綜合城鎮化影響城鄉居民消費的測度*

◎張云熙

公安部數據顯示，我國戶籍人口城鎮化率由2013 年的35.9%提高到2020 年的45.4%。國際經驗表明，伴隨城鎮化水平的提升，消費率會呈現出“先降后升并逐步趨于穩定”的變化趨勢，這事由于城鎮化能夠促進人均可支配收入的提升，進而刺激消費需求的增長與消費結構的升級。然而在我國，城鎮化率的提升卻伴隨著消費率的降低，我國城鎮化率由2000 年的36.2%提升到2020 年的63.89%，但消費率卻從61.1%下至54.3%，這在很大程度上歸因于部分地區僅僅重視人口的城鎮化，忽視了對綠色、經濟、土地以及社會等因素的協調，導致城鎮化過于片面，因而難以促進居民消費。為了引導各地區更好地發揮城鎮化對消費的促進作用，本文將探究綜合城鎮化對城鄉居民消費的影響機制，并為各地區科學推進綜合城鎮化建設、激活居民消費動力提供參考意見。

一、研究設計

（一）指標選取。在指標選取上，本文將城鎮居民人均消費支出（CZX）和鄉村居民人均消費支出（XCX）作為被解釋變量來反映城鄉居民消費水平，綜合城鎮化水平（CZH）作為解釋變量，為了避免主觀性，同時消除極大或者極小值對系統評價的影響，本文采用了進行標準化改進的熵權法對綜合城鎮化系統指標賦權，進而將綜合城鎮化系統的綜合得分計算出來。本文通過2010～2019 年的數據進行處理得到各個指標的權重進而計算出各年的綜合城鎮化得分。城鎮居民人均可支配收入（CZS）和鄉村居民人均可支配收入（XCS）作為控制變量。

（二）樣本數據及處理。本文選取我國2010～2019 年的數據進行檢驗分析。城鄉居民收入和消費支出數據來源于國家統計局，綜合城鎮化水平經過加權計算得出，并且為了消除數據的異方差和波動進行了對數處理。

二、實證分析

首先，進行綜合城鎮化與城鎮居民消費的相關性研究。為了確定數據的穩定性，首先進行單位根檢驗，其中ADF的絕對值大于臨界值時表示原假設不成立，即時間序列是穩定的。其結果如下所示：

由表1 可知，城鎮居民人均消費支出的ADF 值為-1.735795，p ＞0.1，表明原假設不成立，時間序列是非平穩的。在進行一階差分后，城鎮居民人均消費支出的ADF 值為-3.222613，且P 為0.0443 ＜0.05，得出時間序列變平穩了，是一階單整序列，可以進行向量誤差修正模型分析。綜合城鎮化水平的ADF 值為-0.604213，p ＞0.1，表明原假設不成立，時間序列是非平穩的。在進行一階差分后，綜合城鎮化水平的ADF 值為-2.861283，且P 為0.0068＜0.01，得出時間序列變平穩了，是一階單整序列，可以進行向量誤差修正模型分析。城鎮居民人均可支配收入的ADF 值為-2.568417，p ＞0.1，表明原假設不成立，時間序列是非平穩的。在進行一階差分后，城鎮居民人均可支配收入的ADF 值為-5.294428，且P 為0.0008 ＜0.01，得出時間序列變平穩了，是一階單整序列，可以進行向量誤差修正模型分析。

表1 單位根檢驗結果

考慮到非平穩時間序列可能出現偽回歸問題，需要進行協整性檢驗，如果協整檢驗結果成立，則表明該時間序列能夠進行向量誤差修正模型分析。本文采用Johanson 法進行檢驗，其結果如下所示：

由表2 可知，當不存在協整關系時，跡統計值為42.38237 大于5%的臨界值29.80812，且P 為0.0012 ＜0.05，得出原假設不成立，則至少存在一個協整關系。當最多只有一個協整關系時，跡統計值為18.21682 大于5%的臨界值15.37504，且P 為0.0198 ＜0.05，得出原假設不成立，則至少存在兩個協整關系。當最多只有兩個協整關系時，跡統計值為0.006412 小于5%的臨界值3.838511，且P 為0.9406＞0.05，得出原假設成立，存在兩個協整關系。綜上可以得出，城鎮居民人均消費支出、綜合城鎮化水平、城鎮居民人均可支配收入三者通過了協整檢驗，能夠通過向量誤差修正模型進行時間序列分析。隨后，構建出協整方程以闡明三者的長期穩定關系：

表2 Johanson 跡檢驗

從方程（1）中可知，在長期的過程中，城鎮居民人均消費支出受到了綜合城鎮化水平和城鎮居民人均可支配收入的積極影響，并且綜合城鎮化水平對于城鎮居民人均消費支出的影響更為顯著。為了更好的解釋三者之間的短期波動與長期均衡關系，構建出向量誤差修正方程：

從方程（2）可得，城鎮居民人均消費支出與滯后一期城鎮居民人均消費支出的系數為0.714，得出受到前一期城鎮居民消費的影響，下一期居民消費逐漸升高。城鎮居民人均消費支出與滯后一期城鎮居民人均可支配收入的系數為0.641，由此可知，城鎮居民消費受到城鎮人均可支配收入的正向影響。城鎮居民人均消費支出與滯后一期綜合城鎮化水平的系數為1.512，得出城鎮居民消費受到綜合城鎮化水平的正向影響。

隨后，進行綜合城鎮化與鄉村居民消費的相關性研究。

由表3 可知，一階差分后，城鎮居民人均消費支出、綜合城鎮化水平、城鎮居民人均可支配收入的ADF 值分別為-5.611243、-2.861247、-5.214167，且P ＜0.05，得出時間序列變平穩了，是一階單整序列，可以進行向量誤差修正模型分析。

由表4 可知，當不存在協整關系時，跡統計值為39.12029 大于5%的臨界值29.81694，且P 為0.0035 ＜0.05，得出原假設不成立，至少存在一個協整關系。當最多只有一個協整關系時，跡統計值為16.72314 大于5%的臨界值15.48568，且P 為0.0319 ＜0.05，得出原假設不成立，至少存在兩個協整關系。當最多只有兩個協整關系時，跡統計值為1.312146 小于5%的臨界值3.852472，且P 為0.2431＞0.05，得出原假設成立，存在兩個協整關系。綜上可以得出，鄉村居民人均消費支出、綜合城鎮化水平、鄉村居民人均可支配收入三者通過了協整檢驗，能夠通過向量誤差修正模型進行時間序列分析。隨后，構建出協整方程以闡明三者的長期穩定關系：

表4 Johanson 跡檢驗

從方程（3）中可知，在長期的過程中，鄉村居民人均消費支出受到了綜合城鎮化水平的消極影響，受到鄉村居民人均可支配收入的積極影響，并且鄉村居民人均可支配收入對于鄉村居民人均消費支出的影響更為顯著。為了更好的解釋三者之間的短期波動與長期均衡關系，構建出向量誤差修正方程：

從方程（4）可得，鄉村居民人均消費支出與滯后一期鄉村居民人均消費支出的系數為0.052，得出鄉村居民消費受到滯后一期鄉村居民人均消費支出的正向影響。鄉村居民人均消費支出與滯后一期鄉村居民人均可支配收入的系數為-0.162，得出鄉村居民消費受到鄉村居民收入的負向沖擊。鄉村居民人均消費支出與滯后一期綜合城鎮化水平的系數為0.409，得出鄉村居民消費受到綜合城鎮化水平的正向影響。

三、政策建議

結合本文得出的相關分析結果，本文提出以下幾點建議。首先，加強綜合城鎮化的全面建設，提高居民的全方位消費水平。在進行綜合城鎮化建設時不僅要考慮人口、土地因素，還需要考慮經濟、社會以及生態環境三個因素。具體而言，第一，要加大城市的基礎設施建設投入，構建完善的公共服務體系和醫療保健體系，從而為居民消費水平的提升打下堅實的基礎。第二，進行供給側改革，優化供給結構，在滿足居民生活需求的基礎上滿足居民的精神文化需求，從而為居民創造消費條件。企業需要改變生產經營理念，將綠色生產融入到企業的商品生產機制中，提高自身的創新能力，從而使得自身在市場競爭中脫穎而出。消費者要加強綠色消費相關知識的學習，明確綠色消費對自身和社會帶來的好處，不僅需要提高自身的生活質量，保持身體健康，還需要保護自然環境，改善環境污染問題。其次，根據當地特色推動綜合城鎮化建設，使得居民消費平衡發展。與我國的發展時代背景和地理位置有關，我國的綜合城鎮化發展水平存在一定的地區差異，并且城市和農村地區差異明顯，因此我國需要從國情出發，進行綜合城鎮化建設。北上廣深等一線大城市，充分發揮輻射效應，帶動周邊城鎮發展。另外，加強小城市的綜合城鎮化建設，我國國土遼闊，內陸以及邊緣地區很難依托大城市的輻射效應發展起來。所以我國還需加強這些地區的公共服務和基礎設施建設投入，因地制宜地推進綜合城鎮化發展，在改善鄉村居民生活質量的同時，創造更多就業機會，促進居民收入水平的提升，進而刺激消費。