遼寧省城鎮化水平對居民消費影響實證分析

■ 白雪蓮 趙 琛 副教授 梁曉彤（大連工業大學管理學院 遼寧大連 116034）

引言

一些經典消費理論認為收入是影響消費的主因（高鴻業，2010）。近些年來一些學者還發現除了收入外，城鎮化水平、人口撫養比、商品質量、利率、物價水平、就業、社會保障制度、商品價格以及收入分配政策等因素都會影響居民的消費。其中，收入和城鎮化水平被看作是影響居民消費的主要因素（于任重等，2013）。

城鎮化程度會對居民消費產生很大影響，一個地區越是不發達，城鎮化水平的提高對其產生的影響就會越大（王希文，2013）。因此，可以說城鎮化對農村居民和城鎮居民消費的影響是有區別的，經驗表明，城鎮水平的提高對農村居民消費的影響會更大一些。

遼寧省是中國重要的老工業基地，在中國城鎮化的進程中位于前列，但全省消費水平的增長速度卻相對遲緩，只達到全國人均消費的平均水平。并且各區域的城鎮化水平相差甚遠，這種不均衡性也影響了全省消費水平的提高。

遼寧省城鎮化概況

（一）遼寧省各市城鎮化水平

根據反映城鎮化發展進程的諾瑟姆S型曲線所體現的規律，遼寧省的14個城市，實現高度城鎮化的城市有4個，分別是：沈陽市、大連市、撫順市、本溪市，實現基本城鎮化的城市有6個，分別為：鞍山市、丹東市、營口市、阜新市、盤錦市、錦州市，接近城鎮化的有4個，分別為：遼陽、鐵嶺、朝陽市和葫蘆島市。由此可見，遼寧省有28.6%的城市實現了高度城鎮化，有42.9%的城市實現了基本城鎮化，僅有有28.6%的城市處于接近城鎮化狀態。

（二）城鄉居民消費狀況對比

從人均消費趨勢來看，歷年來遼寧省農村家庭居民人均消費支出均低于城鎮家庭居民消費支出，農村和城鎮家庭消費支出歷年來幾乎都呈現出增長的態勢，但是城鎮家庭居民人均消費支出曲線的斜率要遠遠大于農村家庭居民人均消費曲線的斜率，這說明農村家庭居民消費支出的增長速度要遠遠低于城鎮家庭，并且二者之間的增長速度的差距在逐漸變大。

從平均消費傾向方面，城鎮居民家庭的平均消費傾向要比農村家庭的平均消費傾向更穩定，這也間接說明城鎮居民家庭的收入波動不大。除個別年份以外，遼寧省城鎮居民平均消費傾向均大于農村居民平均消費傾向。但是從整體態勢來看，居民平均消費傾向并未隨收入的增加而增加。

在消費結構方面，根據《中國統計年鑒》對消費品的分類原則，遼寧省農村居民各類消費金額由多至少的排序如下：食品、居住、交通通信、醫療保健、教育文化娛樂服務、衣著、家庭設備用品及服務。而城鎮居民各項消費排序：食品、交通通信、衣著、教育文化娛樂服務、居住家庭設備用品及服務、醫療保健。無論是城鎮還是農村，食品消費都占據著首要位置，但是歷年來城鎮家庭的人均食品消費支出與農村家庭的比例都在2.5上下浮動，由此可以看出，同樣是食品消費，城鎮家庭的消費水平要遠遠高于農村家庭。

城鄉的交通通訊支出地位相當，但原因不同，城鎮居民主要以購買汽車等高端交通工具為主，農村居民主要以購買摩托車等相對較為低端的交通工具為主；城鎮居民不僅看重手機的通訊功能，還注重手機的外形是否時尚、功能是否齊全，而大多數農村居民僅看重手機的基本通訊功能。

居住消費方面，居住消費在農村家庭消費中的地位比較重要，然而在城鎮家庭中的地位并不突出。與居住消費恰恰相反的是衣著消費，衣著消費在農村家庭消費中所占比重要遠遠低于城鎮家庭，與衣著消費情況相同的還有醫療保健。

實證分析

（一）變量選擇與數據處理

本文主要采用三個指標：1978年至2013年遼寧省農村居民家庭人均消費支出（Y）、遼寧省城鎮居民家庭人均消費支出（Z）和遼寧省城鎮化率（X），其中，城鎮化率是通過計算城鎮人口占總人口的比重得出的，并且城鄉居民消費支出以1978年為基年進行平減，為了避免異方差的干擾，對三個變量取對數，得到新的數值lnX、lnY和lnZ。數據來源于歷年遼寧省統計年鑒。

（二）ADF檢驗

為了確保回歸有意義，需對時間序列進行平穩性檢驗。從表1的檢驗結果中可以發現lnX、lnY、lnZ序列的t值大于1%顯著水平下的臨界值，即三個序列存在單位根，是不平穩的。進一步，對三個序列的差分序列進行單位根檢驗，lnX、lnY和lnZ序列的一階差分序列的t值均小于1%水平下的臨界值，即三個序列的一階差分序列是平穩的，所以，三個序列都是一階單整。

（三）協整性檢驗

本文采用基于殘差系數的E-G兩步法來進行協整檢驗。若殘差序列存在單位根，則說明解釋變量和被解釋變量不存在均衡的關系，所得到的回歸方程存在偽回歸的問題。反之，則說明二者之間存在均衡的相關關系，所得到的回歸方程也具有一定的價值，能夠有效地估計未來數據的走勢。第一步得出以下回歸方程：

表1 ADF檢驗結果

表2 殘差項e和μ的平穩性檢驗結果

圖1 DX對DZ的脈沖響應路徑圖

圖2 DX對DY的脈沖響應路徑圖

表3 城鎮化對城鄉居民消費影響的方差分解結果

第二步，對上式的殘差進行單位根檢驗。對殘差項e和μ的平穩性檢驗結果如表2所示。

從殘差項e在5%的顯著水平下拒絕原假設，e是平穩序列，表明lnX、lnY之間存在協整關系，同理，lnX、lnZ之間也存在協整關系。說明兩個方程的回歸結果都是真實的，不存在偽回歸的現象。因此，從長期來看，城鎮化率的提高會同時增加城鎮和農村居民的消費，并且對城鎮居民消費的影響更大一些。

（四）建立向量自回歸模型

時間序列lnX、lnY和lnZ是不平穩的，但是一階差分后的時間序列是平穩的，VAR模型的建立必須以時間序列的平穩為前提，因此，用一階差分后平穩的時間序列DlnX、DlnY和DlnZ為變量，建立VAR模型，差分后的變量所代表的意義發生了改變，表示他們各自的增長率。

本文對于滯后期的選擇采用AIC信息準則和SC準則，這兩種準則都要求其值越小越好，本著這個原則，可以確定所建模型的最優滯后階數是4階。DlnZ與DlnX的向量自回歸模型結果如下：

DlnX和DlnZ所有根的模的倒數均小于1；且都在單位圓內，因此，設定的模型符合穩定性的條件。確定穩定性后，用脈沖響應函數來分析一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響，可得如圖1所示結果。

由圖1可知，前6年，城鎮化率對城鎮居民消費的影響較大，期間，前兩年表現為正影響；第二年至第三年表現為負影響；第三年至第四年又恢復到最初的正影響狀態，如此反復交替，從第八年以后，響應路徑逐漸趨于水平線附近，影響變小。但是，各年段所對應的斜率有差別，所以無論是正影響還是負影響，各年間影響程度的大小都不同。另外第二年至第四年的波動幅度最大，最高峰時期的彈性可達0.5而最低彈性僅為-0.2。

同理，關于DlnZ與DlnX的向量自回歸模型是穩定的。農村城鎮居民消費增長率與城鎮化率增長率的向量自回歸模型及脈沖響應函數分析結果如下：

由圖2可知，在前5年中，城鎮化率對城鎮居民消費的影響較大，期間，前兩年表現為正影響；第二年至第四年表現為負影響；第四年至第五年又恢復到最初的正影響狀態，如此反復交替，從第五年以后，響應路徑逐漸趨于水平線附近，說明影響變小。第二年至第四年的波動幅度最大，最高峰時期的彈性可達0.1而最低彈性僅為-0.1。

（五）方差分解

從表3中可知，短期來看農村居民消費受城鎮化水平的影響更大一些。因為城鎮化建設的一系列政策方針的實施在短期內會對農村居民的生活產生前所未有的變化，比如：社會保障、醫療保險等等都會使農村居民的生活和醫療都有保障，農村居民會從心理上產生一個好的、積極的消費預期，減少儲蓄、增加消費，此外，城鎮化的發展會提高農村商品質量，使大量高質量的商品源源不斷地涌入到農村，刺激農村居民的消費欲望。

結論

短期來看，城鎮化率對農村居民消費的影響程度更大。長期來看，城鎮化與城鄉居民消費存在長期均衡的關系，城鎮化率的提高會同時增加城鎮和農村居民的消費，并且對城鎮居民消費的影響更大一些。因此，要找出遼寧消費領域存在的問題，使城鎮化穩步持續發展，以此來促進經濟健康發展。

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