李嬌

【摘要】本文根據(jù)湖南省2002-2016年度城鎮(zhèn)化和農(nóng)村居民消費數(shù)據(jù)，實證分析發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化與農(nóng)村居民消費支出的增加二者相互促進，即城鎮(zhèn)化能夠促進農(nóng)村居民消費的增加，農(nóng)村居民消費的增加也能夠帶動城鎮(zhèn)化的發(fā)展。但是城鎮(zhèn)化對于農(nóng)村居民消費的增加具有時問滯后效應，滯后期一般為4-5年。并提出了相應的政策建議：提高農(nóng)村勞動力素質(zhì);推進戶籍制度改革，消除城鄉(xiāng)二元結構帶來的城鄉(xiāng)壁壘;加強農(nóng)村基礎設施建設，優(yōu)化消費環(huán)境;完善農(nóng)村社會保障體系，在提高城鎮(zhèn)化的同時，促進農(nóng)村居民消費的增加。

【關鍵詞】農(nóng)村居民消費;城鎮(zhèn)化;vAR

一、引言

城鎮(zhèn)化的發(fā)展，不僅能夠提高農(nóng)村人口的收入，擴大內(nèi)需，還能夠帶動生產(chǎn)要素的集聚從而推動產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級，優(yōu)化消費市場環(huán)境，提升湖南省的整體經(jīng)濟水平。城鎮(zhèn)化是解決城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構的關鍵。因此，探索城鎮(zhèn)化對于農(nóng)村居民消費的影響具有了重要的現(xiàn)實意義。國內(nèi)外學者對于城鎮(zhèn)化與農(nóng)村居民消費之間的關系，進行了大量的研究，在實證和理論方面都取得了豐碩的成果。劉易斯（1954）第一次比較明確的提出城鎮(zhèn)化能促進消費需求的增加理論”，羅斯托（1990）首次從經(jīng)濟增長的不同階段來分析各階段的消費需求，認為城鎮(zhèn)化的發(fā)展會帶來高投資和高消費，但是他并沒有對城鎮(zhèn)化和消費需求之間的關系進行深入的分析?？唆敻衤?995）指出，城鎮(zhèn)能夠帶來聚集效應，但是并未就城鎮(zhèn)化對消費的影響到底多大做出更多的解釋。國內(nèi)學者蔡疇（1999）指出消費與城市化之間存在相互影響相互促進的關系，并認為在城市化率較低的情形下，通過二元經(jīng)濟結構的轉化來促使消費需求的增長具有長期可行性。曾令華（2001）認為城鎮(zhèn)化的發(fā)展是持續(xù)推動消費增長的動力源泉，也是我國擴大內(nèi)需的根本途徑。樊綱和王小魯（2004）通過建立消費條件模型探究農(nóng)村居民消費的影響因素，表明城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民消費的影響僅次于收入。張書云、周凌瑤（2010）通過vAR模型實證表明城鎮(zhèn)化與農(nóng)村居民消費的相互促進作用。王希文（2013）從消費環(huán)境、消費觀念、消費市場三個方面分析了城市化對于農(nóng)村居民消費的影響。劉小舟（2017）通過協(xié)整分析論證了城鎮(zhèn)化發(fā)展在長期內(nèi)對農(nóng)村居民消費的正向促進作用”。

目前學者們對城鎮(zhèn)化和消費之間的影響研究主要是從全國層面來進行探討，本文將從一個更加微觀的視角，即以湖南省為例，運用實證的方法來說明城鎮(zhèn)化對于農(nóng)村居民消費的影響本，進而提出相應的政策建議。

二、湖南省城鎮(zhèn)化及農(nóng)村居民消費分析

（一）城鎮(zhèn)化發(fā)展現(xiàn)狀

我們通常采用城鎮(zhèn)人口與總人口的比值來衡量城鎮(zhèn)化率。從圖1可以看到，2016年湖南省的城鎮(zhèn)化率達到54.62%低于全國水平57.35%，從長期來看，湖南省城鎮(zhèn)化率與全國的城鎮(zhèn)化率的增長趨勢趨同，但是湖南省的城鎮(zhèn)化率一直以來都低于全國水平，并且與我省設定的目標還存在一定的差距，因此還需要采取措施進一步提高我省的城鎮(zhèn)化率，縮小與全國水平的差距。

（二）農(nóng)村居民消費現(xiàn)狀分析

我省農(nóng)村居民的消費支出一直保持著增長的態(tài)勢，從2002年的人均支出2068.07元增長到2016年的10629.94元，增長了4倍多：而城市的消費支出由2002年的5574.7元增加到2016年的21419.99元，增長了2.8倍，農(nóng)村居民消費增速要遠遠陜于城鎮(zhèn)居民：同時城鄉(xiāng)之間的差距也越來越大，由2002年的3 506元增加到2016年的10790.05元，這都表明農(nóng)村有著巨大的消費潛力。

三、城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民消費影響的實證分析

（一）數(shù)據(jù)與變量

本文以2002-2012年為樣本期，基于數(shù)據(jù)的可得性，本文采用城鎮(zhèn)人口占總人口的比重來衡量城鎮(zhèn)化率（uR）;為了消除通貨膨脹因素的影響，消費支出以2002年為基期進行平減，同時對上述兩個變量分別取對數(shù)以消除時間序列的異方差性，表示為LuR，LPc。根據(jù)散點圖和時序圖的結果我們知道兩個變量具有較強的正相關關系，即隨著城鎮(zhèn)化率的增長農(nóng)村居民的消費支出也不斷增長，同時從長期來看二者具有相同的變動趨勢。

（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗

對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗以判斷變量之間是否具備長期穩(wěn)定的關系。本文采用AD F單位根檢驗法對變量進行單位根檢驗，結果如表l所示，原序列在任何情況下都不能通過檢驗，一階差分序列在5%的顯著性水平下通過了單位根檢驗，即原序列為一階單整序列。

（三）VAR穩(wěn)定性檢驗

由于本文樣本數(shù)據(jù)過少，因此本文設定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2，即本文建立的模型為vAR（2）。從圖2可以看到，特征根都落在單位圓內(nèi)即vAR（2）模型是穩(wěn)定的，模型的穩(wěn)定性保證了脈沖響應分析的有效性。

（四）VAR模型參數(shù)估計

根據(jù)上述的檢驗結果可知序列為一階單整序列且最優(yōu)滯后階數(shù)為2，滿足vAR模型建立的條件，因此本文利用Eview對農(nóng)村居民消費和城鎮(zhèn)化vAR模型的參數(shù)進行OLs估計，得到如下方程式：

（五）脈沖響應分析

本文采用chokskv分解方法得到正交化的脈沖響應函數(shù)，即可以單獨考慮各個變量的沖擊對其他變量的影響。所得到的脈沖響應結果如圖3所示，其中橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)，縱軸表示農(nóng)村居民消費增長率和城鎮(zhèn)化率的變化，實線表示脈沖響應函數(shù)，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。

左上角的圖為農(nóng)村居民消費對自身沖擊的響應，即受到來自居民消費率變動的影響時，第一期自身的增長率為0.07%，第四期下降為0.06%，最后穩(wěn)定在0.04%左右。右上角的圖為農(nóng)村居民消費對于城鎮(zhèn)化率變動的反應，城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民消費的影響第一期為0，然后第二期至五期下降為負值，第六期開始由負轉正，最終城鎮(zhèn)化對于農(nóng)村居民消費的影響為正但影響比較小。原因可能是城鎮(zhèn)化初期農(nóng)村居民固守傳統(tǒng)消費觀念很難迅速融入城市生活：且由于自身素質(zhì)較低，很難找到較高收入的工作，收入增加有限，支出減少，所以在城鎮(zhèn)化初期對于農(nóng)民消費的影響不增反而為負面影響。但是長期來看當農(nóng)村居民逐漸適應了城市的生活，受到城鎮(zhèn)居民的消費觀念的影響，城鎮(zhèn)化對于農(nóng)村居民消費的正向影響開始凸顯，最后逐漸穩(wěn)定在0.02%左右，所以還說明城鎮(zhèn)化對于居民消費增加是有一個時間滯后期，一般為4-5年左右。左下角的圖為城鎮(zhèn)化率對來自農(nóng)村居民消費變動的反應函數(shù)圖，農(nóng)村居民消費變動變動1%時帶來的城鎮(zhèn)化的影響為0.003%，第二期下降為接近于0，然后逐步上升穩(wěn)定在0.01%左右，這表明農(nóng)村居民消費的增加能夠在一定程度上促進城鎮(zhèn)化的發(fā)展。右下角的圖為城鎮(zhèn)化率受到來自自身沖擊的影響的反應，第一期的影響比較大，然后下降為負值，最后逐漸穩(wěn)定在O值以上。

（六）方差分解

方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻程度，進而評價不同結構沖擊的重要性，方差分解就是給出對vAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨機擾動的相對重要性的一種方法。

表3的數(shù)據(jù)結果表明，城鎮(zhèn)化對于農(nóng)村居民消費的影響在第一期為0，之后的影響也穩(wěn)定在2左右，這表明城鎮(zhèn)化處于一個較高的水平時，城鎮(zhèn)化對于農(nóng)村居民消費的增加的影響是有限的。

表4的數(shù)據(jù)結果表明，城鎮(zhèn)化的預測誤差前期主要來自自身，農(nóng)村居民消費的增加前2期對于城鎮(zhèn)化的影響比較小，后期逐漸增加，在第5期就超過了50%，最后高達80%以上，這表明農(nóng)村居民消費的增加對于城鎮(zhèn)化率無論是短期和長期都有著顯著的影響。

四、結論與建議

根據(jù)上述實證結果，從長期來看，城鎮(zhèn)化與農(nóng)村居民消費支出二者相互促進，但是城鎮(zhèn)化對于農(nóng)村居民消費的增加具有時間滯后效應，滯后期一般為4-5年。由于目前我省處于城鎮(zhèn)化水平較高的階段，城鎮(zhèn)化率的提升對于農(nóng)村居民消費增加的影響是有限的，因此我們在注重提高城鎮(zhèn)化率的同時更加注重城鎮(zhèn)化的質(zhì)量提升。另外，農(nóng)村居民消費的增加對于城鎮(zhèn)化的影響比較大，增加農(nóng)村居民消費是提高城鎮(zhèn)化率的有效手段。因此為了提高我省的城鎮(zhèn)化水平，政府應該完善農(nóng)村的基礎設施，增加農(nóng)民的收入和改善農(nóng)村居民的消費環(huán)境，提升農(nóng)村居民的消費能力和消費欲望。具體措施如下：

首先，提高農(nóng)村勞動力素質(zhì)，增加勞動收入。由于農(nóng)村居民自身素質(zhì)較低，進入城市主要從事勞動密集型工作，工資收入相對較低，限制了消費能力的提高。因此政府和企業(yè)應該對農(nóng)民工進行相應的技能培訓，提高其競爭力，從而能夠獲得較高的工資收入：農(nóng)村居民自身也應該重視教育的投入，提高自身的價值。

其次，推進戶籍制度改革，消除城鄉(xiāng)二元結構帶來的城鄉(xiāng)壁壘。由于戶籍制度的限制，農(nóng)村居民進城工作也無法享受到與城市居民同樣的福利待遇，因此達到一定年紀后將會出現(xiàn)返鄉(xiāng)潮。雖然人口的回流能夠帶來巨大的農(nóng)村消費需求，但是由于農(nóng)村并不具備完善的消費供給，因此會出現(xiàn)供需缺口，抑制農(nóng)村居民消費的增加，所以說實施戶籍制度的改革能夠有效增加人口的流動性，實現(xiàn)資源的合理配置。

再次，加強農(nóng)村基礎設施建設，優(yōu)化消費環(huán)境。政府應該合理規(guī)劃農(nóng)村的商業(yè)設施，提高市場準入標準，加強對于商品質(zhì)量的把控，為農(nóng)村居民提供一個優(yōu)質(zhì)的消費環(huán)境。同時，政府應該注重完善與電子商務發(fā)展相配套的基礎設施建設，促進農(nóng)村電商的發(fā)展，既促進農(nóng)村居民消費增加，也促進農(nóng)產(chǎn)品利用電商渠道走出去，增加農(nóng)民收入。

最后，完善農(nóng)村社會保障制度。根據(jù)費里德曼的持久收入假說，消費者會根據(jù)其一生的收入來安排自己的消費。社會保障體系的建設能夠增強農(nóng)村居民對未來消費的信心，形成穩(wěn)定的未來消費預期，有助于促進農(nóng)村消費的增加。