城市消費差異對我國城鎮(zhèn)化率的影響
——基于泰爾熵法分析

朱銳芳，錢海燕

（安徽大學 經(jīng)濟學院，安徽 合肥 230031）

消費、投資和進出口是引領一國經(jīng)濟發(fā)展的“三駕馬車”。隨著我國投資拉動放緩，進出口貿易降溫，如何實現(xiàn)消費經(jīng)濟的突破，促進新常態(tài)下經(jīng)濟的進一步發(fā)展，已成為了當前的熱點問題。部分學者認為，我國居民普遍持有保守的投資意識，更傾向于將剩余資產(chǎn)進行儲蓄，從而導致了消費經(jīng)濟發(fā)展不利；亦有學者認為，我國金融市場上亂象頻發(fā)，居民無法找到優(yōu)質的投資渠道，使得大量資金被動儲蓄。但從消費經(jīng)濟的根源來看，消費問題不僅僅是文化問題、或是金融問題，居民的收入才是決定消費市場發(fā)展的源泉。隨著區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的不斷失衡，城市間消費出現(xiàn)了明顯的異化情況，大量優(yōu)質消費資源集中于少數(shù)核心城市，導致外圍城市在消費市場上被動產(chǎn)生大量無謂損失。一方面，隨著我國“消費升級”趨勢愈演愈烈，居民對優(yōu)質消費產(chǎn)品的需求一再放大，低端產(chǎn)品對外圍城市市場的“鎖定”導致消費規(guī)模不斷下滑；另一方面，優(yōu)質消費資源的集中所產(chǎn)生的蒂伯特效應，使得大量居民選擇“用腳投票”，引發(fā)了人口結構的進一步失衡。

一、文獻綜述

通過板動態(tài)空間誤差模型的QMLE 估計方法研究新型城鎮(zhèn)化對居民消費率的影響及區(qū)域差異，可以發(fā)現(xiàn)，新型城鎮(zhèn)化水平的提高對消費水平的提高有顯著的促進作用且存在區(qū)域差異，對東西部的影響顯著且對東部影響更大；曹飛[2]考察了省域人口城鎮(zhèn)化率影響因素的空間聯(lián)系，利用空間杜賓模型進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)人口城鎮(zhèn)化率具有空間自相關性；高鐵梅等[3]的研究首次采用城市面板數(shù)據(jù)進行研究，結果顯示，我國城鎮(zhèn)化率與城市產(chǎn)出之間存在明顯的倒U 型曲線關系。另一部分學者則聚焦于城市消費和城鎮(zhèn)化的外部作用進行了相關研究。例如，趙明慧[4]認為，隨著改革開放的進一步深化，城市化、消費金融和商貿流通業(yè)均得到一定程度的發(fā)展，并通過實證研究發(fā)現(xiàn)，城市化的推進程度顯著的影響商貿流通業(yè)的發(fā)展；敬艷麗[5]采用省級層面數(shù)據(jù)，通過實證研究了商貿流通業(yè)效率對消費總額產(chǎn)生的影響，結果發(fā)現(xiàn)商貿流通業(yè)效率的提升顯著推動了全社會消費總額的增長。綜合來看，城市消費差異的和諧水平，不僅是阻礙消費經(jīng)濟發(fā)展的主要因素，更在深層次上引發(fā)了城鎮(zhèn)化發(fā)展的外部問題，而當前的研究僅僅顯示了城市消費能夠促進城鎮(zhèn)化率提升，并沒有考慮不同城市的消費差異所造成的發(fā)展差別。本文沿著這一思維盲點展開理論分析與實證檢驗，試圖給出下列問題的答案：對于不同城市而言，其內部消費和諧度是否存在差異？而不同城市的消費和諧度，在對城鎮(zhèn)化發(fā)展的貢獻上是否又產(chǎn)生了深遠的影響？基于此，本文將從實證角度深入考察城市消費差異對我國城鎮(zhèn)化率的影響，從理論和實踐層面歸納出能夠解決我國消費經(jīng)濟發(fā)展的有效方法。

與既有的國內外文獻相比，本文研究的邊際貢獻在于：（1）從城市差異的角度出發(fā)，基于空間經(jīng)濟學考察城鎮(zhèn)化發(fā)展的異同，并發(fā)掘了影響城鎮(zhèn)化率的核心因素，實質性拓展了城鎮(zhèn)化相關文獻的研究視角。（2）嘗試構建了“核心-周邊”消費和諧矩陣，分析“核心城市”與“周邊城市”的區(qū)域消費協(xié)同性，進一步延伸了城市差異和區(qū)域差異的概念內涵，有助于塑造城鎮(zhèn)化發(fā)展的作用機理，有利于完善城市經(jīng)濟學理論和分析框架。

二、研究方法

（一）基本假設

根據(jù)前述學者研究不難發(fā)現(xiàn)，首先，城市消費差異及市場和諧度關系到消費市場的協(xié)同性和規(guī)模效應，通過降低區(qū)域間消費差異，可以縮小市場中的摩擦損失，對實現(xiàn)高效經(jīng)濟運轉有著不可取代的作用；其次，居民消費升級的重要外在表現(xiàn)就是城鎮(zhèn)化水平的提升，從擴大內需的角度來看，商品市場的消費升級不僅能夠為供給側結構性改革起到逆向傳導的作用，還能夠為促進內部市場及居民福利創(chuàng)造良好條件。由此可以認為，城鎮(zhèn)化建設的重要目標之一就是改善商品市場的供給情況，實現(xiàn)城市消費一體化與城鄉(xiāng)消費的聯(lián)動，是宏觀經(jīng)濟發(fā)展的主要方向。但也需要注意，城市消費的異化某種程度上導致了資源的集聚及人口的流動。美國經(jīng)濟學家克拉克認為，被動的人口集聚實質上是市場選擇的結果，通過人口的流動能夠解決不同市場間的摩擦[6]。這種觀點表明了城市消費差異可能帶來的好處，同時也有可能替代城鎮(zhèn)化建設的部分作用。對此，本文提出如下假設：

假設1 我國城市消費差異可能對城鎮(zhèn)化率的變動產(chǎn)生影響；

假設2 我國城市消費的和諧水平與城鎮(zhèn)化建設直接可能存在滯后情況。

（二）指標構建

表1 “核心-周邊”城市消費和諧矩陣

1.城市消費差異指標

對統(tǒng)一區(qū)域內部的城市消費差異而言，由于理論層面的指標間存在可比級數(shù)的問題（城市距離并不一致），本文獨創(chuàng)性地將區(qū)域內部城市分為“核心城市”和“周邊城市”，即每個省市區(qū)的省會城市為“核心城市”，其他城市為“周邊城市”，并構建“核心-周邊”城市的消費和諧矩陣，從而得出某一區(qū)域的城市消費差異指標，如矩陣表1 所示。

表1 中，F(xiàn)ci（c 表示center）表示核心城市居民消費支出與第i（i=1，2，3）個產(chǎn)業(yè)的人均GDP 的比例，之所以采用消費總量與產(chǎn)業(yè)總量的比值進行分析，是因為比值能夠消除不同地區(qū)之間因消費總量問題產(chǎn)生的量綱差異；Fsi（s表示surroundings）即為周邊城市居民消費支出與不同產(chǎn)業(yè)人均GDP 比例。總體指標城市消費和諧度應該落在[0，1]區(qū)間內，假設核心城市居民食品支出比例分別為F′c1，F(xiàn)′c2，F(xiàn)′c3，若Fci>F′ci，則有fi=1-（Fci-F′ci）/F′ci。

同時，本文用德爾菲分析法對各個指標的權重進行賦權，從而得出區(qū)域內部的城市消費和諧度：

式（1）中，h（c，f），n是城鄉(xiāng)各消費項目對于產(chǎn)業(yè)結構的和諧度，n 表示消費結構中所包含的各個項目，ω（c，f），i表示第i 個指標對應的權重，ni表示經(jīng)過區(qū)間處理后的標準指標水平。

2.城鎮(zhèn)化率指標

城鎮(zhèn)化率指標[7]的刻畫方法較為多樣。本文主要分析如何刻畫和描述居民的人口和收入變動。如直接采用城鄉(xiāng)人口比例，難以說明消費結構的關聯(lián)性；若采用城鄉(xiāng)消費比例，無法凸顯人口結構的變動方向。為此引入泰爾熵理論，該方法同時包含消費結構和人口結構兩個方向，與本文的分析視角一致：

公式（2）中，Tail 即為城鎮(zhèn)化率的衡量指標，c和p 分別代表消費和人口，為消除價格因素的影響。本文將消費水平根據(jù)各區(qū)域每年的CPI進行了平減。

（三）模型構建

為了驗證本文設置的假設的存在性，采用灰色關聯(lián)分析方法對此進行分析，該方法能夠有效的分析發(fā)展中系統(tǒng)的序列性和緊密性，從而可以由序列間的“滯后效應”得出兩者的灰色關聯(lián)度。

灰色度設定過程如下：

設序列X0=（x0（1），x0（2），…，x0（n））為系統(tǒng)的特征序列，Xi=（xi（1），xi（2），…，xi（n））為系統(tǒng)的行為序列，兩序列長度均為n。

以區(qū)域內部的城鎮(zhèn)化率作為系統(tǒng)特征序列，以同期城市消費的和諧度指標作為系統(tǒng)行為序列，系統(tǒng)時間為2010～2018 年，序列總長度n=9，子行為序列長度為n=5。

第一步，計算各個序列初始點的值，設的初始點對應值為

再令

第二步，利用初值與對應值的差值得出滯后階數(shù)

公式（6）中，i=1，2，…，m，且有

被稱為灰色關聯(lián)度。

為了擬合標準序列和對應序列，本文對特征序列X0進行固定，并將時間序列向右平移，對兩種序列Xi進行擬合，序列間達到最佳的擬合情況時，對應的時間序列移動的階即為移動步長。對各個灰色關聯(lián)度ε0i進行比較，ε0i達到最大時對應的年份差距即為滯后年。在灰色關聯(lián)分析前，本文還引入了OLS 分析方法，以判定城市消費差異與城鎮(zhèn)化率之間的關聯(lián)性，公式如下：

公式（7）中，h 即為上文采用和諧矩陣求得的城市消費差異，Tail 即為城鎮(zhèn)化率指標。

三、實證分析及結果

（一）數(shù)據(jù)說明

1.樣本時間

本文主要觀察2010～2018 年間我國城市消費差異和城鎮(zhèn)化率的相關性。首先，由于我國的“消費升級”趨勢發(fā)生在2010 年后，居民的消費規(guī)模逐步增長，消費結構也逐漸向高端轉變；其次，城鎮(zhèn)化建設在2010 年后進一步強化，選取這一時間段進行分析更具備有效性。

2.樣本區(qū)域

我國的城市發(fā)展因地理位置和經(jīng)濟水平而呈現(xiàn)出極大的不均衡局面，本文在指標構建過程中，需要一個區(qū)域內部具備核心城市與周邊城市，故需要排除北京、上海、天津、重慶四個直轄市，樣本區(qū)域為除四個直轄市及港澳臺外的27 個省。

3.數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國城市統(tǒng)計年鑒》和各省統(tǒng)計年鑒及統(tǒng)計局網(wǎng)站信息，部分數(shù)據(jù)來源于Wind 數(shù)據(jù)庫。

（二）OLS 回歸分析

本文利用2010 年6 月至2018 年6 月的月度數(shù)據(jù)對城市消費和諧度指數(shù)h 和城鎮(zhèn)化率指數(shù)Tail 間進行了OLS 回歸分析，初步判定城市消費差異與城鎮(zhèn)化率之間的關系。本文在Eviws 8.0 中采用一元線性回歸直接分析，在平穩(wěn)性分析中可知lnh 和lnTail 均服從一階單整序列I（1），兩者間存在長期穩(wěn)定的關系，單位根檢驗結果同樣服從。回歸結果如下：

由公式（8）的回歸結果可以得出如下結論：當區(qū)域內城市消費和諧度上升時，我國城鎮(zhèn)化率會出現(xiàn)顯著增長，這一回歸的t 值在1%的顯著性水平下顯著。

由于公式（8）的判決系數(shù)Adj-R.sq 為67.12%，本文采用格蘭杰因果檢驗分析了序列的因果特征，結果如表2 所示。

表2 格蘭杰因果檢驗

為了使得格蘭杰因果檢驗能夠直接解釋兩個序列間的趨勢關系，本文對兩個序列進行向前差分，以突顯序列間的趨勢性。由表1 的分析結果可見，序列DLNH 的變動成為DLNTAIL的格蘭杰原因。總體來說，當我國城市消費和諧度上升1 個單位時，我國城鎮(zhèn)化率會上升0.7162。

（三）灰色關聯(lián)分析

OLS 回歸的結論證明了城市消費和諧度與城鎮(zhèn)化率具備統(tǒng)計學上的相關關系。但由于我國在城市消費差異與城鎮(zhèn)化發(fā)展間出現(xiàn)的諸多問題，因此城市消費與城鎮(zhèn)化之間的協(xié)調性存在顯著不同。根據(jù)本文選取我國的27 個省，將其分為三大經(jīng)濟區(qū)，采用灰色關系分析擬合兩者的移動關系。本文將移動步長設置為7，結果如表3 所示。

表3 灰色關聯(lián)度分析結果

從全國水平來看，城市消費和諧度與城鎮(zhèn)化率的灰色關聯(lián)度最大滯后值達到了0.9354，說明我國城市化和諧增長向前移動3 階后，能夠與城鎮(zhèn)化發(fā)展符合。這與上文分析一致。該結果說明，在移動步長S=3 時，特征序列與行為序列的關聯(lián)性達到最大，我國城市消費和諧水平顯著落后于城鎮(zhèn)化發(fā)展，因而無法在當期達成最優(yōu)的影響效果。

從分樣本水平來看。在東部和西部地區(qū)，滯后步長均為3 階，說明在分經(jīng)濟區(qū)的發(fā)展中，城市消費和諧度顯著落后于城鎮(zhèn)化發(fā)展，而在中部地區(qū)則滯后了4 階，中部的消費結構性問題更加突出。

四、結論

本文采用“核心-周邊”消費和諧矩陣建立了量化測算城市消費水平的指標集，并采用泰爾熵衡法量了城鎮(zhèn)化水平，從實證分析角度對城市消費差異與城鎮(zhèn)化率之間的關系進行解讀。從回歸分析結論可以發(fā)現(xiàn)，首先，在2010～2018 年的觀測期內，城市消費和諧度越高，對應區(qū)域的城鎮(zhèn)化發(fā)展越快，兩者具備顯著的量化關系；其次，通過灰色系統(tǒng)分析發(fā)現(xiàn)，我國城市消費和諧水平落后于城鎮(zhèn)化建設3 年，中部地區(qū)結構性問題更為突出，滯后階為4 年。

為此，本文有如下建議：

第一，強化供給側結構性改革，推動消費經(jīng)濟的快速發(fā)展。當前我國的消費經(jīng)濟問題，不是需求不足，更不是資金短缺，根本原因在于供給側，在居民收入不斷上升的實際前提下，利用居民日益增長的消費實力，推動內部消費市場的建設，強化優(yōu)質產(chǎn)品供給，釋放這一部分的居民需求。

第二，推動城鎮(zhèn)化進程，需要減少區(qū)域間消費的差異和摩擦。一方面，城鎮(zhèn)化切實提升了居民的相對收入，促進總體消費的規(guī)模，進而促進城鎮(zhèn)一體化市場的建設，對我國的城鎮(zhèn)化建設產(chǎn)生反饋作用；另一方面，城鎮(zhèn)化建設強化了供給側的信息與預期，使得生產(chǎn)企業(yè)對市場具備更多的主動性，能夠著力加大投入，改善產(chǎn)品結構，通過居民的消費升級趨勢強化生產(chǎn)渠道的回溯，建設宏觀層面的內部產(chǎn)業(yè)發(fā)展循環(huán)。

第三，通過城市消費平衡市場建設，反饋城鎮(zhèn)化發(fā)展。我國的“供給側結構性改革”由消費市場上供給與需求不均衡而展開，在城鄉(xiāng)大市場、城市同質市場、區(qū)域協(xié)調市場的建設過程中，隨著市場平衡的不斷優(yōu)化，居民的內部消費需求隨之變化，并通過城鎮(zhèn)化建設渠道釋放了一部分動能，產(chǎn)生了顯著的消費升級趨勢，最終完善我國的消費市場建設與城鎮(zhèn)化建設。總的來說，通過經(jīng)濟發(fā)展改善城市消費結構，利用消費結構轉型增強消費市場活力，是我國進一步發(fā)展現(xiàn)代化城鎮(zhèn)的重中之重。