粟 娟，孔祥利

（1.陜西師范大學 國際商學院，陜西 西安 710062； 2.吉首大學 旅游與管理工程學院，湖南 張家界 427000）＊

一、引言

改革開放以來，農(nóng)民工為城市經(jīng)濟發(fā)展做出了巨大貢獻，卻難以在城市獲得就業(yè)、居住、社保、子女教育等方面的平等權利，大多數(shù)農(nóng)民工未能在城市實現(xiàn)穩(wěn)定定居，形成中國特有的“半城市化”現(xiàn)象［1－3］。多數(shù)學者將城市勞動力市場分割體制的原因歸結為戶籍制度的存在（kam wing chan，1999）［4］。蔡昉等也（2003）認為，戶籍制度的繼續(xù)存在，使得絕大多數(shù)農(nóng)村勞動力及其家屬不能得到城市永久居住的法律認可，他們的遷移預期只能是暫時的和流動的［5］。進入新世紀以來，各級政府采取了一系列統(tǒng)籌城鄉(xiāng)就業(yè)的措施，對戶籍制度進行了一定程度的改革，盡管取得了一定的成效，但農(nóng)民工仍不能平等地享有城市人口所享有的社會福利和公共服務，難以在城市定居下來。事實上，在目前城鄉(xiāng)二元結構的制度性壁壘短期內(nèi)無法破除的情況下，消費為我們理解農(nóng)民工身份認同的困境提供了一種新的維度。甘斯（H.Gans）、福塞爾（P.Forssel）認為，重視有消費制造的品位在區(qū)分社會階層中的作用，支撐品位、格調(diào)或生活方式的消費本身就是一個對現(xiàn)代社會來說至關重要且具有精確區(qū)分度的社會分層指標［6］。祝偉（2012）也認為，農(nóng)民工可以通過學習城市居民的消費方式來完成由農(nóng)民向市民身份認同的轉變。通過不斷地學習并模仿城市居民的消費方式，并以此來建構自己的市民身份，在日常生活領域使自己身份轉變得以實現(xiàn)并合法化［7］。綜上，現(xiàn)有文獻忽視消費作為社會分層的行為工具，對消費促進農(nóng)民工市民化的機理以及其對其市民化進程的動態(tài)影響效應還缺乏深入研究。因此，本文將消費的社會階層區(qū)分功能與農(nóng)民工市民身份認同方式有機結合，拓展農(nóng)民工市民化問題研究視野，抓住農(nóng)民工進城務工卻得不到市民身份認同的主要障礙，找到逐步消除“半城市化”的有效途徑。

二、消費行為促進農(nóng)民工市民化的機理分析

農(nóng)民工是中國城鄉(xiāng)居民中的第三元消費者。激發(fā)農(nóng)民工的消費需求可以在一定程度上引起某些固定資產(chǎn)投資增加、產(chǎn)業(yè)升級、工業(yè)化水平提高，從而實現(xiàn)經(jīng)濟增長。

他們的關系具體可以用下圖1表示。

圖1 消費促進農(nóng)民工市民化的機理圖

綜上所述，農(nóng)民工消費狀況可以反映農(nóng)民工生活狀態(tài)，反映中國城鎮(zhèn)化的水平，也可以直接反映中國經(jīng)濟發(fā)展的質(zhì)量，是全面建成小康社會的一個重要指標。因此以下試圖用VAR模型，運用脈沖響應函數(shù)和方差分解的方法來研究消費與農(nóng)民工市民化的動態(tài)相關關系，從而提出擴大農(nóng)民工消費促進農(nóng)民工市民化的政策建議。

三、消費促進農(nóng)民工市民化的動態(tài)效應的實證分析

（一）變量說明及數(shù)據(jù)處理

自凱恩斯的絕對收入假說提出后，在西方經(jīng)典消費函數(shù)理論中，收入一直被視為解釋消費的重要變量。根據(jù)我們的機理分析，消費對市民化具有重大的促進作用。因此，這三者有著密切的相關關系。為分析與預測這三個變量之間的動態(tài)關聯(lián)關系，我們借鑒向量自回歸模型（Vector autoregression，VAR），構建一個非結構化的多方程模型，選用中國統(tǒng)計年鑒（2012）1978～2010年的數(shù)據(jù)進行實證檢驗。具體變量指標選定如下：

1.農(nóng)民工與城市居民人均消費差異（XF）。擬選擇農(nóng)民工與城市居民人均消費差異（1978～2010年數(shù)據(jù)）作為衡量農(nóng)民工市民化進程中的消費行為結果。

2.農(nóng)民工與城市居民人均收入差異（SR）。本文擬選擇農(nóng)民工與城市居民人均收入差異（1978～2010年數(shù)據(jù)）作為收入變量觀測農(nóng)民工消費行為對市民化進程的動態(tài)影響效應。

3.市民化率（UR）。人口城鎮(zhèn)化率替代市民化率①，城鎮(zhèn)人口÷總人口×100%。

（二）模型說明

1.向量自回歸模型（VAR）。將城鄉(xiāng)消費差異和城鄉(xiāng)收入差異以及他們的滯后變量一起視同為農(nóng)民工市民化率的內(nèi)生變量，并基于他們的兩兩關聯(lián)關系建立VAR模型。模型基本形式如下：

其中，yt表示k維內(nèi)農(nóng)民工市民化率外生變量列向量，xt表示d維城鄉(xiāng)消費差距、收入差距的外生變量列向量，P是滯后階數(shù)，Φ和H是待估計的系數(shù)矩陣。εt是k維擾動列向量，T為樣本容量。

2.脈沖響應函數(shù)。脈沖響應函數(shù)主要用來進一步描述VAR模型中的內(nèi)生變量的誤差項對其他內(nèi)生變量的在規(guī)定的響應期內(nèi)的沖擊變化趨勢。它通常以脈沖函數(shù)曲線圖抽象反映其脈沖響應函數(shù)。根據(jù)上面建立的VAR模型得到一個脈沖響應函數(shù)：

農(nóng)民工市民化率yt的第i個變量yit寫成：

如果分別考慮農(nóng)民工市民化率，城鄉(xiāng)消費差距，城鄉(xiāng)居民收入差距三個變量的兩兩沖擊影響情形：

那么，由y1的脈沖引起的y2響應函數(shù)為：

因此，由yj的脈沖引起的yi的響應函數(shù)可以得：

3.方差分解。脈沖響應函數(shù)只反映變量的誤差項對變量的沖擊變化趨勢，并未能全面反映其對變量的影響度。因此，必須繼續(xù)進行各個擾動項的方差分解，從而得到對被解釋變量的貢獻度（Sim，1980）。方差貢獻率的公式如下：

該公式表明了第j個變量對i個變量的相對方差貢獻率（relative variance contribution）。

（三）實證分析過程

1.時間序列的平穩(wěn)性檢驗。為保證數(shù)列的平穩(wěn)性，必須對構建的VAR模型數(shù)列進行單位根檢驗。因ADF檢驗方法簡單實用，應用比較普遍，本文也采用ADF單位根檢驗來檢測數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。從表1可以看出，三個序列在一階差分后，在ADF臨界值5%的顯著水平下，零假設（時間序列非平穩(wěn)）被拒絕，說明三個時間序列數(shù)據(jù)在一階差分下協(xié)整。證明該建模的數(shù)據(jù)為平穩(wěn)數(shù)據(jù)，可以利用三個一階差分的數(shù)列進行VAR模型構建。

2.VAR模型滯后階數(shù)的確定。VAR模型中內(nèi)生變量產(chǎn)生的滯后項的確定是建立VAR模型的難點，因此，根據(jù)李子奈建議的VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)確定方法，即AIC信息準則和SC準則，和LR檢驗法，從內(nèi)生變量的滯后4階依次降至2階來篩選。

表1 單位根檢驗結果

其中n＝k（d＋pk）是待估參數(shù)的總數(shù)，k是內(nèi)生變量的個數(shù)，d是外生變量的個數(shù)，T是樣本長度，p是滯后階數(shù)。

從表2可以看出LR值比較大，且AIC和SC信息準則小于其他滯后階的值，從LR、AIC和SC的綜合結果來看在滯后階數(shù)為4的情況建立VAR模型效果較好，這表明應該建立滯后階數(shù)為4的城鄉(xiāng)消費差距和城鄉(xiāng)收入差距和農(nóng)民工市民化率的VAR模型（以下用VAR（4）表示）。

3.VAR模型的參數(shù)估計。根據(jù)前面的數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗，以及滯后階數(shù)的確認，建立以下三個變量的VAR模型。

表2 AIC/SC信息準則和LR值

4.VAR模型的穩(wěn)定性和有效性檢驗。為了進一步檢驗VAR（4）模型的有效性和穩(wěn)定性，必須對VAR（4）模型中的AR特征多項式中的單位根進行檢驗。如果所有根都落在單位圓內(nèi)，即其根模的倒數(shù)值小于1，說明模型是穩(wěn)定的。對回歸的VAR（4）模型進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)所有的單位根都落在單位圓圈之內(nèi)，且根模的倒數(shù)值都小于1，證明VAR（4）模型是穩(wěn)定且有效的。

為確保模型變量之間無異方差，對各回歸方程的殘差序列分別進行了White和JB檢驗，結果發(fā)現(xiàn)，在5%顯著性水平下都不能拒絕原假設，說明殘差序列不存在異方差，且服從正態(tài)分布。回歸的VAR（4）模型是有效最優(yōu)模型①。

5.脈沖響應分析。利用VAR（4）模型，采用脈沖方法得到關于農(nóng)民工市民化的脈沖響應函數(shù)②。圖4、圖5以及圖6和圖7是基于LNXF、LNUR以及LNSR的VAR（4）模型的脈沖響應函數(shù)曲線。其中脈沖響應的期數(shù)以橫軸表示，沖擊力的程度用縱軸表示。根據(jù)中國當前城市化的發(fā)展趨勢，暫時只做20年的預測，因此，設定追蹤響應期為20年。

（1）農(nóng)民工市民化率（LNUR）對城鄉(xiāng)消費差異變化（LNXF）的響應情況和響應路徑分析。從圖4可以看見，農(nóng)民工市民化率在第七期對城鄉(xiāng)消費差異變動率有一個負沖擊后，從8期以后開始產(chǎn)生正沖擊響應，該正向沖擊力比較大且時滯時間長，直到第16期達到峰值，隨后隨著農(nóng)民工市民化率的提高，城鄉(xiāng)消費差距的變動也逐漸縮小?？梢钥闯?，農(nóng)民工市民化率對城鄉(xiāng)消費差距縮小的累積貢獻率在第8期、第16期和20期分別是－0.016百分點，0.101百分點、0.134百分點。這表明，城鄉(xiāng)消費差距在農(nóng)民工市民化率的沖擊下，在第7年對市民化的貢獻率被拉低到0.016個百分點，而在第16年和第20年時被拉高到0.101和0.134個百分點。農(nóng)民工市民化率對城鄉(xiāng)收入差距的影響是正負響應交互更替。農(nóng)民工市民化率對城鄉(xiāng)消費差距有長達7期的負向沖擊影響，但是在第8期后，農(nóng)民工市民化率對城鄉(xiāng)消費差距沖擊突然轉向正沖擊，且沖擊力大，時滯時間長，雖然16期后這個正向沖擊力有所減弱，但是還是朝著有利于城鄉(xiāng)消費差距的縮小趨勢發(fā)展。

圖4 農(nóng)民工市民化率對城鄉(xiāng)消費差距的響應路徑

圖5 城鄉(xiāng)消費差距對農(nóng)民工市民化率的響應路徑

圖6 城鄉(xiāng)居民收入差距對市民化率的響應路徑

圖7 城鄉(xiāng)居民收入差距對消費差距的響應路徑

（2）城鄉(xiāng)消費差距變化（LNXF）對農(nóng)民工市民化率（LNUR）的響應情況和響應路徑分析。從圖5可以看出城鄉(xiāng)消費差距變動對農(nóng)民工市民化率的沖擊在前9期中處于波動的階段（與胡日東、蘇志芳研究結論相似）。具體的響應軌跡是：城鄉(xiāng)消費差距變動的增加在開始階段對農(nóng)民工市民化率立刻有一個較大的正向沖擊：城鄉(xiāng)消費差距縮小1個百分點，農(nóng)民工市民化率就提高0.016個百分點，此后沖擊力減弱，并在第3期就減弱為零，此時消費作用受到一些未知因素干擾，對于市民化促進作用力受到阻撓，消費沖擊力減弱，市民化進程減緩，經(jīng)過幾期的調(diào)整，消費的沖擊力又得到了釋放，從第9期后，城鄉(xiāng)消費差異對農(nóng)民工市民化率開始出現(xiàn)穩(wěn)定的正向沖擊力，并且持續(xù)沖擊了5期，在第16期后，消費的沖擊影響力逐漸減弱，在20期有收斂跡象。這一個脈沖響應過程，與中國的國情非常吻合。這個估計的變化趨勢提醒我們，在城市化進程中，農(nóng)民工市民化的各種政策的實施需要我們加倍關注和科學落實，注意克服其中的負向效應。

（3）城鄉(xiāng)居民收入差距（LNSR）對農(nóng)民工市民化率（LNUR）和城鄉(xiāng)消費差距（LNXF）的響應情況和響應路徑分析。從圖6、7中可以看出城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)民工市民化率的脈沖響應與城鄉(xiāng)居民消費差距對農(nóng)民工市民化率的脈沖響應有很大的差異。城鄉(xiāng)居民收入差距一開始就帶給農(nóng)民工市民化率負向沖擊力，該負向反應一直持續(xù)到第8期，到第9期開始才轉為正向反應，當城鄉(xiāng)居民收入差距縮小一個百分點時，農(nóng)民工市民化率就會增長0.0 029個百分點，隨著城鄉(xiāng)居民收入差距縮小對農(nóng)民工市民化的正向沖擊力比較穩(wěn)定，并且時滯時間非常長。增長率在第20期逐步縮小趨近零，這說明城鄉(xiāng)居民收入差距比城鄉(xiāng)消費差距更加持續(xù)、直接地影響農(nóng)民工市民化進程。另通過收入差距對城鄉(xiāng)消費差距脈沖響應來看，收入差距一開始就對消費差距有一個較大的正向沖擊力，隨著收入差距的縮小消費差距也逐漸縮小，這種正向沖擊一直持續(xù)到第15期到達最高峰值（0.061個百分點），然后隨著收入差距的縮小，消費差距也逐步回落，并且有趨于穩(wěn)定的跡象。

6.方差分解分析。盡管脈沖響應函數(shù)曲線圖詳細地展示了城鄉(xiāng)居民消費差距和收入差異對農(nóng)民工市民化率的脈沖響應趨勢，但未能把它們對農(nóng)民工市民化率的影響貢獻度反映出來。因此，利用預測誤差方差分解技術把VAR（4）模型里的均方誤差（MSE）分解成農(nóng)民工市民化率、城鄉(xiāng)消費差異、城鄉(xiāng)居民收入差異三變量沖擊所作的貢獻。比較變量隨時間的變化，就可以估計出該變量的作用時滯和相對效應大小。農(nóng)民工市民化率、城鄉(xiāng)消費差距變化與收入變化的分解結果如表5所示。

表5 方差分解的結果

以上方差分解結果顯示：

（1）農(nóng)民工市民化發(fā)展進程受自身的沖擊比較大，但沖擊效應逐漸減弱。從其方差分解結果可以看到，在第一期已經(jīng)達到100%。但在第二期下降為72%，在第3～7期基本穩(wěn)定在60%～70%之間，隨后8～20期，隨著時間的推移逐漸下降，而且下降的幅度較大，在第19～20期時基本穩(wěn)定于14%左右。

（2）城鄉(xiāng)消費差距對農(nóng)民工市民化沖擊具有顯著的促進作用，且持續(xù)時間長。來自城鄉(xiāng)消費差距變動的沖擊對農(nóng)民工市民化率變動率的貢獻度在第二期僅占1.93%，但是到了第五期就有一個劇烈的沖擊力，高達11%，該沖擊力逐步上揚，在第20期高達60%。

（3）城鄉(xiāng)居民收入差距變動對農(nóng)民工市民化變動沖擊呈上下振蕩。在前10期，城鄉(xiāng)居民收入差距對農(nóng)民工市民化的沖擊力逐漸上升，到第10期達到峰值，然后轉為下降趨勢，下降比較緩慢，直至20期穩(wěn)定在25%左右。

（4）城鄉(xiāng)消費差異受自身的沖擊影響大，市民化率對其也存較大影響。從方差分解表中可以看到第1～15期，城鄉(xiāng)消費差異方差分解率一直很高，說明其對自身的沖擊力很大且有較長的持續(xù)效應。來自農(nóng)民工市民化率的沖擊對城鄉(xiāng)居民消費差距增長率變動的貢獻率在第一期占了約2.5%，這說明農(nóng)民工市民化率的增長變動對城鄉(xiāng)消費差距影響力是比較大的，這種影響力隨著時間推移逐漸增大，最后穩(wěn)定在6%左右。

從表5還可以看到農(nóng)民工市民化和城鄉(xiāng)消費差距變化對城鄉(xiāng)居民的收入差距的沖擊一開始就分別占了全部預測誤差的1%和29%，但此后市民化進程的發(fā)展對其沖擊一直隨著時間的推移有上升的趨勢，直到第12期，逐漸穩(wěn)定在21%，說明農(nóng)民工市民化進程對城鄉(xiāng)居民收入變化的影響較大，它解釋了城鄉(xiāng)居民收入差距變動的21%～69%，與消費比較起來，農(nóng)民工市民化對城鄉(xiāng)居民的收入影響要大很多。這與前面的脈沖響應曲線非常一致。同時，城鄉(xiāng)消費差距變化對城鄉(xiāng)居民收入差距的變動從一開始的29%，然后到第2期的41%，到第3～5期時，沖擊力增大快速且強度大，其貢獻率很快高達69%，但從第6期開始，沖擊力逐漸變小，對城鄉(xiāng)居民收入差距的變動影響逐步趨于穩(wěn)定，從第6期到第20期較長的時間段內(nèi)，其方差貢獻率一直在72%～75%之間徘徊。這表明短期內(nèi)城鄉(xiāng)居民收入差距變動受自身沖擊大，但長期來看，城鄉(xiāng)消費差距變化對城鄉(xiāng)居民收入變動的解釋度最大。

四、結論與啟示

（1）短期內(nèi)城鄉(xiāng)消費差距對農(nóng)民工市民化率的沖擊呈正負交替響應，長期來看，對農(nóng)民工市民化影響起著正向沖擊效應，即城鄉(xiāng)消費差距的縮小有利于農(nóng)民工市民化進程，對農(nóng)民工市民化率具有正的影響作用。

（2）城鄉(xiāng)消費差距對農(nóng)民工市民化進程的影響由小到大，由弱到強。消費隨著城鎮(zhèn)化發(fā)展，各種傳導機制作用于農(nóng)民工市民化率時有時滯作用，在一開始作用力并不強，但在后期通過累積效應和乘數(shù)效應對農(nóng)民工市民化的影響效應越來越大，沖擊也越來越強。

（3）城鄉(xiāng)居民收入差距對農(nóng)民工市民化率的影響呈正負波動和上下振蕩效應。城鄉(xiāng)居民收入差距對農(nóng)民工市民化的脈沖響應的沖擊力短期內(nèi)比城鄉(xiāng)消費差距對農(nóng)民工市民化率的沖擊力大，但長期來看，隨著城市化的進程，這個影響力逐漸減弱。

可見，城鄉(xiāng)消費差距的縮小有利于農(nóng)民工市民化的進程，城鄉(xiāng)居民的收入差距的縮小在短期內(nèi)即有利于消費差距的縮小，也能大大促進農(nóng)民工市民化率，農(nóng)民工市民化率的提高也有利于消費差距的縮小。因此，擴大農(nóng)民工消費，關注農(nóng)民工消費能力、消費預期和優(yōu)化農(nóng)民工消費結構勢在必行。

注釋：

①因為篇幅所限，相點檢驗結果未一一列出，如有需要可向作者索取。

②因篇幅限制省略了相應的數(shù)據(jù)表，僅用部分脈沖響應圖來估計它們的動態(tài)沖擊影響狀況。

［1］王春光.新生代農(nóng)村流動人口的外出動因與行為選擇［J］.中國黨政干部論壇，2002，（7）：30－33.

［2］盛來運.中國農(nóng)村勞動力外出的影響因素分析［J］.中國農(nóng)村觀察，2007，（3）：2－17.

［3］白南生，李靖.農(nóng)民工就業(yè)流動性研究［J］.管理世界，2008，（7）：70－77.

［4］Kan wing chan and Lizhang.The hukou system and rural－urban migration in China［M］.Carbridge University Press，The china Quarterly，1999：818－835.

［5］蔡昉，白南生.中國轉軌時期勞動力流動［M］.北京：社會科學文獻出版社，2006：65.

［6］Gans，Herbert.Popular culture and high culture［M］.New York，Baic，1974：23－42.

［7］祝偉.從消費動員到消費約束［J］.中國工人，2012（3）：27－33.

［8］山本拓.經(jīng)濟的時序列分析［M］.日本：創(chuàng)文社，1987：207－225.

［9］Sim，C.A.Comparison of interwar and postwar business cycles［J］.American Economic Review，1980：250－257.

［10］高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法及建模［M］.北京：清華大學出版社，2010：167.

［11］晏艷陽，沈楠，馬洪帥.基于ELES模型的我國城鎮(zhèn)居民消費結構研究［J］.湖湘論壇，2011，（2）：86－91.

［12］胡日東，蘇志芳.中國城鎮(zhèn)化發(fā)展與居民消費增長關系的動態(tài)分析——基于VAR模型的實證分析［J］.上海經(jīng)濟研究，2007，（5）：63.

［13］李啟平.大農(nóng)業(yè)促進農(nóng)村勞動力就業(yè)分析——基于政治經(jīng)濟學視有［J］.湖南科技大學學報（社科版），2011，（6）：81－85.