王惠敏

(中南民族大學 經(jīng)濟學院，湖北 武漢 430074)

0 引言

改革開放以來，經(jīng)濟增長速度穩(wěn)步加快，城鎮(zhèn)化率在不斷提高，農(nóng)村居民的消費情況也在不斷改變，消費觀念和消費類型與以往對比有所不同，人民在滿足生活需要后更加注重物質(zhì)精神上的追求。根據(jù)國家統(tǒng)計局2013-2019年湖北省農(nóng)村、城鎮(zhèn)人均居民消費數(shù)據(jù)，2013年農(nóng)村居民人均消費7 849.52元，城鎮(zhèn)居民人均消費15 334.47元。2019年，農(nóng)村、城鎮(zhèn)居民人均消費分別增長7 478.5元和11 087.3元，農(nóng)村居民消費相比城鎮(zhèn)增長緩慢(見圖1)。國家越來越重視鄉(xiāng)村振興和對農(nóng)村的大力建設(shè)，提高城鎮(zhèn)化建設(shè)的質(zhì)量能吸引農(nóng)村流動人口，提高居民消費需求，拉動經(jīng)濟增長，還能縮小農(nóng)村居民消費與城鎮(zhèn)居民消費差距，解決農(nóng)村居民消費拉動不足的問題。研究城鎮(zhèn)化建設(shè)對農(nóng)村居民消費類型的影響，為新農(nóng)村建設(shè)以及城鎮(zhèn)化建設(shè)提供參考。

圖1 湖北省2013-2019年城鄉(xiāng)居民人均消費情況

1 文獻綜述

國外學者關(guān)于城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民消費類型影響的研究較早，Modigliani和Brumberg[1]研究不同層次的消費結(jié)構(gòu)得出，發(fā)展中國家第一產(chǎn)業(yè)的農(nóng)民受到第二、第三產(chǎn)業(yè)高工資的吸引流入城市，推進了城鎮(zhèn)化發(fā)展。在此過程中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生改變，居民需求擴大，有利于拉動經(jīng)濟發(fā)展。Duesenberry[2]的“相對收入假說”認為消費者行為不僅受過去自己的消費習慣影響，而且還會受周圍的消費環(huán)境影響，即“示范效應(yīng)”，提出的“棘輪效應(yīng)”：消費者在收入增加時易增加消費，但不易隨收入降低而減少消費。Rostow[3]提出的經(jīng)濟增長階段理論表明，社會發(fā)展分為六個階段，其中在不同階段，居民消費和投資占比不同。在社會發(fā)展初期，居民主要購買生活必需品，投資占社會比重?。簧鐣焖侔l(fā)展階段，社會中公共投資降低，私人投資增加，刺激經(jīng)濟發(fā)展；在高度繁榮階段，人民生活質(zhì)量的提高使居民消費更偏向于服務(wù)型及享受型消費。Krugman[4]認為城鎮(zhèn)化會使該地區(qū)產(chǎn)生積累效應(yīng)，逐漸繁多的商品種類給消費者更多的選擇，廠商會集中在城鎮(zhèn)發(fā)達地區(qū)采取各種消費手段吸引消費者購買產(chǎn)品，產(chǎn)品集中所產(chǎn)生的集中效應(yīng)會推進城鎮(zhèn)化建設(shè)，進一步擴大到周邊鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)，帶動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。廠商追求的規(guī)模經(jīng)濟與集中消費效應(yīng)會使城鎮(zhèn)發(fā)展的同時刺激消費者，增加消費需求。Kale[5]通過抽樣調(diào)查的方式訪問了美國各地區(qū)20歲以上的2264名不同階層，不同職業(yè)成年人，調(diào)查結(jié)果顯示消費觀念的不同導(dǎo)致消費行為的差異。

20世紀90年代，國內(nèi)學者開始對城鎮(zhèn)化與消費的關(guān)系進行研究，但研究結(jié)論并不一致，目前研究成果分為兩個方面：一是肯定了城鎮(zhèn)化對消費有促進作用。城鎮(zhèn)化建設(shè)對居民消費需求有正向效應(yīng)，城鎮(zhèn)化建設(shè)有利于擴大居民消費需求，而農(nóng)村居民消費需求有利于加快城市化建設(shè)，改變中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)。推進城市化改變居民的收入，從而改變其消費預(yù)期及消費行為。同時城市化會使居民受示范效應(yīng)影響從而改變消費傾向，擴大居民消費需求，刺激經(jīng)濟發(fā)展[6-8]。在城鎮(zhèn)化對居民消費的影響的實證分析中，多利用省市數(shù)據(jù)，在VAR模型的基礎(chǔ)上對其進行分析[9-14]，得出城鎮(zhèn)化建設(shè)持續(xù)時間、居民年齡、消費習慣以及不同的地區(qū)對于居民消費有不同影響的結(jié)論[15-19]。二是認為城鎮(zhèn)化對居民消費沒有實際拉動作用。城鎮(zhèn)化建設(shè)不能促進居民消費，對居民消費起主要影響的是居民收入，現(xiàn)階段的農(nóng)民收入主要用于衣食住行的生存型消費，對于其他類型的消費還不能保障[20-21]。

綜上所述，國外學者從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、區(qū)域發(fā)展、收入、環(huán)境等因素進行相關(guān)研究，我國正處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期，各種市場結(jié)構(gòu)和相關(guān)制度還不完善，國內(nèi)學者的研究結(jié)果有差異。同時，現(xiàn)有的文獻大多從消費者收入、消費結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方面進行研究，但關(guān)于居民消費類型的研究分析還較少。

2 城鎮(zhèn)化建設(shè)對農(nóng)村居民消費類型影響的實證分析

2.1 數(shù)據(jù)說明與變量選取

為了研究城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民消費類型的影響，通過《湖北省統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》中農(nóng)村居民人均消費具體數(shù)據(jù)，即農(nóng)村居民在食品、衣著、居住、家庭設(shè)備及用品、交通信息、文教娛樂、醫(yī)療、其他八大類具體支出。但由于1996年前關(guān)于交通消費支出的計算方法與1996年后不同，按照數(shù)據(jù)統(tǒng)一性的處理原則，把交通一類剔除掉后選取1991-2018年湖北省農(nóng)村居民消費七項支出的相關(guān)數(shù)據(jù)。

城鎮(zhèn)化率計算方法包括城鎮(zhèn)土地利用法、非農(nóng)業(yè)人口比重法、城鎮(zhèn)化綜合指標法、城鎮(zhèn)人口比重法等多種方法。本文基于科學性、可行性等原則，采用城鎮(zhèn)人口比重法，計算得出湖北省1991-2018年的城鎮(zhèn)化率。

本文采用VAR模型來分析城鎮(zhèn)化率與農(nóng)村居民人均消費支出變量之間的關(guān)系。VAR模型的每個變量都是內(nèi)生變量，利用時間序列中的當期變量及滯后期變量進行回歸分析。

2.2 模型建立

2.2.1 平穩(wěn)性檢驗

VAR模型的建立需要保證變量之間是相互平穩(wěn)的，因此在建立模型之前需對序列進行平穩(wěn)性檢驗。若ADF檢驗結(jié)果是平穩(wěn)的，則能建立VAR模型，若ADF檢驗結(jié)果不平穩(wěn)，需對序列進行一階差分再檢驗其平穩(wěn)性，若不平穩(wěn)則繼續(xù)進行差分直至結(jié)果序列平穩(wěn)。

根據(jù)表1可以發(fā)現(xiàn)，食品(sp)、衣著(yz)、居住(jz)、家庭設(shè)備(jtsb)、文教娛樂(wj)、醫(yī)療(yl)、其他消費(qt)以及城鎮(zhèn)化率(urban)的原始序列都不平穩(wěn)，而一階差分序列是平穩(wěn)的，均為是I(1)過程。因此，采用其一階差分代表各序列的增長率，后續(xù)協(xié)整檢驗也基于一階差分數(shù)據(jù)進行。

表1 變量的ADF檢驗結(jié)果

2.2.2 模型階數(shù)確定及協(xié)整檢驗

為了建立VAR模型需要對模型定階，可利用AIC和SC指標以及單位根檢驗來判定。根據(jù)AIC和SC等指標，二階滯后的AIC和SC值分別為49.83、56.46，均小于一階滯后的59.71、63.22。結(jié)合單位根檢驗(見圖2)，發(fā)現(xiàn)滯后二階的條件下，有的根在單位圓之外，但是滯后一階的根都在單位圓之內(nèi)，因此選擇滯后一階回歸。

圖2 單位根檢驗

表2結(jié)果發(fā)現(xiàn)，食品、衣著、居住、家庭設(shè)備、文教娛樂、醫(yī)療、其他消費以及城鎮(zhèn)化率這8個變量之間存在協(xié)整關(guān)系。觀察可知，滯后一階、滯后二階以及滯后三階的P<0.05，表明殘差序列不存在單位根，處理后的一階差分數(shù)據(jù)是平穩(wěn)序列。在α=0.05的置信區(qū)間，t檢驗的P<0.05 ，說明解釋變量：農(nóng)村居民在食品、衣著、居住、家庭設(shè)備、文教娛樂、醫(yī)療、其他上的消費對城鎮(zhèn)化率顯著。農(nóng)村居民消費支出與城鎮(zhèn)化率之間存在長期均衡關(guān)系，具有有效的經(jīng)濟關(guān)系。因此隨后建立的VAR方程式有效。

表2 協(xié)整檢驗結(jié)果

2.2.3 VAR模型建立

由于VAR模型的變量均是內(nèi)生變量，所以每個變量均可作為被解釋變量被其余變量所解釋。所建立的VAR模型一共有8個方程，每個變量均可作為被解釋變量，根據(jù)不同的VAR方程可以觀察各個變量之間的統(tǒng)計關(guān)系，由此可得到表3。

LnURt=0.6231LnURt-1-0.0001LnJTSBt-1+0.0002LnJZt-1

(3.27095)(-0.32138)(1.51457)

+0.0006LnQTt-1-0.0001LnYLt-1

-0.0004LnYZt-1

(1.16650)(-1.81104)(-0.88679)

R2=0.9766，F(xiàn)=88.7813

為了保證數(shù)據(jù)之間變化波動不大保持平穩(wěn)性，對所有變量取對數(shù)。在列舉的方程中農(nóng)民七個消費具體支出以及城鎮(zhèn)化率的一階滯后項作為自變量，城鎮(zhèn)化率的當期值作為因變量。根據(jù)方程可知，城鎮(zhèn)化率與農(nóng)村居民居住、其他消費是正相關(guān)關(guān)系，而與家庭設(shè)備、醫(yī)療、衣著呈負相關(guān)關(guān)系。其中農(nóng)村居民在其他上的消費對城鎮(zhèn)化影響最大，當其他變量不變時，其他消費對數(shù)變化一單位時，城鎮(zhèn)化率對數(shù)變化0.0006個單位，t檢驗的統(tǒng)計量為1.166 50。而農(nóng)村居民在家庭設(shè)備、醫(yī)療、衣著消費的對數(shù)增加一個單位時，城鎮(zhèn)化率的一階滯后項分別減少0.000 1、0.000 1、0.000 4個單位。根據(jù)方程的可決系數(shù)R2=0.976 6可知該模型個變量之間相關(guān)性高，模型擬合度非常好。此VAR模型自變量的待估系數(shù)均小于1說明了農(nóng)村居民消費對城鎮(zhèn)化建設(shè)的影響不大。

當農(nóng)村居民七大消費支出作為被解釋變量時，城鎮(zhèn)化率的一階滯后項作為方程中的解釋變量時，根據(jù)表3觀察得出，當其他變量不變情況下城鎮(zhèn)化率一階滯后項的對數(shù)改變一單位時，農(nóng)村居民在食品、衣著、居住、家庭設(shè)備、文教娛樂、醫(yī)療、其他方面的消費的一階滯后項分別改變了264 5.812 0、650.849、163 7.725 0、470.685、206 0.45、278.354 9、270.009個單位。經(jīng)過對比可以發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化率的對數(shù)發(fā)生變化對農(nóng)村居民食品消費上正效應(yīng)最大，其次是文教娛樂和居住方面的消費。而城鎮(zhèn)化率一階滯后變化對農(nóng)村居民在醫(yī)療和其他消費方面的正效應(yīng)相對較小。

表3 VAR模型結(jié)果

城鎮(zhèn)化建設(shè)改善了農(nóng)村居民居住環(huán)境，增加了農(nóng)村居民就業(yè)機會，從而居民收入以及消費水平提升，其消費觀念受到城鎮(zhèn)化影響發(fā)生轉(zhuǎn)變，這些因素使得農(nóng)村居民的物質(zhì)消費能力提升，居民在食物、衣著上的生存型消費比在醫(yī)療、其他上消費多。

2.3 結(jié)果檢驗

2.3.1 Granger因果檢驗

對數(shù)據(jù)作Granger因果檢驗，驗證城鎮(zhèn)化率的變動是否能引起農(nóng)村居民消費支出的變化。根據(jù)表4，城鎮(zhèn)化率不是引起農(nóng)村居民在食品、衣著、居住、家庭設(shè)備、文教、醫(yī)療以及其他消費變動的可能性分別為46.54%、37.52%、12.99%、74.79%、85.31%、7.01%、24.34%。由于以上消費支出檢驗結(jié)果P>0.05，即在10%的顯著水平下拒絕了原假設(shè)，結(jié)果表明城鎮(zhèn)化建設(shè)不是造成農(nóng)村居民消費變動的Granger原因。

表4 Granger因果檢驗結(jié)果

城鎮(zhèn)化建設(shè)只是影響農(nóng)村居民消費類型的因素之一，Granger檢驗結(jié)果說明了城鎮(zhèn)化變化對農(nóng)村居民消費類型的改變影響不大，但這不能說明二者之間沒有關(guān)聯(lián)，還需結(jié)合脈沖響應(yīng)以及方差分解具體分析。

2.3.2 脈沖響應(yīng)

由于VAR模型是穩(wěn)定的，因此分別建立食品、衣著、家庭設(shè)備、居住、文教娛樂、醫(yī)療、其他消費對城鎮(zhèn)化的脈沖響應(yīng)函數(shù)來判斷城鎮(zhèn)化水平對居民消費類型的影響。坐標軸的橫軸表示追蹤期數(shù)，縱軸表示對城鎮(zhèn)化的響應(yīng)程度。

由圖3可看出，城鎮(zhèn)化對食品、衣著、居住、家庭設(shè)備有正向的沖擊，在第1期開始快速增長后至第2期有所降低，第10期的增長速度相對平緩。說明隨著城鎮(zhèn)化的建設(shè)，居民對食品、居住等生存型消費在前期快速增長，但由于城鎮(zhèn)化的影響在后期增長速度趨于穩(wěn)定。城鎮(zhèn)化對文教娛樂的沖擊在第2期之前表現(xiàn)為負效應(yīng)，與居民在生存資料消費相反，說明在城鎮(zhèn)化影響下，居民先滿足自身生活需要的消費后，消費習慣、偏好發(fā)生改變，逐漸增加享受型方面的消費來滿足精神上的需求。在現(xiàn)實生活中，居民只有解決了個人生存問題才會有機會去享受其他服務(wù)。居民在醫(yī)療方面的消費在前期受城鎮(zhèn)化沖擊影響較小，但正效應(yīng)一直持續(xù)增加到第10期且沒有變緩趨勢。說明居民在城鎮(zhèn)化的影響下更加重視健康保健、個人身體素質(zhì)狀況。

圖3 各消費變量對城鎮(zhèn)化的脈沖響應(yīng)

2.3.3 方差分解

利用方差分解來解釋城鎮(zhèn)化水平對食品、衣著、家庭設(shè)備、居住、文教娛樂、醫(yī)療、其他消費的相對貢獻率。由表5可得出，食品、衣著、居住、文教娛樂、醫(yī)療受城鎮(zhèn)化沖擊的程度隨著期數(shù)的增加呈增長的趨勢。具體來看，第一期中城鎮(zhèn)化建設(shè)對農(nóng)村居民食品消費貢獻了1.374 2%、對居住貢獻了0.364 7%、對家庭設(shè)備貢獻了13.013 7%、對其他消費貢獻了5.5 229%，而對衣著、文教娛樂、醫(yī)療貢獻率為零。隨著時間推移，城鎮(zhèn)化食品的貢獻率出現(xiàn)了兩次拐點，分別出現(xiàn)在第二期和第四期，其數(shù)值均小于1。之后農(nóng)村居民受城鎮(zhèn)化影響在食品消費上的支出一直增加，到達第十期其貢獻率增長至5.045%。農(nóng)村居民在衣著上受城鎮(zhèn)化影響程度不大，城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民衣著消費解釋率積累到2.5%左右后變化不明顯。居住受城鎮(zhèn)化影響較大，由第一期的0.364 7%逐漸增長至第十期的11.099 3%，變化了10.734 6%。城鎮(zhèn)化對家庭設(shè)備貢獻率由第一期3.013 7%先升高至第三期的18.138%，之后其比率一直降低。文化教育受城鎮(zhèn)化影響情況與衣著類似，先呈遞增趨勢，其貢獻率增長至2.3%左右后變化程度不大。而在醫(yī)療消費上，農(nóng)村居民受城鎮(zhèn)化影響有兩次大的跳躍，第一次為第2～3期，貢獻率由1.423 2%增加4.35%至5.773 2%；第二次為第4～5期，貢獻率增加了4.138 1%。之后醫(yī)療方面的解釋率下降至11.37%。在居民的其他消費上，城鎮(zhèn)化的貢獻率是呈下降趨勢。

表5 方差分解結(jié)果 單位：%

總體來看，在居民生存型消費中，城鎮(zhèn)化對食品、衣著、居住的貢獻率逐期升高，但城鎮(zhèn)化對食品、衣著的貢獻率低于城鎮(zhèn)化對居住的貢獻率。而城鎮(zhèn)化對家庭設(shè)備的貢獻率隨著期數(shù)的增加而降低。在醫(yī)療和文教娛樂方面，城鎮(zhèn)化對醫(yī)療的貢獻高于文教娛樂，且城鎮(zhèn)化水平對醫(yī)療的貢獻在第6期后雖然下降但其數(shù)值均穩(wěn)定在11%以上。隨著期數(shù)增加，城鎮(zhèn)化對居住及醫(yī)療方面的貢獻率最高，家庭設(shè)備次之，最后是食品、衣著及其他方面的消費。

3 結(jié)論與建議

通過建立城鎮(zhèn)化率與農(nóng)村居民在食品、居住、衣著、家庭設(shè)備、文教娛樂、醫(yī)療、其他消費支出的VAR模型，經(jīng)過Granger因果分析、脈沖響應(yīng)、方差分解等檢驗可得到以下結(jié)論：首先，食品、居住、衣著、家庭設(shè)備、文教娛樂、醫(yī)療、其他消費與城鎮(zhèn)化沒有雙向Granger因果關(guān)系。其次根據(jù)圖3可知，從長期來看，城鎮(zhèn)化建設(shè)對居民消費均有正向效應(yīng)，但是居民衣食住行基本消費增長低于在醫(yī)療方面的增長速度。最后結(jié)合方差分解結(jié)果，城鎮(zhèn)化對醫(yī)療消費貢獻率最大，其次是居住。基于上述分析，對加強城鎮(zhèn)化建設(shè)，促進農(nóng)村居民消費提出以下建議。

(1)提高城鎮(zhèn)化建設(shè)質(zhì)量，提高農(nóng)村居民收入。農(nóng)村居民收入增幅緩慢，其消費類型轉(zhuǎn)變不明顯，主要以食物消費為主，醫(yī)療保健支出所占總支出的比重小。政府促進城鎮(zhèn)化質(zhì)量建設(shè)有利于增加農(nóng)民就業(yè)機會選擇，更好吸收農(nóng)村勞動流動人口，提高農(nóng)村居民收入水平。

(2)通過城鎮(zhèn)化建設(shè)改善農(nóng)村居住環(huán)境。政府首先針對化工企業(yè)需要設(shè)立相應(yīng)的污水排放標準以及考核制度，減少農(nóng)村居民因化工廠排污而選擇搬家產(chǎn)生的成本，降低化工廠周邊居民受感染患病的風險；其次加大公共設(shè)施的建設(shè)，改善農(nóng)村廁所、水源問題，增加農(nóng)村居民的居住環(huán)境舒適度。

(3)加強農(nóng)村醫(yī)療體系建設(shè)，健全農(nóng)村居民社會保障體系。隨著城鎮(zhèn)化建設(shè)發(fā)展，農(nóng)村居民消費理念逐步發(fā)生改變，由原來的基礎(chǔ)消費轉(zhuǎn)向享受型消費，其中對于醫(yī)療保健的消費支出占比逐年增高。居民增加了對醫(yī)療防護用品的消費。然而現(xiàn)階段農(nóng)村的醫(yī)療體系還不健全，政府在進行城鎮(zhèn)化建設(shè)的過程中需增加在農(nóng)村居民醫(yī)療保險上的投入，減少農(nóng)村居民由于未來不確定風險而進行的預(yù)防儲蓄，增加居民消費，推動城鎮(zhèn)化建設(shè)進程。