甘肅省城鎮化發展對居民消費增長影響的動態研究

■ 李福祥 教授 歐陽娣（西北師范大學經濟學院 蘭州 730070）

甘肅省城鎮化發展對
居民消費增長影響的動態研究

■ 李福祥 教授 歐陽娣（西北師范大學經濟學院 蘭州 730070）

基于甘肅省1990-2011年城鎮化發展和城鄉居民消費水平經濟數據，構建向量自回歸模型，運用脈沖響應函數和方差分解，實證分析甘肅城鎮化發展對城鄉居民消費增長的動態影響。研究結果得出：城鎮化發展對甘肅城鄉居民消費增長有正向拉動作用,且對農村居民消費增長有顯著的促進作用。最后根據實證結果和甘肅省實情分析原因并提出對策。

城鎮化 農村居民消費 城鎮居民消費 VAR模型

引言

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、規模擴大的一種社會發展過程。自改革開放至今，我國的城鎮化建設已經進行了30余年。近年來，我國城鎮化發展迅速，2002-2011年我國城鎮化率以平均每年1.35個百分點的速度增長，目前我國城鎮化率已超過50%。甘肅省城鎮化發展也取得長足進步，截至2011年底，甘肅省城鎮化率達37.15%，但與全國相比仍然處于相對較低水平。城鎮化發展不僅影響產業結構的調整、人口結構的變化，更直接影響城鄉居民消費水平的提高。

文獻綜述

國外學者關于城鎮化發展與居民消費增長關系的研究較早，如Lewis（1954）提出解決發展問題的有效途徑之一是通過發展城市工業來吸收農村剩余勞動力，Jorgenson（1961）認為城市化將促進農民乃至國民消費結構的升級，城市化將逐步改變農民的生活方式和消費行為。Burk，Marguerite C（1961）認為影響消費需求的第一大因素是收入，第二大因素就是城鎮化。Robert O.Herrmann（1967）發現城鎮化對居民食品消費有顯著影響。

國內學者對城鎮化發展與居民消費增長關系的觀點不一。一部分學者認為城鎮化發展與居民消費增長貢獻不大。如范劍平（1999）認為城市化對提高居民消費率的貢獻幾乎為零，王飛等（2003）通過實證分析得出我國居民消費率與城鎮化負相關，陳南岳、張華忠等（2004）也認為城鎮化發展對居民消費增長的作用十分有限。然而，大部分學者認為城鎮化發展對居民消費增長有積極的推動作用。如蔡 （1999）認為城鎮化與消費之間是相互作用的，胡鞍鋼（2003）曾提出城市化是今后我國經濟發展的主要推動力，胡日東（2007）基于VAR模型運用脈沖響應函數和方差分解的方法對我國城鎮化發展與居民消費的關系進行了研究，認為城鎮化發展對居民消費有正向的累積效應。

可見，現有文獻多是對全國城鎮化發展與居民消費增長關系的研究，對地方城鎮化發展與居民消費增長關系的研究較少。本文基于甘肅省相關經濟數據，研究甘肅城鎮化發展對城鄉居民消費增長的動態影響，這對甘肅省今后城鎮化發展有重要的理論和現實意義。

指標的選取與整理

本文采用甘肅省城鎮化率（UR）、農村居民消費水平（RC）、城鎮居民消費水平（UC）三個變量，其中，城鎮化率=城鎮人口/總人口。為剔除物價因素影響，分別對變量RC和UC用以1978年為基期的消費價格指數進行換算。由于自然對數變換不改變變量特征，且能使其趨勢線性化、消除時間序列的異方差性，本文對變量UR、RC、UC分別取自然對數，得到新變量lnUR、lnRC、lnUC。

本文的原始數據主要來源于1990-2011年甘肅統計年鑒、2000-2011年甘肅國民經濟和社會發展統計公報等。

實證分析

本部分以甘肅省1990-2011年的年度數據為基礎，運用Eviews6.0軟件，通過檢驗協整關系、確定VAR模型滯后階數，建立了反映城鎮化發展對居民消費增長影響的VAR模型，并在此基礎上，運用脈沖響應函數和方差分解方法進行實證研究。

（一）單位根檢驗

實際的時間序列數據往往是非平穩的，若仍要對變量進行線性回歸，則會出現偽回歸現象，為避免此種現象出現，在對變量進行回歸分析前，首先對其進行單位根檢驗。本文采用Dickey和Fuller提出的ADF單位根檢驗法，最優滯后階數采用AIC和SC值最小準則。由表1的檢驗結果可知，在5%的顯著性水平下，原序列lnUR、lnRC為非平穩序列；lnUC為平穩序列。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，滿足協整檢驗前提。

（二）協整檢驗

一些時間序列雖自身非平穩，但其某種線性組合卻平穩，這個線性組合反映了變量之間長期穩定的比例關系。這里采用EG兩步法，進行變量之間的協整關系檢驗。首先運用最小二乘法估計回歸方程，然后檢驗殘差的平穩性。檢驗結果如表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性檢驗，因此它們之間分別具有協整關系。

（三）VAR模型的建立

VAR模型的構建首先要確定其滯后階數。一般根據AIC、SC和HQ信息量取值最小的準則確定模型的階數。由上文可知，DlnUR、DlnRC、DlnUC為平穩序列，可建立VAR模型。通過檢驗，兩個模型最優滯后階數定為1階。分別構建含有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，兩個模型的整體效果較好，可進行脈沖響應函數分析和方差分解。

（四）脈沖響應函數

脈沖響應函數描述的是在隨機誤差項上施加一個標準差大小的沖擊（來自系統內部或外部）后對內生變量的當期值和未來值所產生的動態影響。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函數曲線圖，追蹤期皆為10年。橫軸表示沖擊作用的響應期數，縱軸表示各變量變化的百分比，實線代表內生變量對沖擊的響應曲線，虛線是通過漸進分析公式計算得到的脈沖響應函數標準差曲線。

圖3表明，在整個追蹤期內，城鎮居民消費增長對城鎮化發展一個單位沖擊的響應皆為正向響應。在第2期達到峰值，第7期后，趨于穩定，并呈正向收斂。由此可見，在城鎮化開始的前2年中，城鎮居民消費增長呈上升趨勢，而在第3年城鎮居民消費增長開始下降，并在第7年城鎮居民消費增長接近于0，在第8-10年中，城鎮居民消費增長對城鎮化發展沖擊的響應非常微弱。

由圖4，在整個響應期內，城鎮化發展對農村居民消費增長沖擊皆為正向沖擊。第2期時沖擊最大，之后轉而下降，在第7期之后趨于平穩態勢。顯而易見，城鎮化發展在第2期對農村居民消費增長有較大的拉動效應，在第2、3期有稍微波動之后一直處于下降態勢，到第7期時接近于0。

比較圖3、圖4可知，在整個追蹤期內，城鎮化發展對城鄉居民消費增長皆呈正向沖擊。在城鎮化發展前期，其對農村居民消費增長沖擊較城鎮居民明顯。但自第7期起，城鎮化發展對城鄉居民消費增長沖擊都較弱。

（五）方差分解

方差分解是進一步評價每個內生變量對預測方差的貢獻度。表3、表4分別為DlnUC、DlnRC即城鎮居民消費增長、農村居民消費增長的方差分解圖。

由表3，城鎮居民消費增長主要是受自身沖擊的影響，第1期其自身貢獻率高達99.6%，隨后其貢獻率稍下降，自第3期起趨于穩定，但基本都保持在97.8%的高水平。而城鎮化率增長對城鎮居民消費增長貢獻相對較小，第1期時貢獻率僅為0.40%，從第2期開始貢獻率有所上升，到第10期，貢獻率只有2.17%。可見，甘肅省城鎮居民消費增長對自身的貢獻率較大，而城鎮化發展對城鎮居民消費增長的貢獻較小。

由表4，農村居民消費增長受其自身和城鎮化發展兩方面的影響。第1期，農村居民消費增長完全受其自身影響，第2期下降幅度較大，自第4期起農村居民消費增長對其自身貢獻率基本穩定，約為53.4%。而城鎮化發展對農村居民消費增長的貢獻在第1期時并未顯現，第2期時貢獻率為46.0%，之后稍有上升，但都基本穩定在46.5%。總之，在整個追蹤期內，農村居民消費增長對其自身的貢獻較大，城鎮化發展也對農村居民消費增長有較大促進作用。

原因及對策

綜上所述，甘肅省城鎮化發展雖對城鄉居民消費增長都有正向拉動作用但短期行為突出，且城鎮化發展對農村居民消費增長較城市居民促進作用明顯，主要原因在于：甘肅省經濟發展水平滯后，經濟體制管理機制不健全，政府壟斷的現象依然明顯，制約了甘肅省城鎮化發展；融資渠道少、方式落后，市場化融資比重較小，沒有建立起適應城鎮化發展需要的主要的、穩定的、長效的投資機制，導致城鎮化過程中短期行為突出；現階段城鎮居民消費需求相對飽和，城市新的消費需求尚未真正形成，而農村居民消費需求提升空間較大，城鎮化能夠更好地拉動農村居民消費。

針對以上問題，提出以下對策：推進國有企業改革，促進非公有制經濟發展，發揮好政府與市場兩方面力量，促進經濟健康發展；拓展投融資渠道，創新投融資方式，緩解當前城鎮化過程中資金壓力，建立穩定長效投資機制；因地制宜，建立城鄉統籌協調發展的城鎮化模式，積極創建農業現代化和城鎮化協調發展機制，推動戶籍制度改革，消除城鄉二元結構，促進基本公共服務均等化，努力實現在城鎮化發展與城鄉居民消費增長良性循環中穩步推進甘肅省城鎮化進程。

1.胡日東,蘇 芳.中國城鎮化發展與居民消費增長關系的動態分析—基于VAR模型的實證研究[J].上海經濟研究，2007,5

2.范劍平.啟動消費家專談[J].求知，1999,9

3.王飛,成春林.城鎮化對我國居民消費率的影響[J].甘肅農業，2003,11

4.吳錚,李廣泳.公共支出、城鎮化與居民消費:1978-2010—基于SVAR模型的經驗研究[J].開發研究.2012,4

5.蔡 .加快城市化進程啟動城鄉消費[J].會計之友，1999,12

6.胡鞍鋼.城市化是今后我國經濟發展的主要推動力[J].湖南社會科學.2003,6

F061.5

A