新型城鎮化影響居民消費結構升級的機制與效應研究

尹碧波，詹昱湘

(湖南工商大學 資源環境學院，湖南 長沙 410205)

一、引言

黨的二十大報告提出要推進以人為核心的新型城鎮化，加快農業轉移人口市民化[1]。以城市群、都市圈為依托構建大中小城市協調發展格局，推進以縣城為重要載體的城鎮化建設。自改革開放以來，我國城鎮化發展范圍廣、規模大、速度快，為經濟高速增長提供了強大動力。近年來，受疫情沖擊和外部環境的影響，以投資和出口為主的增長模式難以為繼，提振居民消費，暢通國內大循環，將是未來中國經濟增長的關鍵環節。提振消費，除了要著力于促進總量增長，更應兼顧質量提升。消費結構的優化升級不僅是人民美好生活的直接體現，也是帶動消費總量增長的重要內生動力。在此背景下，研究新型城鎮化影響居民消費結構升級的機制與效應，對于檢驗新型城鎮化成效，指導新型城鎮化建設，進一步推動居民消費結構升級具有重要理論與實踐意義。

城鎮化和消費相關的問題由來已久，國外學者從不同的研究視角展開分析探討。Lewis(1954)[2]指出城鎮化是農村勞動力向城鎮地區轉移的過程，這部分轉移人口在擁有更高收入后能促進社會整體消費需求提升。Henderson等(2005)[3]則指出城鎮化過程中，人口和資本等要素的集中有利于擴大居民消費。Li和Zhu(2021)[4]認為城鎮化還可以通過改變消費觀念和改善消費環境促進消費增長。另有學者(Yuan 和Jufei，2020)[5]指出城鎮化過程中，城市規模的擴大將通過提升通勤成本、增加服務型消費支出進而提高城市居民消費率。Li等(2019)[6]則將城鎮和農村居民同時納入研究范圍，實證得出提升城鎮化率能有效降低城鄉消費不平等。

作為具有中國特色的學術概念，新型城鎮化自2014年被正式寫入政府文件后，逐漸成為國內研究熱點，部分學者也開始闡述新型城鎮化與消費的關系。如胡若癡(2014)[7]從政策制度、城鎮化進程中存在的問題以及居民個人因素三個方面，分析我國城鎮化拉動消費增長動力不足的原因，并提出了相應對策。張楊波(2017)[8]從社會學視角出發指出，在新型城鎮化進程中要注重吸取以往城鎮化的教訓，才能真正實現擴大內需與消費升級。更多學者通過實證研究分析新型城鎮化對消費的影響，如趙永平和徐盈之(2015)[9]利用2000—2012年中國30個省份的面板數據，實證得出新型城鎮化能顯著促進居民消費增長。周少甫和范兆媛(2017)[10]的研究進一步指出新型城鎮化對消費的促進作用存在區域差異。范兆媛和周少甫(2018)[11]運用空間誤差模型進行實證分析，也得出了類似的結論。然而上述研究并未涉及影響機制分析與檢驗，僅停留在效應層面。在效應檢驗的基礎上，王平和王琴梅(2016)[12]進一步分析了其作用機制。他們通過總結歸納和實證檢驗，得出新型城鎮化通過收入、環境、示范效應以及財富效應促進消費，通過價格效應抑制消費。王永軍(2020)[13]則指出，除了直接影響，新型城鎮化還會通過收入變動和公共支出兩大渠道間接影響城鎮居民消費。已有文獻中關于新型城鎮化與居民消費結構的研究相對較少，這也為本文提供了一定的研究空間。孔仲巖(2017)[14]分析了新型城鎮化、產業結構和消費結構三者的互動關系，但并未對理論機制進行實證檢驗。馬慧芳和德娜·吐熱汗(2020)[15]將新型城鎮化納入LA-AIDS模型，分別考察了人口、經濟、生態和社會城鎮化對新疆農村居民八大類消費支出的影響，不足之處在于缺少對國家層面整體性和地區層面區域性的研究分析。陳蔓玲(2019)[16]實證指出，新型城鎮化通過收入、消費環境以及產業結構優化效應促進了居民消費結構升級，且收入效應的促進作用最大。

梳理已有相關研究，以新型城鎮化和居民消費為研究對象的文獻中，其理論機制鮮有涉及消費品供給和市場化水平兩大外部因素，存在進一步完善的空間。鑒于此，本文通過理論分析提出供給效應和市場化效應兩大理論機制，并基于2008年至2020年我國30個省(直轄市、自治區)的面板數據，運用雙向固定效應模型以及中介效應檢驗予以驗證，對新型城鎮化影響居民消費結構升級的理論機制進行了豐富與拓展。

二、理論機制分析

(一)供給效應

《馬克思恩格斯選集》中指出：“它為消費提供材料，對象。消費而無對象，不成其為消費；因而在這方面生產創造出、生產出消費。”[17]在消費者擁有消費意愿和消費能力后，特定的消費品還需生產出來，才能進行完整的消費過程。而相對于城鎮地區，農村地區消費品市場規模較小，農村居民可選擇的商品尤其是服務產品的種類偏少、質量偏低，導致供給抑制需求(萬廣華等，2022)[18]，不利于居民消費結構升級。例如，城鎮地區居民普遍能享受到的公共交通、文化娛樂服務，對于部分經濟發展相對落后的農村地區卻遙不可及。新型城鎮化的發展一方面為居民提供了多樣化消費品，填補了發展型、享受型消費需求缺口。另一方面，豐富新穎的消費品供給還能刺激消費者的潛在消費需求。以技術進步為主的供給側改革，能有效實現消費內容的優化(孫久文和李承璋，2022)[19]，城鎮地區相較于農村地區更具備創新與技術進步的內生動力。新型城鎮化通過推動創新和技術進步賦能新型消費品，有利于促使城鎮居民進行更高級的消費活動。例如，文化娛樂服務與數字技術融合所形成的數字文娛產業，包含電子圖書館、線上音樂會、家庭影院等新穎消費形式，能刺激居民消費欲望，增加其發展型、享受型消費支出。綜上分析，新型城鎮化將通過豐富消費品供給促進居民消費結構升級。

(二)市場化效應

改革開放以前，我國曾長期處于計劃經濟體制之下，導致消費市場難以高效運轉，制約了國民經濟增長。汪偉(2017)[20]指出破除抑制消費需求的體制機制障礙，為消費增長、消費結構升級提供良好的制度環境，有利于構建刺激內需的長效化機制。市場是最高效的資源配置方式，新型城鎮化建設的推進伴隨著市場化水平的提升，其對于消費結構升級的影響主要體現在三個方面。首先是消費品價格。消費品的價格由市場進行調節，市場化程度越高，價格就越透明。部分市場化程度落后的農村地區，其消費品價格高低不一，甚至還可能出現壟斷定價的現象，不利于居民消費結構升級。其次是企業競爭。由于存在著市場競爭，面臨競爭壓力的企業會具有創新動力，積極推動實現產品的多樣化以及質量提升，進而促進居民消費需求增長，有利于消費結構的優化升級。最后是流通組織。市場化水平的提升能有效減少信息不對稱，降低交易成本。與城鎮地區相比，農村地區新型流通組織的建設情況較為落后，導致農村流通組織大多數以農村集貿市場和自營超市為主，這種傳統的農村流通組織效率低下，商品及服務的成本較高，從而降低了農村居民的商品效用，抑制了農民的消費需求，阻礙了消費結構升級。綜上分析，新型城鎮化將通過提高市場化水平促進居民消費結構升級。

三、研究設計

(一)新型城鎮化發展水平測度

如表1所示，本文構建了以人口變遷、經濟發展、社會治理和環境變化為子系統，以城鎮人口占比、城鎮登記失業率等20項為指標的新型城鎮化發展水平測度體系。計算測度體系綜合結果最重要的環節在于確定指標權重，賦權方法按是否受主觀因素影響可分為主觀賦權法和客觀賦權法。考慮到主觀賦權法的隨意性較大，本文將采用客觀賦權法。客觀賦權法常用的方法有主成分分析法、變異系數法和熵值法等，其中根據指標離散程度確定權重的熵值法是較為理想的方法。作為一種客觀賦權法，熵值法還避免了主成分分析等方法對預設指標的遺漏。對于某項指標來說，其離散程度越大，則熵值越小，得到的權重就會越大；反之，某項指標離散程度越小，則熵值越大，其得到的權重就會越小，熵值法計算步驟具體如下。

1.數據標準化。由于各個指標的數量級、量綱以及正負取向有所差異，故需要對原始數據進行標準化處理。假設存在m個對象，n個評價指標，aij為第i個對象的第j項指標。對于正、負向指標的處理方式分別為：

正向指標：xij=[aij-min(aj)]/[max(aj)-min(aj)]

(1)

負向指標：xij=[max(aj)-aij]/[max(aj)-min(aj)]

(2)

其中xij表示標準化后的數值，max(aj)和min(aj)分別表示第j項指標的最大值和最小值。

2.非負平移。經過數據標準化后，會產生數值為0的數據，這將影響后續運算，故需要對數據進行非負平移，保證所有數據都大于0。

(3)

3.確定特征權重。計算第j項指標在i個評價對象中所占的比重Pij：

(4)

4.計算熵值。計算第j項指標的熵值大小Sj：

(5)

5.差異系數。根據第四步求得的熵值計算第j項指標的差異系數：

Ej=1-Sj

(6)

6.確定指標權重：

(7)

7.計算綜合評價值：

(8)

經熵值法計算，得到我國30個省(直轄市、自治區)的新型城鎮化發展水平測度結果，如表2所示，受篇幅限制，僅展示了部分年份的結果。從整體變化趨勢來看，我國30個省(直轄市、自治區)的新型城鎮化發展水平從2008年至2020年均實現了一定程度的增長，但各省(直轄市、自治區)的變動情況不盡相同。如北京的新型城鎮化水平峰值位于2017年，為0.7652(限于篇幅，未展示)，上海的新型城鎮化發展水平峰值位于2020年，為0.6947，部分省(直轄市、自治區)新型城鎮化發展水平呈現曲折上升的趨勢。分區域來看，以北京、上海為首的東部地區，其新型城鎮化發展水平明顯整體高于中西部地區，表明我國新型城鎮化發展水平存在明顯的區域差異，東部地區所擁有的地理區位以及資源稟賦優勢更有利于新型城鎮化建設的快速推進。

表1 新型城鎮化發展水平測度指標體系

表2 新型城鎮化發展水平測度結果表

(二)模型構建與變量說明

為檢驗新型城鎮化影響居民消費結構升級的效應，構建計量模型如下：

consupit=α0+α1nurbit+αiXit+λt+μi+εit

(9)

其中，consupit為居民消費結構升級指數，nurbit為新型城鎮化發展水平，Xit是一系列控制變量。λt和μi分別代表年份和省份固定效應，表示對隨年份和省份變化而影響居民消費結構升級的因素進行控制。εit為隨機擾動項。

為驗證新型城鎮化影響居民消費結構升級的理論機制，參考溫忠麟等(2004)[21]的研究，構建逐步回歸法模型如下：

consupit=β0+cnurbit+lXit+λ1t+μ1i+ε1it

(10)

Cit=γ0+anurbit+mXit+λ2t+μ2i+ε2it

(11)

(12)

其中，Cit為中介變量，其余設定與式(9)一致。逐步回歸法過程如下，首先通過式(10)估計總效應c，若顯著不為0則進行下一步，否則不以中介效應立論。然后對式(11)和式(12)進行估計，如果系數a、b、c′均顯著，且ab與c′同號，則表明部分中介效應存在；如果a、b、c′均顯著，ab與c′異號，則為遮掩效應；若c′不顯著，則表現為完全中介效應。如果a和b至少有一個不顯著，則進入中介效應的直接檢驗，本文將采用Bootstrap法進行檢驗，若通過則說明中介效應存在。

核心解釋變量：新型城鎮化發展水平(nurb)，具體測評體系、方法和結果前文已詳細說明，此處不再贅述。

被解釋變量：居民消費結構升級指數(consup)。借鑒陳沖和吳煒聰(2019)[22]的研究，本文根據生存、發展和享受型消費在衡量居民消費結構升級水平中重要程度的不同賦予相應權重，然后分別計算城鎮居民與農村居民的消費結構升級指數，最后依據城鄉人口比重進行賦值，計算出整體居民消費結構升級指數，公式如下：

(13)

其中，SC表示生存型消費，包括食品煙酒、衣著以及居住支出；DC表示發展型消費，包括醫療保健、生活用品及服務和其他用品及服務支出；EC表示享受型消費，包括教育文化娛樂以及交通通信支出。Cit和Pit分別表示t時農村或城鎮的總消費與總人口，Pt表示t時農村與城鎮人口之和，i用于區分城鎮和農村。consupit表示居民消費結構升級指數，發展型或者享受型消費所占的比重越大，則其值越大。因此，該指標是一個正向指標，數值越大，表明居民消費結構升級水平越高。

控制變量：根據理論分析，參考以往研究，選取控制變量如下。(1)居民收入(income)。經典消費理論指出收入是影響消費支出最直接的因素，故選取各地區居民人均可支配收入衡量。(2)年齡結構(age)。無論是微觀家庭還是宏觀社會，年齡結構均是影響消費的重要變量。考慮到我國自21世紀以來長期處于人口老齡化的社會背景，選取各地區老年撫養比進行衡量。(3)物價水平(cpi)。物價水平變動直接影響消費者的消費行為，選取各地區居民消費價格指數的對數衡量。(4)金融發展(finance)。各類金融產品尤其是消費金融能通過緩解流動性約束促進居民消費，故采用各地區金融機構存貸款余額與地區生產總值比值的對數衡量。

中介變量：制造業企業是提供產品更新迭代和消費品優化升級動力的重要主體，借鑒徐鵬杰等(2022)[23]的研究，選取各地區規模以上現代制造業企業主營業務收入與地區生產總值比值(supply)作為衡量供給效應的中介變量①。選取各地區市場化指數的對數(market)作為衡量市場化效應的中介變量，市場化指數來自王小魯等(2021)[24]的《中國分省份市場化指數報告(2021)》，缺失年份數據按照原著計算方法予以補齊。

(三)數據來源與描述性統計

本文選取數據的年份區間為2008年至2020年，地區為我國30個省(直轄市、自治區)，西藏和港澳臺地區由于數據缺失嚴重予以剔除。原始數據來源于《中國統計年鑒》《中國人口與就業統計年鑒》《中國城市統計年鑒》，還有EPS數據統計網，部分年份缺失的數據運用插值法予以補齊。為保證數據可比性，本文以2008年為基期對所有名義數據進行平減處理，消除了通脹因素對研究結論準確性的影響，表3為所有變量的描述性統計。

表3 變量描述性統計

四、實證檢驗

(一)基準回歸結果

表4中第(1)、第(2)列展示了最小二乘法回歸的結果，由于豪斯曼檢驗結果強烈拒絕原假設，且最小二乘法回歸的擬合優度較小，故應重點關注第(3)、第(4)列雙向固定效應模型的回歸結果。第(3)、第(4)列顯示，在加入控制變量前后，核心解釋變量新型城鎮化發展水平對消費結構升級指數的系數分別為0.1770和0.1481，且均在1%的顯著性水平下顯著，說明新型城鎮化能有效促進居民消費結構升級。從控制變量的估計結果來看，居民收入對消費結構升級的影響顯著為正，與經典消費理論一致，表明提高居民收入水平是促進消費結構升級的重要途徑。物價水平的估計系數顯著為負，符合經濟規律和邏輯推理，說明穩定物價水平，防止大幅度通貨膨脹是優化居民消費結構的必要條件。金融發展對于居民消費結構升級的影響顯著為正，表明提高金融發展水平尤其是大力發展消費金融，對于促進居民消費結構升級有著十分重要的積極效應。

表4 基準回歸

(二)穩健性檢驗

為了保證基準回歸結論的可靠性，采用替換被解釋變量、更改回歸年份區間以及工具變量法進行穩健性檢驗，表5、表6為穩健性檢驗結果。

1.替換被解釋變量

本文的被解釋變量為居民消費結構升級指數，居民消費結構升級的衡量并沒有統一標準，故更改其衡量方法是檢驗結論穩健性的一個思路。與基準回歸不同，此處將食品煙酒、衣著和居住支出劃為生存型消費，將交通通信和醫療保健支出劃為發展型消費，將教育文化娛樂、生活用品及服務和其他用品及服務支出劃為享受型消費，對被解釋變量進行替換。從表5中第(1)列的估計結果來看，新型城鎮化發展水平對替換后的居民消費結構升級指數的系數均在1%的顯著性水平下為正，證明了基準回歸結果的穩健性。

2.更換回歸年份區間

考慮到數據可得性以及起始年份的宏觀經濟含義，本文基準回歸選取的年份區間為2008年至2020年。研究宏觀經濟問題時，回歸年份區間的選取對于結論的分析與得出有重要意義，若在不同年份區間內仍能得出與基準回歸相近甚至相同的結論，對于回歸結果穩健性將是一個重要的支撐。2018年，我國受中美貿易戰的影響，整體經濟遭受了一定的外部沖擊，而2019年底爆發的新冠肺炎疫情對我國宏觀經濟的影響至今仍未完全消除。故此處將回歸年份區間設置為2008年至2017年，其余設置與基準回歸相同。從表5中第(2)列的結果來看，更換回歸年份區間后，核心解釋變量仍然顯著為正，說明新型城鎮化在不同年份區間、不同經濟背景下也能有效促進居民消費結構升級，基準回歸結果穩健可靠。

表5 替換被解釋變量和更換回歸年份區間

3.工具變量法

前文通過基準回歸已得出新型城鎮化對于居民消費結構升級具有促進作用，但居民消費結構升級反過來也可能進一步推動新型城鎮化發展，因此存在互為因果的內生性問題。鑒于此，本文以核心解釋變量新型城鎮化發展水平的一階滯后項作為工具變量并使用雙向面板固定效應兩階段最小二乘法進行回歸。表6展示了相關檢驗和回歸結果。其中，不可識別檢驗顯著拒絕原假設，表明所選工具變量與內生解釋變量相關，模型不存在識別不足問題，過度識別檢驗也表明本文所選取的工具變量是合適的。Cragg Donald Wald F統計量明顯大于弱工具變量檢驗的臨界值，表明不存在弱工具變量問題。工具變量法回歸結果顯示在控制了潛在內生性問題后，新型城鎮化對居民消費結構升級的影響仍在1%的顯著性水平上為正，與基準回歸一致，進一步增強了結論的穩健性。

表6 工具變量法回歸

(三)區域異質性分析

我國各區域在自然條件、人口資源、經濟發展水平、產業結構等方面存在差異，使得不同區域發展不均衡。將樣本中我國30個省(直轄市、自治區)劃分為東部地區、中部地區、西部地區，分別進行基準回歸，結果見表7。由表7可知，東部地區的核心解釋變量系數在5%的顯著性水平上為正，中部地區在10%的顯著性水平上為正，西部地區并不顯著。這可能是因為與偏遠的西部地區相比，東中部尤其是東部地區依托優越的自然地理條件，豐富的生產要素供給以及一定的政策優惠，有效發揮了新型城鎮化促進居民消費結構升級的積極效應。

(四)機制檢驗

1.供給效應

由表8可知，逐步法檢驗中回歸系數a、b、c′均在1%的顯著性水平下為正，a、b與c′同號，說明存在部分中介效應。進一步運用Bootstrap法直接檢驗中介效應，結果如表9所示，可以看出系數乘積在95%的置信區間不包含0，說明中介效應顯著，其效應值為0.0217。以上結果表明新型城鎮化通過豐富消費品供給促進了居民消費結構升級，供給效應得以驗證。

表7 分區域回歸

表8 基于逐步法的中介效應回歸

2.市場化效應

由表8可知，逐步法檢驗中回歸系數a、b、c′均在1%的顯著性水平下為正，a、b與c′同號，說明部分中介效應存在。表9中Bootstrap法檢驗的結果進一步證實了中介效應顯著存在，其效應值為0.0120。以上結果表明新型城鎮化通過提高市場化水平促進了居民消費結構升級，市場化效應得以驗證。

表9 基于Bootstrap法的中介效應檢驗

五、結論與政策建議

基于2008年至2020年我國30個省(直轄市、自治區)的面板數據，本文對新型城鎮化影響居民消費結構升級的機制與效應進行了分析與檢驗，主要研究結論如下。第一，整體來看，新型城鎮化能顯著促進居民消費結構升級；分區域來看，東、中部地區促進效應顯著，西部地區不顯著。第二，新型城鎮化能通過豐富消費品供給和提高市場化水平促進居民消費結構升級。

根據研究結論提出以下政策建議。統籌全局，系統性推進新型城鎮化建設，充分發揮新型城鎮化促進居民消費結構升級的積極效應。注重協調，針對性加強對西部落后地區的資源傾斜與幫扶力度。以共同富裕為目標導向，完善收入分配制度，進一步提高居民特別是低收入群體的收入水平，做大蛋糕的同時分好蛋糕。繼續推進供給側結構性改革，矯正要素配置扭曲，擴大有效供給，豐富消費品種類，提升消費品質量，提高供給結構對需求變化的適應性和靈活性，發揮高質量供給對需求的拉動作用。持續深化市場化改革，加大農村地區基礎市場組織建設力度，處理好市場與政府的關系，尊重市場規律，有效發揮市場機制配置資源的積極效應。同時，政府要做好市場的守護者，保障各類市場有序運行，防范化解市場壟斷、市場分割等各類問題與矛盾。

注釋：

① 本文在衡量供給效應時，根據工業大類行業分類變化，將2012年之前的醫藥制造業、通用設備制造業、專用設備制造業、交通運輸設備制造業、電氣機械及器材制造業、通信設備、計算機及其他電子設備制造業、儀器儀表及文化、辦公用機械制造業定義為現代制造業。將2012年之后的文教、工美、體育和娛樂用品制造業、醫藥制造業、通用設備制造業、專用設備制造業、汽車制造業、鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業、電氣機械和器材制造業、計算機、通信和其他電子設備制造業、儀器儀表制造業定義為現代制造業。