改革開放以來中國社會消費水平的區(qū)域格局變化

改革開放以來中國社會消費水平的區(qū)域格局變化

1000-0585(2012)02-0234-11修訂日期：2011-08-05改革開放以來，我國區(qū)域差距的問題引起了國內(nèi)外學者的普遍關(guān)注[1～8]，進而從多方面分析形成差異的原因。林毅夫等認為，造成中國大陸各省區(qū)市之間的發(fā)展水平差距的主要原因在于，重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展的趕超戰(zhàn)略下形成的生產(chǎn)要素存量配置結(jié)構(gòu)與許多省區(qū)市的要素稟賦結(jié)構(gòu)決定的比較優(yōu)勢符合程度不一致[9]。楊曉光等采用丹尼森要素分析法，認為技術(shù)進步和資源優(yōu)化所呈現(xiàn)的全要素生產(chǎn)率越來越成為地區(qū)經(jīng)濟增長的主要力量，也是上世紀90年代地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差異形成的主要因素[10]。王小魯?shù)瓤疾煳覈?0世紀80年代和90年代地區(qū)經(jīng)濟差距的變動趨勢，分析了資本、勞動力和人力資本等生產(chǎn)要素對地區(qū)差距變化的作用[11]。陳秀山等分階段研究了不同時期影響中國區(qū)域差距的投入要素的量和質(zhì)、要素配置效率、要素使用效率和空間格局變動，認為在不同時期這四種因素的重要性各不相同[12]。管衛(wèi)華等從生產(chǎn)要素投入視角選取勞動力、資本投入水平進行區(qū)域經(jīng)濟差異的多尺度分析，認為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平的差異受從業(yè)人員和投資水平的區(qū)域差異影響[13]。總的來看，對我國地區(qū)差距成因的解釋大都是從供給的角度出發(fā)，而基于需求角度的分析較少，因為消費不僅是推動經(jīng)濟增長的重要因素[14]，是形成區(qū)域差異的重要因素[15]，是體現(xiàn)區(qū)域生活質(zhì)量的代表性指標之一[16]，而且居民消費水平的地域差異也是地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡的集中表現(xiàn)和縮影[17]。改革開放以來，伴隨著社會主義市場經(jīng)濟體制的建立、發(fā)展和完善，中國以貿(mào)易、批發(fā)和零售為主要標志的商品流通業(yè)有了突飛猛進的發(fā)展。2008年全國社會消費品零售總額達到了108487.7億元，是改革開放之初1978年(1558.6億元)的近70倍。與此同時，區(qū)域間的消費水平差異，以及由此引起的區(qū)域消費格局也在發(fā)生變化。當前對區(qū)域消費差異主要分析省區(qū)間居民消費、政府消費、城鎮(zhèn)居民消費差異的變化[18～20]，并分析消費水平差異的原因。何清成認為導致我國居民消費水平省際差異的主要素有經(jīng)濟發(fā)展地區(qū)不平衡、區(qū)域經(jīng)濟政策的影響、區(qū)際貿(mào)易不平等關(guān)系和人口因素[21]。張明東等認為經(jīng)濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平是影響我國商業(yè)消費格局的主要因素，市場發(fā)育水平和交通通達性也是重要影響因子[22]。田青等認為消費習慣、收入是影響消費的主要因素[23]。此外，開始進行針對消費格局的商業(yè)區(qū)劃研究[24,25]。但是這種區(qū)劃多從靜態(tài)的角度分析，沒有從動態(tài)的視角對消費水平的格局變化進行研究。雖然消費水平的評價涉及消費品擁有水平、消費質(zhì)量水平、消費效果水平、消費結(jié)構(gòu)層次水平，但社會總消費額和人均消費額是整個社會消費水平的綜合反映[26]。社會消費品零售總額是指各種經(jīng)濟類型的批發(fā)零售貿(mào)易業(yè)、餐飲業(yè)、制造業(yè)和其他行業(yè)對城鄉(xiāng)居民和社會集團的消費品零售額和農(nóng)民對非農(nóng)業(yè)居民零售額的總和，按銷售對象劃分為兩大部分，即對居民的消費品零售額和對社會集團的消費品零售額[27]。為了深入研究改革開放以來中國區(qū)域社會消費水平格局變化，本文選取中國31個省區(qū)市(不含港、澳、臺)人均社會消費品零售總額作為衡量指標進行中國區(qū)域社會消費水平差異分析，進而研究不同階段中國區(qū)域社會消費水平的格局變化和形成不同格局的主要機制。本文數(shù)據(jù)主要來源于《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》和歷年《中國統(tǒng)計年鑒》的計算所得。1中國區(qū)域社會消費水平差異反映區(qū)域差異的指標一般有基尼系數(shù)、標準差、變異系數(shù)、加權(quán)變異系數(shù)、泰爾指數(shù)等，雖然有所差別，但原理一致?？紤]到不同區(qū)域人口規(guī)模的差異對區(qū)域差異的影響，因此本文選用加權(quán)變異系數(shù)[13]和泰爾指數(shù)[28]來反映改革開放以來中國省區(qū)間的社會消費水平的差異，公式如下：從圖1中加權(quán)變異系數(shù)和泰爾指數(shù)的變化可以看出，改革開放以來中國社會消費水平的區(qū)域差異變化雖然有一定的波動，總體呈現(xiàn)擴大的趨勢，因而可以劃分為幾個不同階段。圖1改革開放以來中國社會消費水平區(qū)域差異變動(1978-2008)Fig.1ThechangesofregionaldifferencesofsocialconsumptionlevelsinChinasincethereformandopeningup(1978-2008)2中國社會消費水平區(qū)域差異變動階段劃分本文采用Mann-Kendall法對1978-2008年的中國社會消費水平的區(qū)域差異進行階段劃分。Mann-Kendall法是一種非參數(shù)統(tǒng)計檢驗方法，該方法不需要樣本遵從一定的分布，也不受少數(shù)異常值的干擾，具有檢測范圍寬、人為影響小、定量化程度高的優(yōu)點。該方法是根據(jù)時間序列｛x[，1]，x[，2]，…，x[，n]｝構(gòu)造兩個標準正態(tài)分布的統(tǒng)計量UF[，i]和UB[，i]，繪制兩條曲線的統(tǒng)計圖表來判斷突變點和突變區(qū)域。若UF或UB的值大于0，則表明時間序列呈上升趨勢；小于0則表明呈下降趨勢。當它們超過臨界直線(給定的顯著性水平)時成明顯上升或下降趨勢。超過臨界線的范圍確定為出現(xiàn)突變的時間區(qū)域。如果UF和UB兩條曲線出現(xiàn)交點，且交點在臨界直線之間，那么交點對應的時刻便是突變開始的時間[29]。采用Mann-Kendall法檢測1978-2008年的中國社會消費水平的區(qū)域差異的突變，并給定顯著性水平α=0.01，即U[，0.01]=±2.58的檢驗，繪制出改革開放以來中國社會消費水平區(qū)域差異加權(quán)變異系數(shù)的Mann-Kendall統(tǒng)計量曲線(圖2)和泰爾指數(shù)的Mann-Kendall統(tǒng)計量曲線(圖3)。根據(jù)圖2和圖3中UF和UB曲線的交點位置，確定中國社會消費水平的區(qū)域差異在20世紀80年代后期的擴大是一種突變現(xiàn)象，具體是從1987年開始的。因而，將改革開放以來中國區(qū)域社會消費水平差異劃分為1978-1987年和1987-2008年兩個階段。圖2改革開放以來中國社會消費水平區(qū)域差異加權(quán)變異系數(shù)的Mann-Kendall統(tǒng)計量曲線(置信線為α=0.01顯著性水平臨界值)Fig.2Mann-KendallstatisticcurveofweightedvariationcoefficientofregionaldifferencesofsocialconsumptionlevelsinChinasincethereformandopeningup圖3改革開放以來中國社會消費水平區(qū)域差異泰爾指數(shù)的Mann-Kendall統(tǒng)計量曲線(置信線為α=0.01顯著性水平臨界值)Fig.3Mann-KendallstatisticcurveofTaylorcoefficientofregionaldifferencesofsocialconsumptionlevelsinChinasincethereformandopeningup3改革開放以來中國社會消費水平的區(qū)域格局變化根據(jù)中國社會消費水平區(qū)域差異變化階段的劃分，采用聚類分析和判別分析方法對1978年、1987年和2008年中國社會消費水平的區(qū)域格局變化進行比較分析。由于北京、上海、天津的社會消費水平較其他各省區(qū)偏高，而且從人口密度和面積而言也明顯與其他省區(qū)不在一個級別上，因而主要對京津滬以外的省區(qū)市進行聚類和判別分析，將京津滬單獨列為一個等級。聚類分析是研究如何將客觀事物合理分類的一種數(shù)學方法，判別分析是根據(jù)被觀測到的數(shù)學特征來判別被研究對象究竟屬于何種已知的類別[30]。3.11978年中國區(qū)域社會消費水平分布格局利用SPSS13.0軟件對1978年中國31個省區(qū)市人均社會消費品零售總額進行聚類分析和判別分析，共劃分為六級(表1)，并據(jù)此繪制1978年中國社會消費水平的區(qū)域分布格局(圖4)。從圖4可以很明顯地看出，1978年中國社會消費水平的區(qū)域分布格局，除了京津滬以外，北方的青海、遼寧、內(nèi)蒙古、黑龍江、吉林、新疆社會消費水平較高，其次才是沿海的海南、廣東、江蘇、浙江、福建等，而廣大的中部、中南部和西南地區(qū)則普遍偏低，這個時期，社會消費水平的南北區(qū)域差異顯著。圖41978年中國區(qū)域社會消費水平分布格局Fig.4RegionalpatternofsocialconsumptionlevelsinChinain19783.21987年中國區(qū)域社會消費水平分布格局1987年中國社會消費水平的區(qū)域分布格局見表2、圖5。圖51987年中國區(qū)域社會消費水平分布格局Fig.5RegionalpatternofsocialconsumptionlevelsinChinain1987從圖5可見，1987年東北的遼寧、黑龍江、吉林等省的社會消費水平級別仍然較高，同時東部沿海的廣東、浙江、江蘇等省份的社會消費水平級別有顯著提高，西部的新疆、青海、西藏、內(nèi)蒙古等省區(qū)的社會消費水平級別則有所下降。區(qū)域社會消費水平總體上呈現(xiàn)東部最高、西部其次、中南部最低的格局。表現(xiàn)為在這一時期，中國社會消費水平的區(qū)域差異既有南北地區(qū)的差異，又有東西部的差異。與圖4比較來看，1987年中國社會消費水平格局較1978年，由于東部沿海，尤其是廣東、浙江、江蘇等東南沿海地區(qū)社會消費水平的提高，使得中國區(qū)域消費水平的南北差距縮小，東西的差異開始呈現(xiàn)。中國社會消費水平的區(qū)域格局也由1978年的南北格局為主開始向東西格局為主過渡。3.32008年中國區(qū)域社會消費水平分布格局2008年中國社會消費水平的區(qū)域格局分布見表3、圖6。圖62008年中國區(qū)域社會消費水平分布格局Fig.6RegionalpatternofsocialconsumptionlevelsinChinain2008從圖6可見，除京津滬以外，2008年東部沿海地區(qū)的廣東、浙江、江蘇、遼寧、山東、福建等省份社會消費水平級別和排序明顯較高，其次是中部的內(nèi)蒙古、吉林、湖北、黑龍江、河北、山西，而廣大西部的廣西、寧夏、青海、西藏、云南、甘肅、貴州等省區(qū)無論是級別還是排序上都處于最后。這一時期中國社會消費水平總體呈現(xiàn)明顯的東中西階梯差異的格局。與圖5比較來看，2008年中國社會消費水平格局較1987年，由于東部沿海地區(qū)社會消費水平的普遍提高，而廣大西部省區(qū)的社會消費水平的進一步下降，使得中國區(qū)域消費水平的東西差距開始進一步擴大。中國社會消費水平的區(qū)域格局也由1987年的南北格局向東西格局過渡，轉(zhuǎn)向為顯著的東西差距為主的區(qū)域格局。4改革開放以來中國社會消費水平的區(qū)域格局機制變化經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律表明，生產(chǎn)、流通、分配、積累、消費是再生產(chǎn)和擴大再生產(chǎn)的運動環(huán)節(jié)，其中生產(chǎn)是起點，流通和分配是中間環(huán)節(jié)，積累和消費是終點，只有消費了的商品和服務才能實現(xiàn)生產(chǎn)與流通的需求，因而消費在整體經(jīng)濟運行鏈條中具有承前啟后的重要作用，而消費又受生產(chǎn)、流通、分配、積累(投資)各環(huán)節(jié)的制約[31]。影響消費水平的因素很多，消費水平的高低，直接依存于消費基金的多少，而消費基金又來自國民收入，如果國民收入總額大，增長速度快，在其他條件不變的情況下，消費水平就高；否則就低。在國民收入為一定的情況下，消費水平的高低，取決于積累與消費的比例。國民收入分配于消費基金的數(shù)量較大，在其他條件不變的情況下，消費水平就提高較快；否則相反。在積累基金和消費基金已定的情況下，積累基金和消費基金的分配和利用情況，也影響消費水平，尤其是積累基金在生產(chǎn)性積累與非生產(chǎn)性積累之間的分配比例，直接影響消費水平。在消費基金已定的情況下，人口的數(shù)量與消費水平成反比。在收入水平一定的情況下，當前的消費水平，取決于消費與儲蓄的關(guān)系[17]。此外，財政收支、城市化水平、交通條件等也是影響社會消費水平的重要因素。朱紅恒認為公共財政投入不足是我國居民消費水平過低的重要原因[32]。尹宗成等認為在全國和低收入、中等收入地區(qū)，交通基礎(chǔ)設(shè)施、商業(yè)對農(nóng)村居民消費的影響并不顯著，而在高收入地區(qū)則具有顯著的影響[33]。城市化具有明顯的消費需求擴張效應[34]，我國的城市化水平與消費增長率之間總體上具有正向的、較長期的互動影響[35]。因此，一個地區(qū)的社會消費水平涉及人口數(shù)量、經(jīng)濟規(guī)模、經(jīng)濟發(fā)展水平、投資規(guī)模、儲蓄水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、社會結(jié)構(gòu)、交通便利程度、投資政策、財政政策、分配政策等多個方面，在此本文選取1978年、1987年、2008年各省區(qū)市人均社會消費品零售額為因變量(Y)，人均為因變量進行逐步回歸分析，分析形成各年中國區(qū)域社會消費水平格局的原因。逐步回歸是將變量一個個引入，引入條件是系數(shù)的顯著性符合檢驗標準。同時，每引入一個新變量后，要對原引入的各個變量逐個檢驗，把由于引入新變量后系數(shù)變成不顯著的變量加以剔除，直到最后剩余的變量都不能引入以及引入的變量都不能剔除，這樣得到的方程即為最后的優(yōu)化回歸方程[36]。由于部分數(shù)據(jù)缺失，故采用替代或推算的方法得到。其中，1978年四川、重慶城市化率采用非農(nóng)業(yè)人口比例代替。1978年吉林、黑龍江、安徽、海南、重慶、西藏、青海的城鎮(zhèn)居民人均收入，海南、青海、廣西的農(nóng)村人均收入，四川、重慶的人均財政收入，重慶的城鄉(xiāng)居民人均儲蓄等數(shù)值采用指數(shù)回歸的方式遞推得到。其中各省區(qū)市的交通通達水平用下式表示[22]：由(4)式可見，在改革開放初期的1978年形成中國社會消費水平區(qū)域南北格局主要是受城鄉(xiāng)居民人均儲蓄、人均財政支出和第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例因素的影響。由于改革開放初期，全國總體經(jīng)濟發(fā)展水平較低，人均收入普遍較低，因而居民的儲蓄傾向較強，而消費傾向不強烈，導致個人消費水平偏低，社會消費主要依賴于以體現(xiàn)政府消費的財政支出為主。又由于我國當時農(nóng)業(yè)人口和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)仍占較大比例，農(nóng)業(yè)人口的消費水平較城市人口的消費水平偏低，這也直接影響到各地的社會消費水平。因而，導致該時期儲蓄水平高、財政支出高的省區(qū)市社會消費水平偏高，而第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例過高的省區(qū)市則社會消費水平偏低。由(5)式可見，1987年形成中國社會消費水平區(qū)域格局由南北向東西格局轉(zhuǎn)化主要是受人均GDP、交通通達水平和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例因素的影響。由于隨著改革開放的深入，市場經(jīng)濟開始出現(xiàn)，各地經(jīng)濟發(fā)展水平開始提高，因而社會消費傾向開始增強；而反映商品經(jīng)濟發(fā)展水平的第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例對消費水平的影響增強，體現(xiàn)出第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展推動了消費水平的提高；由于交通通達水平是通過單位面積的客貨流動量來體現(xiàn)，雖然交通條件的改善有利于商品的及時流通和消費，但如果試圖通過商品流通來從中獲利，就會導致人力、物力、財力過多地集中在流通過程中，而并沒有實現(xiàn)商品的最終消費，那么就會導致社會消費水平得不到提高，說明如果追求過高的客貨流量而不注重實現(xiàn)商品的消費則不利于區(qū)域消費水平的提高。因而，導致該時期人均GDP、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例高的省區(qū)市社會消費水平偏高，而交通通達水平過高，即流通量大的省區(qū)市則社會消費水平偏低。由(6)式可見，2008年形成中國社會消費水平區(qū)域格局主要是受人均GDP、城鄉(xiāng)居民人均收入和城鄉(xiāng)居民人均儲蓄因素的影響。經(jīng)過改革開放三十年，各地區(qū)社會經(jīng)濟發(fā)展水平都有了極大提高，因而區(qū)域消費格局越來越受區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平和居民收入，以及居民儲蓄因素的制約。因而，導致該時期人均GDP、城鄉(xiāng)居民人均收入和城鄉(xiāng)居民人均儲蓄高的省區(qū)市社會消費水平也偏高。5結(jié)論與討論本文通過選取改革開放以來中國各省區(qū)市人均社會消費品零售額來分析中國區(qū)域社會消費水平的格局變化和形成不同格局的機制，得