1%的水平上、**表示在5%的水平上、*表示在10%的水平上分別拒絕原假設(shè)，括號(hào)內(nèi)數(shù)字為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差。表9同。

兩個(gè)模型中，高收入國家和上中等收入國家相對(duì)于下中等收入和低收入國家，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化水平對(duì)消費(fèi)率的促進(jìn)作用更為明顯，尤其是模型一中，下中等收入和低收入國家這一效應(yīng)均不顯著。也就是說，對(duì)于這兩類國家，不僅第三產(chǎn)業(yè)相對(duì)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重上升不伴隨消費(fèi)率的上升，第三產(chǎn)業(yè)占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重的上升也不能促進(jìn)消費(fèi)。在農(nóng)業(yè)和工業(yè)生產(chǎn)水平尚未取得大幅提升的情況下，一國第三產(chǎn)業(yè)比重較高或上升反映了其生產(chǎn)力的低下，此時(shí)雖然消費(fèi)率較高，但整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和居民消費(fèi)水平是較低的，討論服務(wù)業(yè)對(duì)消費(fèi)的促進(jìn)作用是不合時(shí)宜的。加速工業(yè)化，促進(jìn)工業(yè)技術(shù)進(jìn)步才是其經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵問題。與之對(duì)應(yīng)，高收入國家和上中等收入國家中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化與消費(fèi)的正向關(guān)系較為顯著，上中等收入國家影響最大。模型一中，兩者的系數(shù)分別為0.225 809和0.299 675?？梢姡谌a(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的上升對(duì)消費(fèi)率的拉動(dòng)是明顯的。高收入國家由收入帶動(dòng)的消費(fèi)需求層次的服務(wù)化，促進(jìn)了服務(wù)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而服務(wù)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出結(jié)構(gòu)中的重要性日益體現(xiàn)。

表9 模型二的回歸結(jié)果

中國作為樣本國家之一，屬于上中等收入國家。為了進(jìn)一步探討不同國家之間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化與消費(fèi)關(guān)系的差別，我們嘗試用變系數(shù)模型進(jìn)行分析。根據(jù)前文的結(jié)論，此處僅就高收入和上中等收入國家進(jìn)行討論。依據(jù)Houseman檢驗(yàn)，對(duì)以高收入和上中等收入國家組成的樣本進(jìn)行固定效應(yīng)變系數(shù)模型回歸分析。表10總結(jié)了在模型一和模型二中自變量均在5%的顯著性下通過檢驗(yàn)的國家集合，中國的回歸系數(shù)顯著，且系數(shù)大小在與其他國家的比較中處于中等水平。

表10 變系數(shù)模型下部分國家的系數(shù)回歸結(jié)果

注：檢驗(yàn)結(jié)果來自Eviews7。***表示在1%的水平上、**表示在5%的水平上、*表示在10%的水平上分別拒絕原假設(shè)。

五、結(jié) 論

本文以82個(gè)國家1980—2012年的面板數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化程度和國內(nèi)消費(fèi)率之間的協(xié)整關(guān)系。結(jié)果表明二者存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，且方向顯著為正。其中，以第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重衡量比以三、二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對(duì)比系數(shù)衡量時(shí)，二者關(guān)系更為顯著。按國民收入高低劃分，高收入國家和上中等收入國家中，上述關(guān)系尤其明顯，中國作為上中等收入國家，并不例外。因此，本文認(rèn)為，通過發(fā)展服務(wù)業(yè)，提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化程度，有利于緩解我國居民消費(fèi)不足，改變經(jīng)濟(jì)增長過度依賴投資和出口的局面。

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（責(zé)任編輯：馬紅鴿）

Long-Term Correlation Between Tertiarization Level and Consumption Rate and Enlightenment for China:A Panel Cointegration Analysis Based on Transnational Data

ZHANGJie，SHENHong

（School of Economics, Jinan University，Guangzhou 510632，China）

Chinese economy is characterized by relatively low tertiarization level of industrial structure and domestic consumption rate compared with most developed and developing nations. Cointegration test and regression analysis is conducted based upon panel date of 82 nations of four national income groups during 1980-2012. Results show that long-term positive correlation relationship exists within the two variables, especially when we test it using data of middle-income nations like China. Consequently, we believe that improving tertiarization level through development of service industry makes contribution to easing the problem of under-consumption and adds momentum to economic growth.

industry structure;tertiarization;consumption rate; panel cointegration

2014-12-16

張捷（1953-），男，重慶人，暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)閲H經(jīng)濟(jì)與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)；沈鴻（1988-），男，浙江嘉興人，暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士研究生，研究方向?yàn)閲H貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

F26：F014.5

A

1672-2817（2015）04-0044-08