■ 白雪蓮 趙 琛 副教授 梁曉彤（大連工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院 遼寧大連 116034）

引言

一些經(jīng)典消費(fèi)理論認(rèn)為收入是影響消費(fèi)的主因（高鴻業(yè)，2010）。近些年來(lái)一些學(xué)者還發(fā)現(xiàn)除了收入外，城鎮(zhèn)化水平、人口撫養(yǎng)比、商品質(zhì)量、利率、物價(jià)水平、就業(yè)、社會(huì)保障制度、商品價(jià)格以及收入分配政策等因素都會(huì)影響居民的消費(fèi)。其中，收入和城鎮(zhèn)化水平被看作是影響居民消費(fèi)的主要因素（于任重等，2013）。

城鎮(zhèn)化程度會(huì)對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生很大影響，一個(gè)地區(qū)越是不發(fā)達(dá)，城鎮(zhèn)化水平的提高對(duì)其產(chǎn)生的影響就會(huì)越大（王希文，2013）。因此，可以說(shuō)城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響是有區(qū)別的，經(jīng)驗(yàn)表明，城鎮(zhèn)水平的提高對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響會(huì)更大一些。

遼寧省是中國(guó)重要的老工業(yè)基地，在中國(guó)城鎮(zhèn)化的進(jìn)程中位于前列，但全省消費(fèi)水平的增長(zhǎng)速度卻相對(duì)遲緩，只達(dá)到全國(guó)人均消費(fèi)的平均水平。并且各區(qū)域的城鎮(zhèn)化水平相差甚遠(yuǎn)，這種不均衡性也影響了全省消費(fèi)水平的提高。

遼寧省城鎮(zhèn)化概況

（一）遼寧省各市城鎮(zhèn)化水平

根據(jù)反映城鎮(zhèn)化發(fā)展進(jìn)程的諾瑟姆S型曲線所體現(xiàn)的規(guī)律，遼寧省的14個(gè)城市，實(shí)現(xiàn)高度城鎮(zhèn)化的城市有4個(gè)，分別是：沈陽(yáng)市、大連市、撫順市、本溪市，實(shí)現(xiàn)基本城鎮(zhèn)化的城市有6個(gè)，分別為：鞍山市、丹東市、營(yíng)口市、阜新市、盤(pán)錦市、錦州市，接近城鎮(zhèn)化的有4個(gè)，分別為：遼陽(yáng)、鐵嶺、朝陽(yáng)市和葫蘆島市。由此可見(jiàn)，遼寧省有28.6%的城市實(shí)現(xiàn)了高度城鎮(zhèn)化，有42.9%的城市實(shí)現(xiàn)了基本城鎮(zhèn)化，僅有有28.6%的城市處于接近城鎮(zhèn)化狀態(tài)。

（二）城鄉(xiāng)居民消費(fèi)狀況對(duì)比

從人均消費(fèi)趨勢(shì)來(lái)看，歷年來(lái)遼寧省農(nóng)村家庭居民人均消費(fèi)支出均低于城鎮(zhèn)家庭居民消費(fèi)支出，農(nóng)村和城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)支出歷年來(lái)幾乎都呈現(xiàn)出增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，但是城鎮(zhèn)家庭居民人均消費(fèi)支出曲線的斜率要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于農(nóng)村家庭居民人均消費(fèi)曲線的斜率，這說(shuō)明農(nóng)村家庭居民消費(fèi)支出的增長(zhǎng)速度要遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)家庭，并且二者之間的增長(zhǎng)速度的差距在逐漸變大。

從平均消費(fèi)傾向方面，城鎮(zhèn)居民家庭的平均消費(fèi)傾向要比農(nóng)村家庭的平均消費(fèi)傾向更穩(wěn)定，這也間接說(shuō)明城鎮(zhèn)居民家庭的收入波動(dòng)不大。除個(gè)別年份以外，遼寧省城鎮(zhèn)居民平均消費(fèi)傾向均大于農(nóng)村居民平均消費(fèi)傾向。但是從整體態(tài)勢(shì)來(lái)看，居民平均消費(fèi)傾向并未隨收入的增加而增加。

在消費(fèi)結(jié)構(gòu)方面，根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》對(duì)消費(fèi)品的分類原則，遼寧省農(nóng)村居民各類消費(fèi)金額由多至少的排序如下：食品、居住、交通通信、醫(yī)療保健、教育文化娛樂(lè)服務(wù)、衣著、家庭設(shè)備用品及服務(wù)。而城鎮(zhèn)居民各項(xiàng)消費(fèi)排序：食品、交通通信、衣著、教育文化娛樂(lè)服務(wù)、居住家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健。無(wú)論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，食品消費(fèi)都占據(jù)著首要位置，但是歷年來(lái)城鎮(zhèn)家庭的人均食品消費(fèi)支出與農(nóng)村家庭的比例都在2.5上下浮動(dòng)，由此可以看出，同樣是食品消費(fèi)，城鎮(zhèn)家庭的消費(fèi)水平要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于農(nóng)村家庭。

城鄉(xiāng)的交通通訊支出地位相當(dāng)，但原因不同，城鎮(zhèn)居民主要以購(gòu)買(mǎi)汽車等高端交通工具為主，農(nóng)村居民主要以購(gòu)買(mǎi)摩托車等相對(duì)較為低端的交通工具為主；城鎮(zhèn)居民不僅看重手機(jī)的通訊功能，還注重手機(jī)的外形是否時(shí)尚、功能是否齊全，而大多數(shù)農(nóng)村居民僅看重手機(jī)的基本通訊功能。

居住消費(fèi)方面，居住消費(fèi)在農(nóng)村家庭消費(fèi)中的地位比較重要，然而在城鎮(zhèn)家庭中的地位并不突出。與居住消費(fèi)恰恰相反的是衣著消費(fèi)，衣著消費(fèi)在農(nóng)村家庭消費(fèi)中所占比重要遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)家庭，與衣著消費(fèi)情況相同的還有醫(yī)療保健。

實(shí)證分析

（一）變量選擇與數(shù)據(jù)處理

本文主要采用三個(gè)指標(biāo)：1978年至2013年遼寧省農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出（Y）、遼寧省城鎮(zhèn)居民家庭人均消費(fèi)支出（Z）和遼寧省城鎮(zhèn)化率（X），其中，城鎮(zhèn)化率是通過(guò)計(jì)算城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎氐贸龅?，并且城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出以1978年為基年進(jìn)行平減，為了避免異方差的干擾，對(duì)三個(gè)變量取對(duì)數(shù)，得到新的數(shù)值lnX、lnY和lnZ。數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年遼寧省統(tǒng)計(jì)年鑒。

（二）ADF檢驗(yàn)

為了確?；貧w有意義，需對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。從表1的檢驗(yàn)結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)lnX、lnY、lnZ序列的t值大于1%顯著水平下的臨界值，即三個(gè)序列存在單位根，是不平穩(wěn)的。進(jìn)一步，對(duì)三個(gè)序列的差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，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(gè)序列的一階差分序列是平穩(wěn)的，所以，三個(gè)序列都是一階單整。

（三）協(xié)整性檢驗(yàn)

本文采用基于殘差系數(shù)的E-G兩步法來(lái)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。若殘差序列存在單位根，則說(shuō)明解釋變量和被解釋變量不存在均衡的關(guān)系，所得到的回歸方程存在偽回歸的問(wèn)題。反之，則說(shuō)明二者之間存在均衡的相關(guān)關(guān)系，所得到的回歸方程也具有一定的價(jià)值，能夠有效地估計(jì)未來(lái)數(shù)據(jù)的走勢(shì)。第一步得出以下回歸方程：

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表2 殘差項(xiàng)e和μ的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

圖1 DX對(duì)DZ的脈沖響應(yīng)路徑圖

圖2 DX對(duì)DY的脈沖響應(yīng)路徑圖

表3 城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)影響的方差分解結(jié)果

第二步，對(duì)上式的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。對(duì)殘差項(xiàng)e和μ的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

從殘差項(xiàng)e在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，e是平穩(wěn)序列，表明lnX、lnY之間存在協(xié)整關(guān)系，同理，lnX、lnZ之間也存在協(xié)整關(guān)系。說(shuō)明兩個(gè)方程的回歸結(jié)果都是真實(shí)的，不存在偽回歸的現(xiàn)象。因此，從長(zhǎng)期來(lái)看，城鎮(zhèn)化率的提高會(huì)同時(shí)增加城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的消費(fèi)，并且對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響更大一些。

（四）建立向量自回歸模型

時(shí)間序列l(wèi)nX、lnY和lnZ是不平穩(wěn)的，但是一階差分后的時(shí)間序列是平穩(wěn)的，VAR模型的建立必須以時(shí)間序列的平穩(wěn)為前提，因此，用一階差分后平穩(wěn)的時(shí)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(fā)生了改變，表示他們各自的增長(zhǎng)率。

本文對(duì)于滯后期的選擇采用AIC信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則，這兩種準(zhǔn)則都要求其值越小越好，本著這個(gè)原則，可以確定所建模型的最優(yōu)滯后階數(shù)是4階。DlnZ與DlnX的向量自回歸模型結(jié)果如下：

DlnX和DlnZ所有根的模的倒數(shù)均小于1；且都在單位圓內(nèi)，因此，設(shè)定的模型符合穩(wěn)定性的條件。確定穩(wěn)定性后，用脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)分析一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來(lái)的影響，可得如圖1所示結(jié)果。

由圖1可知，前6年，城鎮(zhèn)化率對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響較大，期間，前兩年表現(xiàn)為正影響；第二年至第三年表現(xiàn)為負(fù)影響；第三年至第四年又恢復(fù)到最初的正影響狀態(tài)，如此反復(fù)交替，從第八年以后，響應(yīng)路徑逐漸趨于水平線附近，影響變小。但是，各年段所對(duì)應(yīng)的斜率有差別，所以無(wú)論是正影響還是負(fù)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(dòng)幅度最大，最高峰時(shí)期的彈性可達(dá)0.5而最低彈性僅為-0.2。

同理，關(guān)于DlnZ與DlnX的向量自回歸模型是穩(wěn)定的。農(nóng)村城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)率與城鎮(zhèn)化率增長(zhǎng)率的向量自回歸模型及脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果如下：

由圖2可知，在前5年中，城鎮(zhèn)化率對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響較大，期間，前兩年表現(xiàn)為正影響；第二年至第四年表現(xiàn)為負(fù)影響；第四年至第五年又恢復(fù)到最初的正影響狀態(tài)，如此反復(fù)交替，從第五年以后，響應(yīng)路徑逐漸趨于水平線附近，說(shuō)明影響變小。第二年至第四年的波動(dòng)幅度最大，最高峰時(shí)期的彈性可達(dá)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(lái)看農(nóng)村居民消費(fèi)受城鎮(zhèn)化水平的影響更大一些。因?yàn)槌擎?zhèn)化建設(shè)的一系列政策方針的實(shí)施在短期內(nèi)會(huì)對(duì)農(nóng)村居民的生活產(chǎn)生前所未有的變化，比如：社會(huì)保障、醫(yī)療保險(xiǎn)等等都會(huì)使農(nóng)村居民的生活和醫(yī)療都有保障，農(nóng)村居民會(huì)從心理上產(chǎn)生一個(gè)好的、積極的消費(fèi)預(yù)期，減少儲(chǔ)蓄、增加消費(fèi)，此外，城鎮(zhèn)化的發(fā)展會(huì)提高農(nóng)村商品質(zhì)量，使大量高質(zhì)量的商品源源不斷地涌入到農(nóng)村，刺激農(nóng)村居民的消費(fèi)欲望。

結(jié)論

短期來(lái)看，城鎮(zhèn)化率對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響程度更大。長(zhǎng)期來(lái)看，城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，城鎮(zhèn)化率的提高會(huì)同時(shí)增加城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的消費(fèi)，并且對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響更大一些。因此，要找出遼寧消費(fèi)領(lǐng)域存在的問(wèn)題，使城鎮(zhèn)化穩(wěn)步持續(xù)發(fā)展，以此來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展。

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