甘肅省城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)居民消費(fèi)增長(zhǎng)影響的動(dòng)態(tài)研究

■ 李福祥 教授 歐陽娣（西北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 蘭州 730070）

甘肅省城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)
居民消費(fèi)增長(zhǎng)影響的動(dòng)態(tài)研究

■ 李福祥 教授 歐陽娣（西北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 蘭州 730070）

基于甘肅省1990-2011年城鎮(zhèn)化發(fā)展和城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，構(gòu)建向量自回歸模型，運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解，實(shí)證分析甘肅城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響。研究結(jié)果得出：城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)甘肅城鄉(xiāng)居民消費(fèi)增長(zhǎng)有正向拉動(dòng)作用,且對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)有顯著的促進(jìn)作用。最后根據(jù)實(shí)證結(jié)果和甘肅省實(shí)情分析原因并提出對(duì)策。

城鎮(zhèn)化 農(nóng)村居民消費(fèi) 城鎮(zhèn)居民消費(fèi) VAR模型

引言

城鎮(zhèn)化是指農(nóng)村人口不斷向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，第二、三產(chǎn)業(yè)不斷向城鎮(zhèn)聚集，從而使城鎮(zhèn)數(shù)量增加、規(guī)模擴(kuò)大的一種社會(huì)發(fā)展過程。自改革開放至今，我國(guó)的城鎮(zhèn)化建設(shè)已經(jīng)進(jìn)行了30余年。近年來，我國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展迅速，2002-2011年我國(guó)城鎮(zhèn)化率以平均每年1.35個(gè)百分點(diǎn)的速度增長(zhǎng)，目前我國(guó)城鎮(zhèn)化率已超過50%。甘肅省城鎮(zhèn)化發(fā)展也取得長(zhǎng)足進(jìn)步，截至2011年底，甘肅省城鎮(zhèn)化率達(dá)37.15%，但與全國(guó)相比仍然處于相對(duì)較低水平。城鎮(zhèn)化發(fā)展不僅影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整、人口結(jié)構(gòu)的變化，更直接影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的提高。

文獻(xiàn)綜述

國(guó)外學(xué)者關(guān)于城鎮(zhèn)化發(fā)展與居民消費(fèi)增長(zhǎng)關(guān)系的研究較早，如Lewis（1954）提出解決發(fā)展問題的有效途徑之一是通過發(fā)展城市工業(yè)來吸收農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，Jorgenson（1961）認(rèn)為城市化將促進(jìn)農(nóng)民乃至國(guó)民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，城市化將逐步改變農(nóng)民的生活方式和消費(fèi)行為。Burk，Marguerite C（1961）認(rèn)為影響消費(fèi)需求的第一大因素是收入，第二大因素就是城鎮(zhèn)化。Robert O.Herrmann（1967）發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化對(duì)居民食品消費(fèi)有顯著影響。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展與居民消費(fèi)增長(zhǎng)關(guān)系的觀點(diǎn)不一。一部分學(xué)者認(rèn)為城鎮(zhèn)化發(fā)展與居民消費(fèi)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)不大。如范劍平（1999）認(rèn)為城市化對(duì)提高居民消費(fèi)率的貢獻(xiàn)幾乎為零，王飛等（2003）通過實(shí)證分析得出我國(guó)居民消費(fèi)率與城鎮(zhèn)化負(fù)相關(guān)，陳南岳、張華忠等（2004）也認(rèn)為城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)居民消費(fèi)增長(zhǎng)的作用十分有限。然而，大部分學(xué)者認(rèn)為城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)居民消費(fèi)增長(zhǎng)有積極的推動(dòng)作用。如蔡 （1999）認(rèn)為城鎮(zhèn)化與消費(fèi)之間是相互作用的，胡鞍鋼（2003）曾提出城市化是今后我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要推動(dòng)力，胡日東（2007）基于VAR模型運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解的方法對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展與居民消費(fèi)的關(guān)系進(jìn)行了研究，認(rèn)為城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)居民消費(fèi)有正向的累積效應(yīng)。

可見，現(xiàn)有文獻(xiàn)多是對(duì)全國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展與居民消費(fèi)增長(zhǎng)關(guān)系的研究，對(duì)地方城鎮(zhèn)化發(fā)展與居民消費(fèi)增長(zhǎng)關(guān)系的研究較少。本文基于甘肅省相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，研究甘肅城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響，這對(duì)甘肅省今后城鎮(zhèn)化發(fā)展有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

指標(biāo)的選取與整理

本文采用甘肅省城鎮(zhèn)化率（UR）、農(nóng)村居民消費(fèi)水平（RC）、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平（UC）三個(gè)變量，其中，城鎮(zhèn)化率=城鎮(zhèn)人口/總?cè)丝?。為剔除物價(jià)因素影響，分別對(duì)變量RC和UC用以1978年為基期的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行換算。由于自然對(duì)數(shù)變換不改變變量特征，且能使其趨勢(shì)線性化、消除時(shí)間序列的異方差性，本文對(duì)變量UR、RC、UC分別取自然對(duì)數(shù)，得到新變量lnUR、lnRC、lnUC。

本文的原始數(shù)據(jù)主要來源于1990-2011年甘肅統(tǒng)計(jì)年鑒、2000-2011年甘肅國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)等。

實(shí)證分析

本部分以甘肅省1990-2011年的年度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運(yùn)用Eviews6.0軟件，通過檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系、確定VAR模型滯后階數(shù)，建立了反映城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)居民消費(fèi)增長(zhǎng)影響的VAR模型，并在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法進(jìn)行實(shí)證研究。

（一）單位根檢驗(yàn)

實(shí)際的時(shí)間序列數(shù)據(jù)往往是非平穩(wěn)的，若仍要對(duì)變量進(jìn)行線性回歸，則會(huì)出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，為避免此種現(xiàn)象出現(xiàn)，在對(duì)變量進(jìn)行回歸分析前，首先對(duì)其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文采用Dickey和Fuller提出的ADF單位根檢驗(yàn)法，最優(yōu)滯后階數(shù)采用AIC和SC值最小準(zhǔn)則。由表1的檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著性水平下，原序列l(wèi)nUR、lnRC為非平穩(wěn)序列；lnUC為平穩(wěn)序列。一階差分后，DlnUR、DlnRC、DlnUR的ADF值均小于在5%顯著性水平下的臨界值，lnUR、lnRC、lnUR為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)前提。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

一些時(shí)間序列雖自身非平穩(wěn)，但其某種線性組合卻平穩(wěn)，這個(gè)線性組合反映了變量之間長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系。這里采用EG兩步法，進(jìn)行變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。首先運(yùn)用最小二乘法估計(jì)回歸方程，然后檢驗(yàn)殘差的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，由此可知，lnrc與lnur、lnuc與lnur殘差序列都在5%置信水平下通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，因此它們之間分別具有協(xié)整關(guān)系。

（三）VAR模型的建立

VAR模型的構(gòu)建首先要確定其滯后階數(shù)。一般根據(jù)AIC、SC和HQ信息量取值最小的準(zhǔn)則確定模型的階數(shù)。由上文可知，DlnUR、DlnRC、DlnUC為平穩(wěn)序列，可建立VAR模型。通過檢驗(yàn)，兩個(gè)模型最優(yōu)滯后階數(shù)定為1階。分別構(gòu)建含有DlnUR與DlnRC，DlnUR與DlnUC，且不含外生變量的VAR（1）模型，其矩陣形式分別如下：

由圖1、圖2可知，兩個(gè)模型的整體效果較好，可進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解。

（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是在隨機(jī)誤差項(xiàng)上施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊（來自系統(tǒng)內(nèi)部或外部）后對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值所產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)影響。圖3、圖4分別是基于DlnUC與DlnUR、DlnRC與DlnUR的VAR（1）模型繪制的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線圖，追蹤期皆為10年。橫軸表示沖擊作用的響應(yīng)期數(shù)，縱軸表示各變量變化的百分比，實(shí)線代表內(nèi)生變量對(duì)沖擊的響應(yīng)曲線，虛線是通過漸進(jìn)分析公式計(jì)算得到的脈沖響應(yīng)函數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差曲線。

圖3表明，在整個(gè)追蹤期內(nèi)，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展一個(gè)單位沖擊的響應(yīng)皆為正向響應(yīng)。在第2期達(dá)到峰值，第7期后，趨于穩(wěn)定，并呈正向收斂。由此可見，在城鎮(zhèn)化開始的前2年中，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)呈上升趨勢(shì)，而在第3年城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)開始下降，并在第7年城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)接近于0，在第8-10年中，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展沖擊的響應(yīng)非常微弱。

由圖4，在整個(gè)響應(yīng)期內(nèi)，城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)沖擊皆為正向沖擊。第2期時(shí)沖擊最大，之后轉(zhuǎn)而下降，在第7期之后趨于平穩(wěn)態(tài)勢(shì)。顯而易見，城鎮(zhèn)化發(fā)展在第2期對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)有較大的拉動(dòng)效應(yīng)，在第2、3期有稍微波動(dòng)之后一直處于下降態(tài)勢(shì)，到第7期時(shí)接近于0。

比較圖3、圖4可知，在整個(gè)追蹤期內(nèi)，城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)增長(zhǎng)皆呈正向沖擊。在城鎮(zhèn)化發(fā)展前期，其對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)沖擊較城鎮(zhèn)居民明顯。但自第7期起，城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)增長(zhǎng)沖擊都較弱。

（五）方差分解

方差分解是進(jìn)一步評(píng)價(jià)每個(gè)內(nèi)生變量對(duì)預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)度。表3、表4分別為DlnUC、DlnRC即城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)、農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)的方差分解圖。

由表3，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)主要是受自身沖擊的影響，第1期其自身貢獻(xiàn)率高達(dá)99.6%，隨后其貢獻(xiàn)率稍下降，自第3期起趨于穩(wěn)定，但基本都保持在97.8%的高水平。而城鎮(zhèn)化率增長(zhǎng)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)相對(duì)較小，第1期時(shí)貢獻(xiàn)率僅為0.40%，從第2期開始貢獻(xiàn)率有所上升，到第10期，貢獻(xiàn)率只有2.17%?？梢?，甘肅省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)對(duì)自身的貢獻(xiàn)率較大，而城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)較小。

由表4，農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)受其自身和城鎮(zhèn)化發(fā)展兩方面的影響。第1期，農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)完全受其自身影響，第2期下降幅度較大，自第4期起農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)對(duì)其自身貢獻(xiàn)率基本穩(wěn)定，約為53.4%。而城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)在第1期時(shí)并未顯現(xiàn)，第2期時(shí)貢獻(xiàn)率為46.0%，之后稍有上升，但都基本穩(wěn)定在46.5%。總之，在整個(gè)追蹤期內(nèi)，農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)對(duì)其自身的貢獻(xiàn)較大，城鎮(zhèn)化發(fā)展也對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)有較大促進(jìn)作用。

原因及對(duì)策

綜上所述，甘肅省城鎮(zhèn)化發(fā)展雖對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)增長(zhǎng)都有正向拉動(dòng)作用但短期行為突出，且城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)較城市居民促進(jìn)作用明顯，主要原因在于：甘肅省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平滯后，經(jīng)濟(jì)體制管理機(jī)制不健全，政府壟斷的現(xiàn)象依然明顯，制約了甘肅省城鎮(zhèn)化發(fā)展；融資渠道少、方式落后，市場(chǎng)化融資比重較小，沒有建立起適應(yīng)城鎮(zhèn)化發(fā)展需要的主要的、穩(wěn)定的、長(zhǎng)效的投資機(jī)制，導(dǎo)致城鎮(zhèn)化過程中短期行為突出；現(xiàn)階段城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求相對(duì)飽和，城市新的消費(fèi)需求尚未真正形成，而農(nóng)村居民消費(fèi)需求提升空間較大，城鎮(zhèn)化能夠更好地拉動(dòng)農(nóng)村居民消費(fèi)。

針對(duì)以上問題，提出以下對(duì)策：推進(jìn)國(guó)有企業(yè)改革，促進(jìn)非公有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展，發(fā)揮好政府與市場(chǎng)兩方面力量，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展；拓展投融資渠道，創(chuàng)新投融資方式，緩解當(dāng)前城鎮(zhèn)化過程中資金壓力，建立穩(wěn)定長(zhǎng)效投資機(jī)制；因地制宜，建立城鄉(xiāng)統(tǒng)籌協(xié)調(diào)發(fā)展的城鎮(zhèn)化模式，積極創(chuàng)建農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展機(jī)制，推動(dòng)戶籍制度改革，消除城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，促進(jìn)基本公共服務(wù)均等化，努力實(shí)現(xiàn)在城鎮(zhèn)化發(fā)展與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)增長(zhǎng)良性循環(huán)中穩(wěn)步推進(jìn)甘肅省城鎮(zhèn)化進(jìn)程。

1.胡日東,蘇 芳.中國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展與居民消費(fèi)增長(zhǎng)關(guān)系的動(dòng)態(tài)分析—基于VAR模型的實(shí)證研究[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2007,5

2.范劍平.啟動(dòng)消費(fèi)家專談[J].求知，1999,9

3.王飛,成春林.城鎮(zhèn)化對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)率的影響[J].甘肅農(nóng)業(yè)，2003,11

4.吳錚,李廣泳.公共支出、城鎮(zhèn)化與居民消費(fèi):1978-2010—基于SVAR模型的經(jīng)驗(yàn)研究[J].開發(fā)研究.2012,4

5.蔡 .加快城市化進(jìn)程啟動(dòng)城鄉(xiāng)消費(fèi)[J].會(huì)計(jì)之友，1999,12

6.胡鞍鋼.城市化是今后我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要推動(dòng)力[J].湖南社會(huì)科學(xué).2003,6

F061.5

A