城鎮化發展水平與城鄉居民消費關系研究

潘龍

摘要：“十二五”規劃指出：積極穩妥推進城鎮化是未來經濟發展的需要。城鎮化的健康發展不僅為經濟發展提供廣闊的市場和持久的動力，而且有利于優化城鄉結構，促進國民經濟良性循環，推進城鄉發展一體化。本文選取我國1978～2011年相關數據，構建城鎮化水平和城鄉居民消費增長的向量自回歸（VAR）模型，并結合脈沖響應函數和方差分解方法來分析城鎮化發展對城鎮居民和農村居民消費增長的動態影響。實證結果表明：城鎮化發展對居民消費增長有促進作用，特別是城鎮化發展對農村居民消費增長的累積效應大于對城鎮居民消費的累積效應，并且正向拉動效應的持續時間更長也更穩定。最后在此基礎上提出相應的對策建議。

關鍵詞：城鎮化 居民消費 VAR 脈沖響應函數 方差分解

一、引言

當今我國經濟處于供給過剩而需求不足的階段，所以擴大內需就成為了國家的重大經濟戰略和我國經濟發展方式轉變的重要任務。當前的國內外學者普遍認為只有不斷加快城市化進程，才能為刺激消費需求提供持久的動力，從而擴大內需。這些研究在一定程度上為政府制定政策提供了一些具有建設性的意見和措施，但大多屬于理論上的定性和政策分析，缺乏實證有效的支持。因此，本文嘗試通過建立向量自回歸模型來進行實證分析，并在此基礎上結合脈沖響應函數和方差分解方法從動態發展的角度來研究城鎮化發展和城鄉居民消費增長之間的動態相關性，來驗證城鎮化發展對提高居民消費水平是否具有促進作用以及對城鄉居民消費效用是否存在差異性。

二、城鎮化發展促進城鄉居民消費增長的作用機制分析

城鎮化是指農村人口不斷向城鎮轉移，第二、三產業不斷向城鎮聚集，從而使城鎮數量增加、規模擴大并且促使居民消費不斷增加的一種歷史過程。城鎮化發展促進居民消費增長的作用機制具體如下：

首先，城鎮化可以提高城鄉居民收入水平。一方面，對于城鎮居民而言，隨著越來越多的農村人口、資金、技術等生產要素聚集到城市，將會在城市產生出巨大的聚集效益和規模效益，使生產要素市場特別是勞動力市場能夠得到更好地完善，從而在城市獲得比農村工資更高的就業機會，并促進城鎮服務行業的迅猛發展，進而提高了城鎮居民的收入水平。另一方面，對于農民居民來說，隨著大量的剩余農村勞動力向城鎮轉移，將會為農產品提供更大的消費市場，規模效益以及價格水平等也可以得到根本的改善，人均資源不足的矛盾可以得到根本改變，收入的資源約束也可以在一定程度上消除，政府支農的效果必然會明顯提高，進而使農村居民的整體收入水平得到顯著提高。

其次，城鎮化可以促進城鄉居民消費結構的升級。消費結構升級是促使消費需求不斷增長的重要因素，隨著城鎮化的推進，居民收入水平的提高，消費環境的改善，必然會使消費領域不斷的拓展，消費結構發生重大的變化。對于城市居民而言，隨著收入水平的提高，對醫療、教育、娛樂、旅游等服務型消費的需求會越來越高，消費水平以及消費結構將隨之不斷提高。另外對于農村居民而言，隨著城鎮化的推進，也會產生示范效應，原本在農村看不到的產品和服務會不斷被農村居民所熟知，進而就會使他們產生消費的欲望，使得農村的消費領域不斷拓展，消費結構得以升級。

最后，城鎮化可以提高消費的集聚程度。消費者對產品的多樣性需求以及廠商對規模經濟的追求會促使消費者和廠商在能產生集聚效應的城鎮地區循環累積，從而導致消費集聚效應的不斷增大。城鄉之間必然也會形成類似效應，隨著城鎮人口不斷增加和收入水平不斷的提高，城鎮需求包括對農產品的需求就會擴張；而日益增多的城鎮人口對農產品需求的增加，必然使農村居民收入增加和消費的擴大，從而促進城市工業和服務業進一步發展，而且吸收更多的農村人口向城鎮轉移，由此形成了消費需求的良性擴張和循環累積效應。

三、實證分析

（一）數據來源與變量選取

在用VAR模型研究城鎮化發展水平和居民消費增長的關系時，城鎮化水平用城鎮人口占總人口的比例來衡量，居民消費主要指的是城市居民和農村居民的人均消費。此外為了剔除通貨膨脹因素的干擾，使得結論更具有說服力，已經分別通過消費價格指數將它們換算為實際值。本文中1978年至2011年的年度數據全部來自《中國統計年鑒》。為了使數據更好地運用到模型中和消除異方差問題，對三個時間數列分別取對數后在進行一階差分，從而使得LnUR1、LnUC1和LnRC1分別表示城鎮化水平的增長率、城鎮居民消費增長率和農村居民消費增長率。

（二）單位根檢驗

為了建立VAR模型，首先要進行單位根檢驗。通過檢驗，原序列UR、RC和UC在5%的顯著水平下都存在單位根，故三個時間序列均為非平穩數列。然后分別對三個時間序列求對數后在進行一階差分，得到的新時間序列LnUR1、LnRC1和LnUC1在5%的顯著水平，時間序列是非平穩數列的原假設被拒絕，即新數列不存在單位根，所以新時間序列為平穩數列。

（三）VAR模型的估計結果

由單位根檢驗過程可知LnUR1、LnRC1和LnUC1均為平穩數列，然后再進行了VAR模型穩定性檢驗發現模型穩定。故可以將LnUR1、LnRC1和LnUR1、LnUC1作為變量分別建立兩個VAR模型進而比較城鎮化發展水平分別對城鎮居民消費和農村居民消費的促進作用。模型中滯后階數的選擇是依據AIC和SC取最小值的準則。經過反復比對和嘗試，建立的兩個VAR模型如下：

通過觀察模型檢驗結果可以得出，Rz較大說明擬合效果較好，同時AIC和SC值較小，也可以得出模型整體的解釋力較好，故可在模型基礎上進行脈沖響應函數和方差分解。

通過觀察模型檢驗結果可以得出，Rz較大說明擬合效果較好，同時AIC和SC值較小，可以得出模型整體的解釋力較好，故可在模型基礎上進行脈沖響應函數和方差分解

（四）脈沖響應函數分析

在建立的兩個VAR模型基礎上分別建立兩個脈沖響應函數來分別考察農村居民消費和城鎮居民消費對城鎮化沖擊的反應。圖1是關于LnUR1、LnRC1兩個變量的脈沖響應函數曲線，圖2是關于LnUR1、LnUC1兩個變量的脈沖響應函數曲線。其中橫軸是脈沖響應函數的追蹤期數，縱軸是對解釋變量的響應。兩個圖中的實線為響應函數的數值，虛線為脈沖響應函數值加或減兩倍標準差的置信帶。

我們先考察農村居民消費增長對城鎮化發展的響應路徑和響應程度。從圖1中可觀察到在前11年農村居民消費增長對城鎮化發展出現負向響應，從第12年往后逐漸呈現正向的響應，且趨于穩定。具體來講響應情況如下：前11年內響應情況為負向響應，并且沖擊力度有所波動，在第8年負向效應達到最大值。這說明前11年隨著城鎮化的推進，農村居民人均消費雖然在增加，但是增長率是下降的。從第12年開始出現正向的響應情況，且在第20年正向響應達到最大值，此后拉動效應較為穩定。接下來我們考察農城鎮居民消費增長對城鎮化發展的響應路徑和響應程度。從圖2中可觀察到在前20年農村居民消費增長對城鎮化發展出現正向響應，在第10年和第16年響應力度達到階段性的峰值，響應力度直波動較大。從第21年到第23年響應力度基本上為0。從第24年往后逐漸呈現負向的響應，且在第27年負向響應程度達到最大。這與上面農村居民消費響應情況無論是在響應力度還是在響應軌跡上還是有較大差異性的。

（五）方差分解

本文運用方差分解來考察城鎮化發展分別對農村居民消費增長和城鎮居民消費增長的相對貢獻率。

表1 農村居民消費與城鎮居民消費的方差分解

數據來源：根據作者計算整理而得

從表1中可以觀察到農村居民消費增長率波動受城鎮化沖擊較大。城鎮化對其的相對貢獻率范圍在43%-46%之間。該結果表明城鎮化對農村居民消費增長的影響較大。另一方面，可以看出，城鎮居民消費增長的沖擊因素主要是自身沖擊。城鎮化對其沖擊的相對貢獻率在22%-28%之間，而起自身的相對貢獻率則達到了71%-78%之間。總之，城鎮化對農村居民消費增長的沖擊影響大于對城鎮居民消費增長的沖擊影響。

四、結論建議

以上分析結果表明：農村居民消費增長和城鎮居民消費增長對城鎮化的響應情況無論是在響應力度還是在響應軌跡上有較大差異性。總體看來，自1978年改革開放，城鎮化的發展明顯促進了我國城鄉居民消費增加，并且對消費增長有較強的拉動作用。從長期來看，城鎮化對農村居民消費增長的沖擊影響大于對城鎮居民消費增長的沖擊影響。由于農村居民消費增長對城鎮化存在負的響應，所以我們在大力倡導實施城鎮化戰略的同時，首先一定要克服地方政府為搞形象工程而進行的短期行為，要重視城鎮化對促進消費增長的持續拉動效應。其次不僅僅要重視城鎮化的數量，更要重視城鎮化的質量，只有以集約型的發展方式，從長遠的角度利用城鎮化發展來增加農民收入，才能提高農民消費水平，進而擴大內需。

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基金項目：陜西省重點學科建設專項資金（世界經濟）資助項目（ZDXKW00504）；西北大學2012年研究生創新教育項目（ YZZ12045）；陜西省軟科學2011年基金項目（2011KRM58）