■ 宋德勇 教授 王雪峰 通訊作者（華中科技大學經(jīng)濟學院武漢 430074）

引言

我國農村地區(qū)擁有最大的市場潛力，但其消費長期保持在較低的水平，與城市消費水平之間的差距越來越大。上世紀八十年代我國城市居民消費大約是農村居民的2.2倍，到2010年，這一比例已增長到3.5，消費結構的失調已成為制約中國經(jīng)濟發(fā)展的重要原因。

十八大將城鎮(zhèn)化作為拉動內需的重要手段，李克強總理在多個場合表示城鎮(zhèn)化可以帶動巨大的消費需求。學界普遍認為城鎮(zhèn)化的推進可以有效的增加農村需求，提高農村地區(qū)的消費率，從而縮減城鄉(xiāng)消費水平的差距。多數(shù)學者認為，城鎮(zhèn)化可以通過增加農村居民收入水平和改善農村居民消費結構使農村居民的消費水平得到提高。Song、Wu&Zhang（2010）從一般均衡的角度分析了城鎮(zhèn)化與國內需求之間的關系，他們認為中國目前處于“產業(yè)失衡”和“經(jīng)濟內外失衡”的雙失衡局面，城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的推進可以加速農民工市民化的進程，從而使我國潛在的消費需求得到釋放。Bairoch（1991）研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化與人均收入之間存在很高的相關關系，收入的增加會對消費產生影響。張書云（2010）運用VAR模型，基于我國1978年到2008年間的時間序列數(shù)據(jù)，分析了城鎮(zhèn)化發(fā)展與農村居民人均消費之間的關系，結果顯示，城鎮(zhèn)化發(fā)展與農村居民消費具有相互促進的關系。林秀清（2011）強調了城鎮(zhèn)化對農民收入和消費結構的作用，認為城鎮(zhèn)化可以帶來巨大的市場需求。Jorgenson（1961）分析了城鎮(zhèn)化對農村居民的生活方式和消費觀念的影響，得出城鎮(zhèn)化可以拉動農村居民消費結構的升級甚至整體國民的消費結構升級的結論。Jamey、Tung & Loyns（1978）通過回歸分析發(fā)現(xiàn)，隨著城鎮(zhèn)化的推進，消費收入彈性會增大，因此城鎮(zhèn)化可以顯著提高消費水平。辜勝阻（2011）認為城鎮(zhèn)化的發(fā)展是中國最大的內需潛力所在。城鎮(zhèn)化可以引導農民進入城市，在增加農民收入的同時使農民的消費結構得到升級。城鎮(zhèn)化對投資需求的刺激作用也會帶來建筑和房地產業(yè)及其相關產業(yè)的繁榮，從而為進城農民提供更多的崗位。蔡 （1999）通過分析得出，農村居民對除食品和日用品以外的其他消費品的需求收入彈性要大于城鎮(zhèn)居民，因此在整體收入增加的情況下，農村居民的消費水平會比城市居民增加很多。同時，將農村居民的自給性消費轉變成貨幣性消費也將會提高農村居民的消費水平，這一轉變的過程依賴于市場的發(fā)展，城鎮(zhèn)化就是完善市場的一個重要的手段。蔣南平（2011）認為城鎮(zhèn)化可以催生新的生產基地與商品集散地，提高農村的生產率，從而為農村收入和消費需求的增長奠定基礎。城鎮(zhèn)化還能通過增加城市的消費需求來為農產品開拓市場。他利用協(xié)整分析檢驗了城鎮(zhèn)化發(fā)展對農村居民消費增長的影響，得出城鎮(zhèn)化發(fā)展對農村消費的增長具有正向推動作用的結論。曾令華（2001）認為城鎮(zhèn)化可以通過減少農村地區(qū)的總人口，為剩下的人口騰出更多的農業(yè)資源，通過優(yōu)化農業(yè)生產要素的配置，提高農村地區(qū)的生產效率，增加農村居民的收入水平和消費水平。Rogers & Williamson（1982）也認為隨著人口向城市地區(qū)轉移，農村地區(qū)的人口規(guī)模和密度將會下降，農田等農業(yè)生產要素的稀缺也得到緩解，這將對農村地區(qū)的收入和消費起到促進作用。Ye、Wu & Qin（2009）認為農村居民的生活需求現(xiàn)在已經(jīng)得到滿足，其消費結構正在向更高的層次轉變，城鎮(zhèn)化的推進可以有效地促進農村信息化和基礎設施的發(fā)展與建設，不斷提高農民的收入水平和消費水平，改善其消費結構。

從上述的文獻中可以看出，學界普遍認同城鎮(zhèn)化的推進可以有效提高農村消費水平，從研究方法上看，關于城鎮(zhèn)化和農村消費影響效應的研究多是使用定性分析，而少量運用計量模型進行定量分析的文獻也都是基于全國的時間序列數(shù)據(jù)。根據(jù)Chamberlain（1984）的理論，面板數(shù)據(jù)可以擴大樣本容量，增加自由度，使參數(shù)估計更加理想。因此，本文將基于省級面板數(shù)據(jù)，運用面板VAR模型，檢驗城鎮(zhèn)化對農村居民消費水平的影響效應。在分析的過程中使用了Eviews軟件和Stata軟件，以及世界銀行Lnessa Love（2006）提供的pvar計算程序。

表1 面板平穩(wěn)性檢驗結果

城鎮(zhèn)化對農村居民消費拉動效應的理論分析

城鎮(zhèn)化是指農村人口變?yōu)槌擎?zhèn)人口的過程，這一過程的實現(xiàn)既可以通過農村人口向城鎮(zhèn)遷移，又可以通過農村地區(qū)轉變?yōu)槌擎?zhèn)地區(qū)，從而使當?shù)鼐用褡優(yōu)槌擎?zhèn)人口。這兩個過程都將伴隨著城鎮(zhèn)人口的增加以及消費的積聚，從而使消費水平擴張?？v觀國內外學者關于城鎮(zhèn)化拉動農村居民消費的研究，這一作用主要體現(xiàn)為五大效應：就業(yè)效應、結構效應、市場效應、配置效應和成本效應。

第一，就業(yè)效應。城鎮(zhèn)化可以增加農民就業(yè)從而提高農村居民的收入水平。城鎮(zhèn)化過程中，資金、勞動力和技術等生產要素的集約化，基礎設施、城鎮(zhèn)工業(yè)、公共服務業(yè)、交通運輸、旅游設施等的發(fā)展，將為進城農民提供更多的就業(yè)崗位，遷移到城鎮(zhèn)地區(qū)的農民得到了相對穩(wěn)定的工作崗位和社會保障，使收入得到提高，從而提高消費水平。進入城市的農民工通過就業(yè)的實踐，擁有了資本，開闊了眼界，具有了更高的職業(yè)素質和創(chuàng)業(yè)能力，為他們通過創(chuàng)業(yè)融入城市奠定了基礎。

第二，結構效應。城鎮(zhèn)化可以推動消費的擴張和消費結構的升級。首先，隨著農村人口進入城市，城市人口的結構和數(shù)量發(fā)生變化，其在衣、食、住、行、教育、醫(yī)療等方面的潛在需求會得到升級，這將會有力地帶動服務業(yè)的發(fā)展，例如餐飲、旅游、商貿、保險、金融和物流業(yè)。這些產業(yè)的發(fā)展會拉動更多的消費需求。其次，城鎮(zhèn)居民的消費行為和觀念對農村居民產生的“示范效應”和“攀比效應”也會促使進城農民消費結構的升級，這不僅增加了消費需求，而且對于企業(yè)的生產也具有促進作用，刺激企業(yè)生產新的消費品以滿足日益變化的需求

第三，市場效應。城鄉(xiāng)市場的協(xié)作可以進一步促進農村收入和消費的增長。城鄉(xiāng)市場的對接不僅對農村居民消費增長具有直接的促進作用，通過刺激農村非農企業(yè)和產業(yè)的發(fā)展，還可以吸納更多的農村剩余勞動力，使農村居民的收入得到進一步提高，間接地對農村消費產生效用。物流業(yè)的發(fā)展會加快城鄉(xiāng)之間商品的流動速度，既可以使農村需求得到滿足，又有利于開拓城市新的消費需求和市場。

第四，配置效應。城鎮(zhèn)化有助于要素配置效率的提高，城鎮(zhèn)化水平的提高必然伴隨著人口向城市的聚集和農村地區(qū)人口的減少，這一方面減少了農村地區(qū)的勞動力數(shù)量，使農村地區(qū)人均資源提高，緩解農村地區(qū)人口多、資源少的局面，有利于提高農村的土地利用效率和農業(yè)的勞動生產率，進而有利于實現(xiàn)農業(yè)的規(guī)?；?、產業(yè)化經(jīng)營。同時，隨著農村人口轉變?yōu)槌擎?zhèn)人口，其自給性消費會轉化為商品性消費，城鎮(zhèn)地區(qū)對農產品的需求也將隨之提高，這有利于農產品的商業(yè)化，進一步提高農村地區(qū)的收入水平。

第五，成本效應。城鎮(zhèn)化可以改善農村居民的消費環(huán)境，提高農村居民的消費效率，進而降低消費成本。農村地區(qū)的居民居住較為分散，具有較低的人口密度，因此其基礎設施等的成本較高。通過城鎮(zhèn)化，農村居民轉變?yōu)槌鞘芯用?，其生活環(huán)境和消費環(huán)境得到明顯的改善，可以更加便利地利用市場，消費熱情得到激發(fā)。而對于留在農村地區(qū)的農民，城鎮(zhèn)化會促進文化、信息和經(jīng)濟在城鄉(xiāng)之間的溝通交流，改變農村居民保守的消費觀念，農村市場的消費品結構也得到了進一步優(yōu)化，降低了農村居民的消費成本。

根據(jù)理論的分析，城鎮(zhèn)化對農村居民的消費水平具有增長效應，但是近幾年來，在中國城鎮(zhèn)化加速發(fā)展的同時，農村居民的消費增長卻相當緩慢，其與城市地區(qū)消費水平的差距也在逐漸增大。同時由于農村居民消費受到多方面的影響，如長期的消費習慣，收入水平的制約等等，我們不能據(jù)此斷定我國的城鎮(zhèn)化進程不利于農村居民消費水平的提高，需要通過實證檢驗來進一步驗證。

表2 農村消費與城鎮(zhèn)化水平的面板協(xié)整檢驗

表3 PVAR估計結果

變量和模型簡介

（一）變量選取

剔除數(shù)據(jù)不完整的省份，本文在實證研究中采用了1990-2011年我國29個?。òò不?、北京、福建、甘肅、廣東、廣西、貴州、海南、河北、河南、黑龍江、湖北、湖南、吉林、江蘇、江西、遼寧、內蒙古、寧夏、青海、山東、山西、陜西、上海、四川、天津、新疆、云南和浙江）的相關年度數(shù)據(jù)，農村地區(qū)消費水平（nx）采用農村家庭平均每人年消費性支出表示（單位：元），城鎮(zhèn)化水平（city）用各省的城鎮(zhèn)化率表示，為了消除物價波動的影響，本文使用各年的CPI指數(shù)將農村地區(qū)消費水平減至1990年的物價水平。以上數(shù)據(jù)均來自中國經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

（二）模型介紹

面板VAR模型同時具有時間序列模型和橫截面數(shù)據(jù)模型的優(yōu)點，可以控制時間效應和區(qū)域效應，反應經(jīng)濟變量受到?jīng)_擊時的動態(tài)反應，也可以不區(qū)分內生變量和外生變量，將所有變量都看作是內生的，從而反應各個變量之間的關系（Chamberlain，1984）。本文將首先進行單位根檢驗以保證模型的平穩(wěn)性，再通過協(xié)整檢驗，驗證變量之間是否存在長期的動態(tài)關系，以防止偽回歸的現(xiàn)象。在保證平穩(wěn)性的前提下，根據(jù)AIC和SC信息準則，本文將建立一個滯后兩期的PVAR模型，因此該模型的形式表述如下：

其中 yit={cxit，nxit，cityit}；i表示省份；t表示年份；αi表示不同省份的個體效應，以衡量不同地域之間的差異；βt表示時間效應，用來衡量系統(tǒng)的整體趨勢；εit表示隨機干擾項，它服從正態(tài)分布。

由于模型中包含了個體效應和時間效應，估計的準確性可能會受到影響，為了消除這一影響，本文將對數(shù)據(jù)進行均值差分和向前差分的處理，從而避免了估計的偏誤（Love & Zicchino，2006）。

實證檢驗結果

（一）平穩(wěn)性檢驗

在進行面板向量自回歸模型的分析之前，需要分析各個變量的平穩(wěn)性，也就是針對各省的農村居民消費水平（nx）和城鎮(zhèn)化水平（city）的數(shù)據(jù)進行面板單位根的檢驗（Hausman & Taylor，1981），檢驗結果如表1所示。

根據(jù)表1中的單位根檢驗結果，面板數(shù)據(jù)的水平值的檢驗結果表明不能拒絕其存在單位根的原假設，而各數(shù)據(jù)的一階差分值的檢驗結果都拒絕了存在單位根的原假設。因此認為農村地區(qū)消費水平（nx）和城鎮(zhèn)化水平（city的一階差分值（dnx和dcity）都是具有平穩(wěn)性的數(shù)據(jù)。為了保證檢驗結果的穩(wěn)健性，避免偽回歸，進一步對數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗，以判定相關序列之間是否存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系（Holtz-Eakin，Newey & Rosen，1988）。

圖1 農村居民消費水平對城鎮(zhèn)化水平的脈沖響應函數(shù)圖

表4 方差分解表

（二）協(xié)整檢驗

此處的協(xié)整檢驗主要使用了Panel ADF和Group ADF這兩個統(tǒng)計量，表2給出了兩組數(shù)據(jù)的面板協(xié)整檢驗結果。

從表2中可以看出，檢驗結果顯著地拒絕了農村居民消費水平與城鎮(zhèn)化水平之間“不存在協(xié)整關系”的原假設，因此認為農村居民消費水平與城鎮(zhèn)化水平之間存在長期、穩(wěn)定的協(xié)整關系。

（三）面板向量自回歸模型估計

1.面板矩估計結果。對農村居民消費水平與城鎮(zhèn)化水平這兩組數(shù)據(jù)做了面板向量自回歸模型分析，并將結果匯總，估計結果見表3。

分析估計結果可知，對于農村居民消費水平（nx），城鎮(zhèn)化水平（city）滯后一期和滯后二期的系數(shù)都為正，且數(shù)值較大，滯后一期的系數(shù)大于滯后二期的系數(shù)，這說明城鎮(zhèn)化進程對農村居民消費水平的增長具有明顯的正向的推動作用，這一效應隨著時間的推移減小。

2.脈沖響應函數(shù)圖。內生變量受到?jīng)_擊之后，不僅會對它自身產生影響，該沖擊可能通過整個模型傳遞到其他的變量，脈沖響應函數(shù)圖可以直觀地、清晰地顯示出該沖擊通過模型對其他變量產生影響的動態(tài)路徑（Holtz-Eakin，Newey &Rosen，1988）。給自變量賦予一個標準差的沖擊，本文通過蒙特卡洛模擬500次實驗，得到了圖1中的脈沖響應函數(shù)圖。

如圖1所示，對城鎮(zhèn)化水平的一個標準差的沖擊，將會給農村居民消費水平一個較為明顯的正向效應，但這一效應會隨著時間的推移逐漸縮小，因此認為，城鎮(zhèn)化的推進可以有效地促進農村消費的增長。

3.方差分解。運用方差分解來分析模型中不同變量的擾動因素對其他變量動態(tài)波動的解釋程度，從而獲知農村消費水平波動的方差中其他變量的擾動項的貢獻程度。本文方差分解的結果如表4所示。

從對農村消費水平的方差分解中可以看出，農村居民消費水平受其自身的影響很大，維持在80%以上，而城鎮(zhèn)化水平對農村消費水平變動的解釋程度也較高，在期初，這一比例可以達到將近14%，隨著時間的推移，這一比例會有小幅度的增長，達到16%以上，說明城鎮(zhèn)化的推進有利于農村居民消費水平的提高。

結論

綜上所述，本文選取農村居民消費水平和城鎮(zhèn)化水平這兩個變量，基于1990年到2011年我國的省級面板數(shù)據(jù)，利用面板向量自回歸模型，分析了城鎮(zhèn)化水平與農村居民消費水平之間的關系，并得出以下結論：

第一，從現(xiàn)有的文獻以及理論分析可知，城鎮(zhèn)化的推進有利于農村消費水平的提高。根據(jù)面板協(xié)整檢驗的結果，城鎮(zhèn)化與農村居民消費水平之間確實存在著長期、穩(wěn)定的關系。

第二，面板向量自回歸模型的估計結果、脈沖響應函數(shù)的分析以及方差分解的結果都印證了城鎮(zhèn)化對農村居民消費水平具有顯著的正的影響效應，因此認為城鎮(zhèn)化的推進將會有效地提高農村居民的消費水平。

第三，根據(jù)以上的實證結論，城鎮(zhèn)化的發(fā)展可以有效推動農村消費水平的提高，因此，我國應繼續(xù)堅持城鎮(zhèn)化的長期政策，擴大農村消費水平。

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