居民收入視角下新型城鎮(zhèn)化促進(jìn)居民消費(fèi)影響的實(shí)證研究

李紅艷 副教授（遼寧生態(tài)工程職業(yè)學(xué)院 沈陽 110122）

居民收入結(jié)構(gòu)、財(cái)富擁有與收入差距表現(xiàn)與特點(diǎn)

（一）居民收入結(jié)構(gòu)與特點(diǎn)

通過調(diào)研得知，我國一般居民家庭的收入主要分為工資性收入、經(jīng)營性收入與財(cái)產(chǎn)性收入。目前我國居民收入結(jié)構(gòu)特點(diǎn)主要表現(xiàn)為：

1.工資性收入在居民收入中占主要部分，而財(cái)產(chǎn)性收入較低。由圖1可以看出，在2015年我國居民收入的基本結(jié)構(gòu)中，工資性收入占據(jù)了居民總體收入的57%，而財(cái)產(chǎn)性收入最低，其只占到居民總收入的8%，這和發(fā)達(dá)國家存在著較大的差異性，如美國居民財(cái)產(chǎn)收入占總收入的20%左右。

2.農(nóng)村居民工資、財(cái)產(chǎn)性收入不斷提升，但經(jīng)營性收入在持續(xù)下滑。由表1來具體分析，與2000年相比，2015年我國農(nóng)村居民工資性收入增加了9.11%，而農(nóng)村家庭經(jīng)營性收入明顯下降，其下降的幅度為9.18%。這主要是因?yàn)椋S著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，以及農(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移，農(nóng)村居民進(jìn)城帶動了其工資性收入的增加，因此其工資性收入在收入總量中的上漲勢頭迅猛，從而由原先的31.17%增長到了40.27%，其成為了農(nóng)村居民的重點(diǎn)收入。反之，家庭經(jīng)營性收入則隨著農(nóng)村居民進(jìn)城逐漸下降，這對于小農(nóng)經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型具有促進(jìn)作用，其使得農(nóng)村居民逐漸從土地中解放，其使得大量農(nóng)村居民從第一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型到第二、第三產(chǎn)業(yè)之中。同時(shí)，2000-2015年間我國農(nóng)村居民的財(cái)產(chǎn)性收入由原先的2%上升到2.2%，可以從數(shù)據(jù)看出其財(cái)產(chǎn)性的收入增幅較小。另外，隨著改革開放的不斷深入，政府部門對于新農(nóng)村建設(shè)的政策扶持力度逐漸加強(qiáng)，從而使得農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移性收入呈現(xiàn)出逐年增加的勢頭，其由之前的3.5%逐步上升到14.59%。

3.城鎮(zhèn)居民經(jīng)營性收入以及財(cái)產(chǎn)性收入增長速度過快，但工資與轉(zhuǎn)移性收入不高。從表1來看，城鎮(zhèn)居民的經(jīng)營性收入由原先占總收入的3.91%上漲到了11.14%，通過該方面可以了解我國城鎮(zhèn)居民借由企業(yè)創(chuàng)辦形成的經(jīng)營活動所獲取的經(jīng)濟(jì)收入不斷增加。其中2000-2015年間我國城鎮(zhèn)居民財(cái)產(chǎn)性收入從2%增長到了10%，從數(shù)據(jù)來看其增長幅度較大，這主要是由于隨著我國資本市場的不斷完善，我國城鎮(zhèn)居民取得收入的渠道更加多樣，如資產(chǎn)出租和證券交易等，在這當(dāng)中，城鎮(zhèn)居民理財(cái)投資的能力和意識也得到了逐步發(fā)展和提升。由財(cái)產(chǎn)性收入的發(fā)展以及經(jīng)營方式的擴(kuò)展來具體分析，城鎮(zhèn)居民的工資和轉(zhuǎn)移性收入占比逐步下滑，其轉(zhuǎn)移性收入的降低與國家出臺的政策有著必然的聯(lián)系。

（二）我國居民家庭財(cái)務(wù)占比

1.家庭人均財(cái)富增長力較強(qiáng)，主要是以非生產(chǎn)性資產(chǎn)為主。通過對比2015-2016年的情況可以得知，2016年國內(nèi)居民家庭人均財(cái)富保持在16.9萬元，同比增長了17%，而2015年的人均家庭財(cái)富金額為14.4萬元，其體現(xiàn)出了我國人均財(cái)富增長速度較快，即可以得知我國國民經(jīng)濟(jì)處于加速發(fā)展?fàn)顟B(tài)。但在實(shí)際的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，存在較為突出的安全隱患和持續(xù)增加的風(fēng)險(xiǎn)，我國居民的財(cái)富結(jié)構(gòu)趨于單一。參照報(bào)告的主要數(shù)據(jù)，在財(cái)富總量當(dāng)中，我國2016年居民房產(chǎn)凈值占據(jù)7成，由其財(cái)富總量來分析，其中農(nóng)村和城鎮(zhèn)分別占據(jù)了55%和69%，可以發(fā)現(xiàn)國內(nèi)城鄉(xiāng)居民財(cái)富的比例較大，其與房地產(chǎn)價(jià)格密切相關(guān)。

圖1 居民收入構(gòu)成

2.儲蓄型投資占金融資產(chǎn)的重要組成部分，但增長能力不強(qiáng)。從家庭金融資產(chǎn)分析來看，我國居民新增的投資基本上是以儲蓄為主，其很少去購買其他理財(cái)產(chǎn)品。從報(bào)告數(shù)據(jù)來看，居民選擇儲蓄的主要原因在于要處理家庭內(nèi)部突發(fā)事件、養(yǎng)老與子女教育等，其占比分別是42%、40%及32%。由此可以看出，我國居民在金融投資方面比較謹(jǐn)慎。同時(shí)還可以了解到我國居民對于養(yǎng)老、子女教育等問題的關(guān)注程度，因此加強(qiáng)養(yǎng)老保障、強(qiáng)化教育資金投入力度是降低國內(nèi)居高儲蓄和刺激消費(fèi)的關(guān)鍵。對此，為提升居民消費(fèi)，政府需要制定相應(yīng)的社會保障制度及教育扶持政策。除此之外，隨著我國資本市場的不斷完善，居民投資形式逐漸多樣化，這些因素直接影響了我國居民金融資產(chǎn)增值水平不高。

3.人均收入?yún)^(qū)域差異、城鄉(xiāng)差異較為嚴(yán)重。從相關(guān)數(shù)據(jù)可以得知，我國人均財(cái)富值在2016年為24.6萬元，其中中部地區(qū)和西部地區(qū)的人均收入相差較大，中部地區(qū)的人均收入為11.9萬元，而西部地區(qū)僅為9.23萬元，將這三個(gè)地區(qū)居民人均收入進(jìn)行比對分析不難看出，我國西部地區(qū)和中部地區(qū)的人均收入僅為東部地區(qū)的一半不到。由此可知，當(dāng)前我國居民財(cái)富存在的區(qū)域差距突出的情況。此外，我國城鄉(xiāng)收入差距也較為顯著。以不動產(chǎn)為案例分析對象，我國城鎮(zhèn)家庭中具有私家車的家庭約為農(nóng)村地區(qū)的3.66倍。因此，我國在持續(xù)提升居民財(cái)富的同時(shí)，也應(yīng)加強(qiáng)其財(cái)產(chǎn)性收入的提升，同時(shí)還需要縮短各個(gè)區(qū)域間的貧富差距，這不但可以保證逐漸縮小居民收入差距，還能保證社會公平性、促進(jìn)消費(fèi)，從而推動社會經(jīng)濟(jì)健康快速發(fā)展。

表1 2000年和2015年城鄉(xiāng)居民收入構(gòu)成變化（單位：%）

表2 中國2003-2016年基尼系數(shù)

表3 1985年、2000年及2015年城鄉(xiāng)收入比

圖2 2003-2016中國居民基尼系數(shù)變動趨勢

（三）我國居民差異化的特點(diǎn)

1.以2008年為界劃分居民收入差距，其呈現(xiàn)先上升后下降的特點(diǎn)。學(xué)術(shù)界在確定貧富差距時(shí)采用基尼系數(shù)進(jìn)行衡量。國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的2003—2016年我國基尼系數(shù)如表2所示。

按照表2中的基尼系數(shù)數(shù)據(jù)可以繪制出我國2003-2016年基尼系數(shù)發(fā)展變化，具體如圖2所示。從圖2來看， 2003-2016年間我國居民基尼系數(shù)出現(xiàn)先上升后下降的發(fā)展趨向，其轉(zhuǎn)折點(diǎn)在2008年。即在2008年之前，我國居民收入差距逐漸拉大，但在2008年之后，其收入差距不斷縮減。這與國內(nèi)轉(zhuǎn)移支付、剩余勞動力轉(zhuǎn)移和三農(nóng)的投入上升緊密關(guān)聯(lián)。除此之外，從圖2可以看出，2016年我國居民基尼系數(shù)是0.465，其較2015年增加了0.462，在此過程中需要對短期波動與長期發(fā)展趨勢進(jìn)行分析，經(jīng)分析可以得知，我國縮小收入差距、調(diào)整收入分配的工作仍亟待完成。

2.我國居民收入差距有所縮短，但仍表現(xiàn)為高位運(yùn)行。從近幾年的我國居民基尼系數(shù)來看，其收入差距出現(xiàn)縮短，其中2008年的居民基尼系數(shù)是0.491，而2016年為0.465，我國居民收入差距有下降，但這一下降并不明顯。按照國際標(biāo)準(zhǔn)來看，處于0.4-0.5之間的基尼系數(shù)屬于較大范疇，0.4是衡量貧富差距的標(biāo)準(zhǔn)線。從這幾年我國居民收入發(fā)展形勢來看，其收入差距雖然有所下降，但依舊超過了0.4的標(biāo)準(zhǔn)線，由此可以看出我國居民收入差距依舊過大。

3.我國城鄉(xiāng)收入差距先擴(kuò)大在縮小，但差距依舊存在。本文選取我國1985年、2000年和2015年的城鄉(xiāng)居民人均收入作為參考對象，其表現(xiàn)如表3所示。由表3可知，在1985-2000年間，我國城鄉(xiāng)收入差距逐步擴(kuò)大，其城鄉(xiāng)收入比由原先的1.86直接上漲到2.79，而在2000-2015年間，我國城鄉(xiāng)收入差距逐漸縮小，其從2.79縮小到了2.73，縮減其幅度比較小，即城鄉(xiāng)收入差距依舊存在。

收入、財(cái)富與分配效應(yīng)的度量

（一）收入效應(yīng)與度量

本文將收入效應(yīng)歸納到居民工資性收入中。根據(jù)二元結(jié)構(gòu)理論與勞動力遷移理論分析，隨著城鎮(zhèn)現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)中勞動生產(chǎn)率的提高，其包含的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，即隨著我國新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程的不斷加深，我國居民收入得到不斷提升，居民工資性收入是基于新型城鎮(zhèn)化并在此基礎(chǔ)上不斷上升的過程。雖然工資性收入、經(jīng)營性收入財(cái)產(chǎn)性收入以及轉(zhuǎn)移收入共同組成了居民的收入，但為了保證財(cái)富的有效性，本文以工資性收入作為收入效應(yīng)的度量，而家庭中的其他收入則在財(cái)富效應(yīng)中表現(xiàn)。基于此，在本次課題研究過程中，本文采取城鄉(xiāng)居民工資性收入來有效應(yīng)對居民消費(fèi)，由工資性的收入占居民總收入的60%可以看出，其是居民主要的收入來源。

（二）財(cái)富效應(yīng)及其度量

收入效應(yīng)可以提高居民消費(fèi)流量，而財(cái)富效應(yīng)則能帶動居民消費(fèi)的資產(chǎn)存儲。收入效應(yīng)是短時(shí)間內(nèi)刺激消費(fèi)的一種體現(xiàn)方式，而財(cái)富效應(yīng)是對居民長期消費(fèi)驅(qū)動消費(fèi)能力的展現(xiàn)，也可以說財(cái)富效應(yīng)是長期且能夠持續(xù)性產(chǎn)生現(xiàn)金流的表現(xiàn)方式。不論是從收入效應(yīng)還是財(cái)富效應(yīng)來看，其均與居民收入有著必然的聯(lián)系，因此在對居民收入進(jìn)行分析時(shí)，需從財(cái)富效應(yīng)與收入效應(yīng)兩個(gè)層面進(jìn)行研究。為了保證對這兩個(gè)效應(yīng)進(jìn)行更好的區(qū)分，本文進(jìn)行了綜合考量，由機(jī)理方面的分析可了解，由居民財(cái)富持續(xù)上升從而帶動的居民消費(fèi)能力的增長，即為財(cái)富效應(yīng)。財(cái)富效應(yīng)的主要構(gòu)成為生命周期模型，知名學(xué)者莫迪利亞尼于20世紀(jì)60年代提出，人均財(cái)富與家庭財(cái)富是對居民消費(fèi)整體水平產(chǎn)生影響的兩個(gè)關(guān)鍵要素。從其發(fā)展來看，衡量財(cái)富主要有兩種方式，其一是家庭財(cái)富的資產(chǎn)數(shù)量，其二是家庭資產(chǎn)所來帶的收入。為了保證數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，在本次課題研究中，本文以家庭財(cái)產(chǎn)性收入來判定居民財(cái)富總量，并由其結(jié)果與消費(fèi)結(jié)合進(jìn)行相互評定。

表4 模型2變量說明

表5 各變量描述性統(tǒng)計(jì)值

表6 變量平穩(wěn)性ADF檢驗(yàn)結(jié)果

（三）分配效應(yīng)與度量

分配效應(yīng)是結(jié)合新型城鎮(zhèn)化而產(chǎn)生的，主要是為了營造出和諧穩(wěn)定的發(fā)展環(huán)境。分配效應(yīng)表現(xiàn)為對居民收入分配進(jìn)行調(diào)整，從而縮小收入差距，進(jìn)而提升社會整體的消費(fèi)傾向。隨著相關(guān)學(xué)者的建模分析，其對于分配與消費(fèi)之間所形成的關(guān)系進(jìn)行了全面的闡述，最終其得出了收入差距的逐步擴(kuò)張勢必影響居民的有效需求的結(jié)論。布林德的實(shí)證分析對于收入再分配可以提升居民消費(fèi)能力的結(jié)論進(jìn)行了肯定；我國學(xué)者程磊（2011）認(rèn)為，造成我國居民消費(fèi)需求不足的重要因素就是收入差距過大；學(xué)者陳炳凱（2012）通過對我國2000-2008年各個(gè)省份數(shù)據(jù)進(jìn)行了建模分析，其發(fā)現(xiàn)了在2000-2008年間，我國城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大，其會引起了居民消費(fèi)下降3.42百分點(diǎn)。對此，進(jìn)一步縮小居民收入差距，是新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的發(fā)展目標(biāo)。

基于收入層面對新型城鎮(zhèn)化刺激居民消費(fèi)分析

（一）模型構(gòu)建

本次課題研究將采取主效應(yīng)實(shí)現(xiàn)數(shù)學(xué)建模，其主要目的在于對收入效應(yīng)、財(cái)富效應(yīng)與分配效應(yīng)對居民消費(fèi)能力影響的分析：

除此之外，本文就新城鎮(zhèn)化建設(shè)中收入效應(yīng)與財(cái)富效應(yīng)能否刺激居民消費(fèi)進(jìn)行了實(shí)證分析，在分析過程中將新型城鎮(zhèn)化作為調(diào)節(jié)變量，其收入效應(yīng)、財(cái)富效應(yīng)及分配效應(yīng)之間交互形成條件效應(yīng)模型如下所示：

從收入效應(yīng)、財(cái)富效應(yīng)與分配效應(yīng)三者相互結(jié)合對居民消費(fèi)的影響作用可以驗(yàn)證城鎮(zhèn)化建設(shè)能否基于這三個(gè)基本因素而實(shí)現(xiàn)，其要想實(shí)現(xiàn)則需要滿足三個(gè)標(biāo)準(zhǔn)：第一，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)與居民消費(fèi)水平成正比；第二，新型城鎮(zhèn)化與“三效應(yīng)”相關(guān)聯(lián)；第三，在對“三效應(yīng)”進(jìn)行控制后新型城鎮(zhèn)化背景依舊與居民消費(fèi)存在關(guān)聯(lián)。第一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)從上述的模型中已經(jīng)得到了結(jié)果，第二、第三標(biāo)準(zhǔn)可以按照交互項(xiàng)系數(shù)來對其進(jìn)行判斷，而不需要通過層級檢驗(yàn)實(shí)現(xiàn)。對此在下文中將按照回歸結(jié)果進(jìn)行分析，其中模型2變量如表4所示。

在所建的模型中加入到交互項(xiàng)后，交互性將會和組成變量之間形成共線性。我國學(xué)者謝宇（2010）提出了“對中”的解決方法，但另一部分學(xué)者認(rèn)為（詹姆斯·杰卡德，2015）出現(xiàn)共線性是正常的，這是因?yàn)轱@著性與置信區(qū)間的變化基本一致，當(dāng)共線性比較高的時(shí)候，會導(dǎo)致電腦不能計(jì)算，而在正常情況下，“對中”現(xiàn)象不會造成相應(yīng)的消極影響。因此在本次課題研究中，將“對中”的后變量相互結(jié)合，以此防止出現(xiàn)多重共線性的出現(xiàn)。在交互模型中融入交互像，會導(dǎo)致自變量和因變量出現(xiàn)模糊，出現(xiàn)這一原因主要是因?yàn)樾录尤氲慕换ロ?xiàng)替換了原有變量及因變量造成的。出現(xiàn)這一問題之后，解決方式為，若是沒有原變量參與，則可以對其刪除；若原變量參與了，那么需要從低次位進(jìn)行一步一步驗(yàn)證，首先需驗(yàn)證其是否在低次位顯著，然后在驗(yàn)證是否存在交互項(xiàng)。在采取這一原則的時(shí)候，將是以分步回歸的方式，首先檢驗(yàn)未交互的低次項(xiàng)，然后在檢驗(yàn)交互以后的高次位，這樣做的主要目的就是對交互前后進(jìn)行比對分析。

表7 模型2回歸結(jié)果（全國樣本）

表8 模型2回歸結(jié)果（城鎮(zhèn)樣本）

表9 模型2回歸結(jié)果（農(nóng)村樣本）

（二）實(shí)證分析

在本次課題研究過程中，主要就我國大部分地區(qū)的消費(fèi)者數(shù)據(jù)進(jìn)行整理統(tǒng)計(jì)，其中數(shù)據(jù)來源是《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》（2001-2016），按照居民消費(fèi)指數(shù)與國內(nèi)生產(chǎn)總是指數(shù)將在2000年基期上對其數(shù)據(jù)進(jìn)行平減，經(jīng)計(jì)算所獲得的變量如表5所示。避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，需要對變量的穩(wěn)定性采取ADF檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。從表6可以看出，其中所有變量初始值都保持平穩(wěn)，當(dāng)經(jīng)過其所取得的變量維持平穩(wěn)，在這當(dāng)中就含有一階單整過程。接下來，本文結(jié)合模型2對有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行線性回歸分析，本次線性回歸分析將以Hausman來判斷應(yīng)選擇效應(yīng)模型（REM）還是固定效應(yīng)模型。從檢驗(yàn)結(jié)果來看，在5%以下的時(shí)候不會出現(xiàn)隨機(jī)效應(yīng)，所以應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。當(dāng)前國內(nèi)的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)較為顯著，為確保回歸計(jì)算的結(jié)果更為精準(zhǔn)，從而進(jìn)一步反應(yīng)城鄉(xiāng)差異化，本文分別對全國、城鎮(zhèn)、農(nóng)村進(jìn)行估計(jì)，具體結(jié)果如表7-表9所示。

將交互項(xiàng)加入模型后，原變量系數(shù)都要產(chǎn)生一定的變化，為避免出現(xiàn)不必要的偏誤，在分析調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸時(shí)，在一般情況下回歸交互項(xiàng)是在回歸主效應(yīng)之后，這樣能夠使用計(jì)量原理分別解釋交互項(xiàng)和組效應(yīng)。通過該分析考量的具體思路進(jìn)行回歸，本文未引入交互項(xiàng)之前的結(jié)果為表7-表9中的模型1，模型Ⅱ則體現(xiàn)了新型城鎮(zhèn)化對于居民收入效應(yīng)產(chǎn)生的影響，模型Ⅲ反映了新型城鎮(zhèn)化建設(shè)與財(cái)富效應(yīng)交互后的回歸分析結(jié)果，模型Ⅳ則表明了新型城鎮(zhèn)化建設(shè)與分配效應(yīng)交互后的回饋分析結(jié)果。因此，本文可以利用模型I來解釋主效應(yīng)，之后的交互項(xiàng)則可由余下模型來進(jìn)行解釋。首先要分析收入、財(cái)富以及分配效應(yīng)的主效應(yīng)。從全國角度出發(fā)，收入、財(cái)富效應(yīng)對于我國居民消費(fèi)增加起到了積極作用，收入效應(yīng)每上升1%則會帶動居民消費(fèi)上升0.23%，財(cái)富效應(yīng)每上升1%則會帶動居民消費(fèi)上升0.02%。模型當(dāng)中回歸分析結(jié)果并不明顯，可能是受新型城鎮(zhèn)化建設(shè)發(fā)展不完善的因素影響，在回歸區(qū)間通過縮小收入差距來刺激消費(fèi)水平提升的作用并不明顯。其次，本文具體分析了未引入交互項(xiàng)所取得的調(diào)節(jié)效應(yīng)。兩變量之間所形成的交互作用是否存在，關(guān)鍵是由其交互性的技術(shù)來決定，如果具有顯著的系數(shù)，那么則具有交互效應(yīng)，如果已知相反，那么交互上則完全存在。系數(shù)的正負(fù)方向則可以體現(xiàn)主變量受調(diào)節(jié)變量影響條件下出現(xiàn)斜率變化的因變量情況，如果系數(shù)為正方向，那么則說明斜率表現(xiàn)為上升，幾何圖形的改變也更大；如果系數(shù)保持負(fù)數(shù)，那么說明斜率變化并不大，但是在此則大于0，幾何圖形的改變并不大。由全國視角來分析，就新型城鎮(zhèn)化，財(cái)富和收入效應(yīng)來均能對居民消費(fèi)產(chǎn)生正向積極影響。在新型城鎮(zhèn)化建設(shè)對于居民收入、財(cái)富效應(yīng)產(chǎn)生交互關(guān)系之后，由此所形成的回歸結(jié)果較為顯著。交互項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)方向。主效應(yīng)的新型城鎮(zhèn)化建設(shè)對于現(xiàn)有居民的消費(fèi)產(chǎn)生刺激作用，由此收入效應(yīng)同財(cái)富效應(yīng)能夠在一定程度上對居民消費(fèi)產(chǎn)生影響。即說明了新型城鎮(zhèn)化能夠借由財(cái)富效應(yīng)、收入效應(yīng)帶動居民消費(fèi)上升，然而其帶動居民消費(fèi)上升的強(qiáng)度逐漸減弱的可能性也較大，體現(xiàn)在系數(shù)小于0，幾何圖形的改變則不大。這可能與新型城鎮(zhèn)化近年來受到多方面因素影響有關(guān)。新型城鎮(zhèn)化建設(shè)與分配效應(yīng)出現(xiàn)交互作用之后的回歸結(jié)果并不突出，由統(tǒng)計(jì)學(xué)層面上無法分析其實(shí)際意義，因此由城市和農(nóng)鄉(xiāng)兩個(gè)層面來分析，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)與收入效應(yīng)的交互作用相對突出，但是農(nóng)村地區(qū)的居民則表現(xiàn)較為明顯的為分配效應(yīng)。這表明新型城鎮(zhèn)化建設(shè)借由收入效益帶動了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的上升，其分配效應(yīng)也同樣能夠促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)水平提升，然而其系數(shù)為負(fù)方向，可知這一促進(jìn)作用在逐漸下滑。

結(jié)論

第一，收入效應(yīng)和財(cái)富效應(yīng)的增加帶動了居民消費(fèi)能力的上升，而且這一效應(yīng)的帶動作用對于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的正向積極作用要遠(yuǎn)高于農(nóng)村居民。因此，政府應(yīng)盡可能的促進(jìn)農(nóng)村居民工資性收入上漲，同時(shí)要加速推動農(nóng)業(yè)剩余勞動力轉(zhuǎn)移。對此，可通過推進(jìn)農(nóng)村地區(qū)城鎮(zhèn)化程度來對農(nóng)村居民工資性收入的增長態(tài)勢進(jìn)行平衡。作為刺激居民消費(fèi)水平的重要發(fā)展方向，新型城鎮(zhèn)化具有明顯的潛力。此外，政府要持續(xù)提升現(xiàn)有居民的財(cái)富總量，由以往情況分析可知，當(dāng)前我國農(nóng)村地區(qū)居民所擁有的財(cái)富總量較小，而城鎮(zhèn)地區(qū)居民的財(cái)富增長勢頭較猛，但是其資產(chǎn)結(jié)構(gòu)過于單一，多為不動產(chǎn)。對于資本利得的收益獲取方面，實(shí)證分析結(jié)果也說明財(cái)富效應(yīng)對居民消費(fèi)的促進(jìn)作用較弱，這說明當(dāng)前我國居民通過財(cái)富增長來獲取資本利得收益從而刺激消費(fèi)的程度并不突出。這樣的結(jié)果將會驅(qū)使現(xiàn)有居民收入結(jié)構(gòu)向單一方向發(fā)展，居民對于工資性收入方面的依賴也會影響其收入水平上升的力度，從而限制了國內(nèi)居民消費(fèi)水平的增長。

第二，通過財(cái)富和收入效應(yīng)帶動現(xiàn)有居民的消費(fèi)水平，是新型城鎮(zhèn)化作用于消費(fèi)的關(guān)鍵方式。同時(shí)，分配效應(yīng)對提升城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平具有促進(jìn)作用。由財(cái)富收入和收入差距的交互作用，新型城鎮(zhèn)化利用增長居民收入以及財(cái)富的方式促使居民消費(fèi)，從而帶動國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，然而在當(dāng)前新型城鎮(zhèn)化所產(chǎn)生的作用逐漸下行的背景下，要盡快對其進(jìn)行改變。此外，在新型城鎮(zhèn)化的實(shí)際推進(jìn)過程當(dāng)中，對于現(xiàn)有城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行改善，有助于提高農(nóng)村居民的消費(fèi)水平。所以，大力推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，不但能夠優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，也能夠加速提升社會公平和居民福利，其能夠積極促進(jìn)居民消費(fèi)水平的提升。即新型城鎮(zhèn)化建設(shè)帶動消費(fèi)的影響作用較大，表明國家新型城鎮(zhèn)化發(fā)展方案具有科學(xué)性和前瞻性。