烏江流域民族地區(qū)城鎮(zhèn)化與農村居民消費研究——以重慶市黔江區(qū)為例

陳 娟 杜興端

（1.四川大學 經(jīng)濟學院，四川·成都 610064；2.四川省農科院 信息所，四川·成都 610066）

一、引言

消費是生產(chǎn)的最終目的，也是拉動經(jīng)濟增長的重要動力。但是，現(xiàn)階段我國居民的總體消費需求不高，消費傾向偏低，尤其是廣大農村消費市場，屢屢陷入“啟而不動”的困境。影響農村居民消費的因素很多，如家庭收入、消費心理等微觀因素以及地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化進程、消費環(huán)境等宏觀因素。其中，城鎮(zhèn)化是影響農村居民消費的重要因素。城鎮(zhèn)化的發(fā)展有利于促進農村居民潛在消費需求轉化為現(xiàn)實購買力，從而直接推動消費總量增長，并有效解決我國經(jīng)濟發(fā)展中的需求約束問題。因此，在當前我國廣大農村承載著啟動消費和拉動需求重任的背景下，積極推進城鎮(zhèn)化是現(xiàn)階段我國啟動農村消費市場，保持國民經(jīng)濟健康持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展的有效途徑。[1]

烏江，發(fā)源于貴州省境內威寧縣香爐山花魚洞，流經(jīng)黔北及渝東南酉陽、彭水、武隆等縣，在重慶市涪陵區(qū)注入長江，干流全長1037千米，流域橫跨貴州、云南、重慶、湖北四省市，共59個縣市區(qū)。2011年，烏江流域59個縣市區(qū)總人口2976.25萬人，其中農業(yè)人口占70%以上。該地區(qū)不僅是少數(shù)民族聚居區(qū)，而且是集“老、少、邊、窮”于一體的貧困山區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展水平相對較低，城鄉(xiāng)二元消費矛盾在該地區(qū)較為典型和突出。[2]因此，在當前我國大力推進城鎮(zhèn)化的背景下，結合烏江流域民族地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展情況，研究城鎮(zhèn)化和農村居民消費之間的關系，對于促進民族地區(qū)農村居民消費，拉動區(qū)域經(jīng)濟增長無疑具有重要意義。

二、城鎮(zhèn)化發(fā)展促進農村居民消費的作用機理

國內學術界對城鎮(zhèn)化發(fā)展和農村居民消費之間的關系進行了大量理論和實證研究，普遍認為，我國城鎮(zhèn)化發(fā)展對農村居民消費增長具有較為顯著的正面促進作用，對消費增長的拉動效應較強，[3]其內在作用機理主要表現(xiàn)在以下幾個方面：

一是城鎮(zhèn)化有利于增加農村居民收入，從而帶動消費增長。居民收入是影響消費的最主要因素。隨著城鎮(zhèn)化的推進，一部分農村居民會進入城市和非農產(chǎn)業(yè)務工，有的就此轉化為城鎮(zhèn)居民，對于進入城鎮(zhèn)的農民而言，務工收入普遍要比務農收入高得多。同時，隨著農村居民人數(shù)的減少，農村勞動力數(shù)量將會減少，單個勞動力所占有的資源尤其是土地資源相應增加，這有利于創(chuàng)新農業(yè)經(jīng)營形式，推進土地適度規(guī)模經(jīng)營，提高農業(yè)勞動生產(chǎn)力，從而增加農民的務農收入。

二是城鎮(zhèn)化有利于改善消費環(huán)境，促進農村居民消費。當前我國農村的基礎設施建設較為落后，尤其是水、電、路和通訊設施的建設力度不夠。隨著城鎮(zhèn)化的推進，基礎設施和公共設施的不斷完善，將明顯改善農村消費環(huán)境，使電冰箱、空調、電腦等現(xiàn)代化的生活消費品更加容易地進入農民家庭，提高農民生活的消費層次。此外，城鎮(zhèn)化建設有利于構筑適應農村市場特點的流通網(wǎng)絡，拓寬銷售渠道，推進農村商業(yè)網(wǎng)點的合理布局，使連鎖經(jīng)營、代理配送等環(huán)節(jié)逐步向農村延伸，[4]提高農民消費的便捷程度。

三是城鎮(zhèn)化有利于形成消費的示范效應，提高消費效益。在城鎮(zhèn)化的推進過程中，城鎮(zhèn)居民的消費理念和消費方式產(chǎn)生的示范效應會逐漸影響并改變進城農民的消費理念和消費方式，從而提高進城農民消費理念的現(xiàn)代化程度；而城市現(xiàn)代化消費產(chǎn)生的“跟潮效應”、“認同效應”等也會進一步刺激進城農民的消費需求。城鎮(zhèn)化導致的進城農民消費心理的變化，將會為第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶來巨大機遇和空間，并從客觀上起到“供給創(chuàng)造需求”的作用，最終使城鎮(zhèn)聚集消費的功能得到增強和提升。[1]

四是城鎮(zhèn)化有利于推進消費結構升級，促進消費需求增長。當前我國農村居民的消費結構總體較低，主要集中在吃、穿、住、行等基本生存需求層次，對發(fā)展層次的消費需求不高。城鎮(zhèn)化的推進能夠促進城鄉(xiāng)之間經(jīng)濟、文化以及信息的交流，實現(xiàn)城鄉(xiāng)市場的有效對接，優(yōu)化現(xiàn)有的產(chǎn)品需求結構，創(chuàng)造新的消費熱點和消費主體，擴大農村居民消費的空間。[5]比如城鎮(zhèn)化的發(fā)展將會改變農民的消費偏好，增加教育、文化、娛樂、旅游以及住房等發(fā)展方面的需求，提高農民的整體消費水平和消費結構。

三、烏江流域民族地區(qū)城鎮(zhèn)化與農村居民消費的關系——以重慶市黔江區(qū)為例

黔江區(qū)地處重慶、貴州、湖南、湖北四省市的結合部，是重慶市主要的少數(shù)民族聚居地，總人口約54萬人，其中以土家族、苗族為主的少數(shù)民族人口占總人口的73%，是烏江流域民族地區(qū)的重要組成部分和典型代表。研究黔江區(qū)的發(fā)展個案，對于研究整個烏江流域民族地區(qū)城鎮(zhèn)化和農村居民消費之間的關系無疑具有較強的代表性。

（一）數(shù)據(jù)與方法

基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取2000-2011年間黔江區(qū)城鎮(zhèn)化和農村居民消費數(shù)據(jù)進行實證分析，數(shù)據(jù)來源于《黔江統(tǒng)計年鑒》和《重慶統(tǒng)計年鑒》。我們所用到的指標包括兩個：一是農村居民的消費指標，用農村居民家庭人均生活消費支出來表現(xiàn)，記為ECt；二是城鎮(zhèn)化指標，用城鎮(zhèn)化率表現(xiàn)，記為URt。為了消除價格因素的影響，農村居民人均生活消費支出以1985年為基期，采用重慶市居民消費價格指數(shù)換算為1985年不變價表示的農村居民人均生活消費支出。

城鎮(zhèn)化對消費具有促進效應，因此消費應該是城鎮(zhèn)化率的函數(shù)，ECt=f（URt）。城鎮(zhèn)化率與農村居民消費之間的關系模型可以表示為：ECt=C0+C1URt+μt

其中ECt表示第t期黔江區(qū)農村居民消費水平，URt表示第t期黔江區(qū)城鎮(zhèn)化率，μt是隨機誤差項。為了防止出現(xiàn)謬誤回歸，我們采用協(xié)整分析檢驗農村居民收入函數(shù)模型是否成立。如果成立，則進一步引入誤差修正模型檢驗收入與消費之間短期均衡關系。我們采用的分析軟件是Eviews5.1。

（二）變量間關系分析

首先通過散點圖分析解釋變量城鎮(zhèn)化率與人均生活消費支出之間的關系。圖1即為黔江區(qū)城鎮(zhèn)化率與以1985年不變價調整后的農村居民家庭人均生活消費支出之間的散點圖。同時表1也給出了城鎮(zhèn)化率與人均生活消費支出之間的相關系數(shù)。從圖1和表1可以看出，城鎮(zhèn)化率與人均生活消費支出之間是高度正相關關系，相關系數(shù)高達0.988325。

圖1 EC與UR的散點圖

表1 EC和UR的相關系數(shù)矩陣

（三）變量的平穩(wěn)性檢驗

在協(xié)整檢驗之前，首先對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，以避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。采用增廣迪基——富勒檢驗（ADF）進行平穩(wěn)性檢驗。表2給出了時間序列EC、UR的平穩(wěn)性檢驗結果。

表2 變量的平穩(wěn)性檢驗（ADF）

從表2中可以看出，農民人均消費支出EC和城鎮(zhèn)化率UR兩個變量都是非平穩(wěn)變量，他們的一階差分變量D（EC）和D（UR）也是非平穩(wěn)變量，但是他們的二階差分變量D（EC，2）和D（UR，2）的ADF統(tǒng)計量都小于1%顯著水平下的臨界值，所以拒絕他們的二階差分變量D（EC，2）和D（UR，2）具有一個單位根的原假設。EC和UR都是二階差分平穩(wěn)序列，即I（2）序列，可以進行協(xié)整分析。

（四）協(xié)整檢驗

非平穩(wěn)時間序列的線性組合可能是平穩(wěn)序列，這種組合后平穩(wěn)的序列就是我們所說的協(xié)整方程，并且這些非平穩(wěn)的經(jīng)濟變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。由于EC和UR都是I（2）序列，我們采用Engel和Granger提出的EG兩步檢驗法進行協(xié)整檢驗。根據(jù)協(xié)整理論，如果被解釋變量EC和解釋變量UR之間的協(xié)整關系存在，說明EC和UR之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，被解釋變量EC中不能被解釋變量UR所解釋的部分形成一個殘差序列，該殘差序列應該是平穩(wěn)的。如果該殘差序列不平穩(wěn)，則EC和UR之間的協(xié)整關系不存在。

首先建立黔江區(qū)城鎮(zhèn)化率與農村居民消費之間關系的計量模型：

采用普通最小二乘法（OLS）進行回歸得到結果：

從檢驗結果來看，方程（2）中常數(shù)項和變量UR都很顯著，F(xiàn)值反映模型也很顯著。擬合優(yōu)度R2=0.91563，表明模型擬合效果較好。DW值反映模型不存在自相關。

表3 殘差序列t的平穩(wěn)性檢驗（ADF）

表3 殘差序列t的平穩(wěn)性檢驗（ADF）

注：C，T，K分別表示ADF檢驗中是否包含常數(shù)項、線性趨勢項和檢驗的滯后階數(shù)；檢驗的滯后階數(shù)由SI C準則確定。

變量（C,T,K）ADF檢驗值 臨界值（顯著水平）伴隨概率 結論t（0,0,0）-3.181547 -2.792154（1%）0.0046 平穩(wěn)

（五）誤差修正模型

為了進一步分析黔江區(qū)城鎮(zhèn)化對農村居民人均生活消費支出的短期影響，我們引入誤差修正模型（ECM）進行研究：

其中，ecmt是誤差修正項，且

將ecmt代入誤差修正模型并根據(jù)最小二乘法（OLS）估計誤差修正系數(shù)，所估計的誤差修正模型如下：

從上述誤差修正模型可以看出，模型估計結果的F統(tǒng)計量相應的概率值為0.026994，說明模型估計在5%水平下整體上是顯著的。D（URt）的系數(shù)估計值在5%的檢驗水平下顯著，系數(shù)估計值等于23.70543，它所反映的是城鎮(zhèn)化對農村居民消費的短期影響，即在短期內，城鎮(zhèn)化率每增加1個百分點，則農村居民人均生活消費支出將增加23.71元。比較長期均衡方程和誤差修正模型，可以發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化對黔江區(qū)農村居民消費的短期影響小于長期影響。誤差修正項ecmt-1的系數(shù)估計值在5%的檢驗水平下顯著，系數(shù)估計值為-1.246023，符合反向修復機制。誤差修正項ecmt-1的系數(shù)估計值反映了對城鎮(zhèn)化與農村居民人均生活消費支出之間關系偏離長期均衡時的調整力度，其絕對值越大，則從非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)的速度就越快。誤差修正模型（4）反映出，當農村居民人均生活消費支出與城鎮(zhèn)化率之間關系出現(xiàn)短期波動時，通過（-0.246023）的調整力度向長期均衡狀態(tài)調整。

四、結論及政策建議

通過以上分析，我們可以得到兩點結論：

（一）1985年到2011年間，黔江區(qū)城鎮(zhèn)化率與農村居民消費水平不斷提高，人均生活消費支出增長與城鎮(zhèn)化率的提高保持了良好的同步性。

（二）從長期來看，黔江區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展與農村居民消費之間存在著穩(wěn)定的均衡關系，城鎮(zhèn)化對農村居民人均生活消費支出具有較為明顯的正向影響。

上文實證分析的結論表明，城鎮(zhèn)化對黔江區(qū)農村居民消費的短期影響小于長期影響，說明城鎮(zhèn)化率的提高，在長期內對農村居民人均生活消費支出的影響更加有效。據(jù)此，我們提出以下幾點政策建議：

一是深化制度改革，大力推進城鎮(zhèn)化進程。針對當前城鎮(zhèn)化進程中存在的各種制度障礙，應進一步加大改革力度，消除戶籍制度以及醫(yī)療、社保、住房制度等方面的弊端和障礙，為推進城鎮(zhèn)化進程創(chuàng)造良好的制度環(huán)境。

二是加強農村基礎設施和公共設施建設，不斷改善農村消費環(huán)境。應進一步加大對農業(yè)和農村的投入力度，改善基礎設施狀況，尤其是道路、電力和通訊設施，同時完善農村公共設施建設，優(yōu)化農民消費環(huán)境。

三是多渠道促進農村勞動力就業(yè)，增加農村居民收入。完善就業(yè)服務體系，破除城鄉(xiāng)分割的就業(yè)藩籬，打破束縛勞動力自由流動的行政壁壘，建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的勞動力就業(yè)市場，同時加強對農村勞動力的職業(yè)培訓，增強農民就業(yè)能力，從而提高農村居民收入，提升農民消費能力。

[1]蔣南平，朱琛，王向南.中國城鎮(zhèn)化與農村消費啟動——基于1978—2009年數(shù)據(jù)的實證檢驗[J].消費經(jīng)濟，2011，(2).

[2]熊正賢，吳黎圍.西部貧困山區(qū)農村居民消費問題研究——以烏江流域民族地區(qū)為例[J].貴州民族研究，2010，(6).

[3]張書云，周凌瑤.我國城鎮(zhèn)化發(fā)展與農村居民消費關系的實證研究[J].農業(yè)技術經(jīng)濟，2010，(11).

[4]林秀清.城鎮(zhèn)化水平與農村居民消費關系研究[J].商業(yè)時代，2011，(3).

[5]秦小珊.論城鎮(zhèn)化對啟動農村消費市場的作用[J].湖湘論壇，2004，(3).