新消費背景下城鎮化促進消費結構升級的空間動態效應
——基于空間動態面板模型的實證檢驗

■賀祥民，汪 悅，賀 瓊

（南昌工程學院經貿學院，江西 南昌 330099）

第一，城鎮化帶來的人口集聚、產業集聚首先有利于推動經濟增長，進而城鎮化帶來的經濟增長提升了消費者的可支配收入，為消費結構升級奠定了收入基礎，為推動新消費的發展夯實了“壓艙石”。第二，城鎮化為服務業的發展提供了人口規模的支撐，為更高層次的享受型消費和發展型消費的繁榮，提供了發展的肥沃土壤。目前國內外對此問題的研究相對較少，且均未考慮消費結構升級本身可能存在的空間相關性。基于此，筆者利用空間動態面板模型，基于1999—2018年中國省級面板數據，考察了城鎮化對消費結構升級的影響效應。

一、模型、變量與數據

（一）模型構建

由于地區間的消費結構升級可能存在一定的空間溢出性，同時前一期的消費結構可能對后一期的消費結構產生作用，也就是說存在動態變化。因此，為了將因變量的空間溢出性及動態變化納入到考慮之中，采用空間動態面板數據模型進行研究，Elhorst(2012)認為該模型比傳統的面板數據模型具有更強大的解釋力。

模型中，i為省區，t為年份，Cmup為消費結構，Urb為城鎮化。W為反映不同地區之間空間相互關系的空間權重矩陣。X為控制變量，參照已有文獻，X包括地區貿易開放（Trade）、地區產業結構（Industy）、人力資本水平（HC）。μ、η分別為省區、年份固定效應，ε為隨機擾動項?？臻g權重矩陣使用二元相鄰矩陣，即省區之間相鄰則為1，否則為0。當ρ=0時，方程為傳統的動態面板模型；而當θ=0時，方程為靜態空間面板模型。

（二）變量

1.消費結構升級（Cmup）

已有研究多使用常用消費中的八大分類占總消費的比重來衡量消費結構，如孫皓、胡鞍鋼的研究。但這種方式是靜態的，忽視了消費結構升級的動態過程，尚不能真實地刻畫消費結構升級。因此，本研究借鑒已有文獻，采用向量夾角法構建消費結構升級變量，該方法的優勢在于消費結構逐層遞進的動態演化過程，而非不同消費類型的絕對比例的簡單加總。

城鄉居民消費一般分為八項，本文將食品煙酒、衣著消費設定為生存型消費，將生活用品及服務、交通通信、醫療保健、其他用品及服務消費設定為享受型消費，將教育文化娛樂消費設定為發展型消費。

消費結構升級指標的具體計算方法如下：

第一步，分別計算生存型、享受型與發展型消費占人均總消費的比例，并將每一類消費的比重依次作為空間向量的一個分量，從而構成一組三維消費空間向量X0=(x01,x02,x03)。

第二步，選擇基本向量組 X1=（1，0，0）、X2=（0，1，0）、X3=（0，0，1）作為基準向量，依次計算消費空間向量 X0與基準向量的夾角θj（j=1,2,3），計算方法為：

其中，xij表示基本單位向量組Xj（j=1,2,3）的第i個分量；x0i表示向量X0的第i個分量。

第三步，將所得的夾角按一定的權重進行加總：

其中Wj為權重，我們將最高級發展型消費的權重設定為1，享受型消費與生存型消費依次設定為2和3。在消費結構從生存型向發展型演變的過程中，生存型消費的比重下降越快，享受型和發展型消費的比重上升越快，θj就越大，因此式（2）中 Cump 值越大，消費結構水平越高。

2.城鎮化（Urb）

用各地區的城鎮化率衡量。

3.控制變量

地區貿易開放（Trade）用地區進出口總值與GDP的比值衡量，取對數；地區產業結構（Industy）采用第二產業增加值與GDP比值代理。人力資本水平（lnHC）用各地大專以上人口比重衡量。

（三）數據來源

本文研究的空間單位為中國內地除西藏外的30個省級單位，數據來源于1999-2018年的《中國統計年鑒》及各省統計年鑒。

二、實證結果分析

系統GMM通過考慮空間自回歸參數(ρ)，避免了空間差分GMM估計存在的偏差問題，提高了其解釋能力(Elhorst,2010)，并且使其具有比傳統估計方法更大的空間極大似然估計量(MLE)。鑒于系統GMM估計在模型設置方面的強大能力，我們決定在本文的實證研究中應用系統GMM估計進行研究。

在進行空間系統GMM估計之前，識別空間交互效應是非常重要的。兩種拉格朗日乘數(LM)檢驗可以較好地檢驗空間滯后和空間誤差模型。附表1報告了LM檢驗結果，由結果可以看到，LM滯后穩健面板檢驗統計量比它的相應的臨界值更大（p=0.000），而且LM誤差穩健面板檢驗統計量也均小于相應的臨界值，這說明我們研究的變量之間存在空間交互效應。關注系統廣義矩檢驗結果，可以看到Hansen過度識別檢驗統計量不能拒絕零假設，即這些工具變量是有效的。此外，AR（1）的p值均在0至0.1之間，說明殘差項存在顯著一階自相關；而AR（2）的p值全部大于0.3，意味著殘差項二階自相關不存在。相關統計量值表明我們采用系統廣義矩對空間動態面板模型進行估計是有效且穩健的。

（一）全國及分地區的估計結果

附表2報告了全國及東部、中部、西部地區的估計結果?？梢钥闯?，各列中因變量的空間滯后項（W×Cump）均顯著為正，這說明消費結構存在空間溢出性，地區之間消費結構產生了顯著的相互影響作用。附表1的第（1）列全國層面的結果中，自變量城鎮化（Urb）系數為正，且在1%的水平上統計顯著，這說明整體上，城鎮化有利于消費結構升級。由東部、中部、西部三大地區的估計結果可以看出，在三大地區，城鎮化均對消費結構產生了顯著的正向作用。比較來看，中部地區的系數最大，西部地區的系數最小，這表明在中部地區，城鎮化最有利于消費結構升級，而西部地區的促進效應最小。

關注其他變量，可以發現在三大地區，貿易開放均對消費結構升級有顯著的促進作用，這說明進出口貿易的發展促進了國內消費結構的優化。但是變量產業結構和人力資本均不顯著，這說明在考察期內，中國的工業產業結構和人力資本均未發揮對消費結構的正向促進作用。

（二）分消費結構類型的估計結果

為了進一步考察城鎮化對各類型的消費結構的影響，我們將生存型、享受型與發展型消費占人均總消費的比例作為因變量，采用前文的空間動態面板模型進行估計，估計結果見附表1。

對于各類型的消費，可以看到其空間滯后項 (W×Cump)系數都為正，且都在1%的水平上顯著，說明各類消費也均存在顯著的空間溢出效應，其中發展型消費的系數最大，這表明發展型消費最容易產生空間相關性。重點關注城鎮化（Urb）的系數，對于享受型消費和發展型消費，該系數均顯著為正，但對于生存型，該系數顯著為負，這說明城鎮化有利于相對高端的享受型消費和發展型消費的增長，尤其是有利于發展型消費增長，但削減了生存型消費。城鎮化帶來的經濟增長、基礎設施的完善、產業結構服務化和高端化都促進了享受型消費、發展型消費的增長；同時，這從另一方面證實了城鎮化對消費結構升級的作用機理。

三、結論

新消費以消費結構升級及消費產品質量提升為重要表現形式，其在當前經濟發展中起到了發動機的作用，并成為拉動經濟新增長的主要動力。因此，促進新消費的發展，可以在當前經濟進入新常態過程中發揮重要作用。使用系統廣義矩估計的空間動態面板模型，利用1999—2018年省區數據，實證檢驗了城鎮化促進消費結構升級的影響效應。研究發現消費結構升級具有空間溢出性，整體來看，城鎮化有利于促進消費結構升級；分地區來看，城鎮化對中部地區消費結構升級作用最突出。分三大類型來看，城鎮化有助于享樂型和發展型消費增長，但削減了生存型消費。

本文的政策啟示在于：第一，政府不僅要重視需求側改革，積極培育新消費，促進消費結構升級，同時加強地區之間的聯系，以發揮地區之間消費結構升級的空間溢出作用，進一步推動消費結構升級，培育和壯大新消費。第二，要重視城鎮化對消費結構升級的重要作用，尤其是中部地區，要積極地謀劃，采取多種優惠政策，促進人口、產業等向城鎮集聚，同時做好城鎮化的基礎設施配套，以更好地發揮城鎮化對新消費發展的作用。第三，在城鎮化過程中，要鼓勵城市發展較好的教育、文化娛樂企業向小城鎮延伸，一方面有利于助推發展型消費企業的增長，另一方面也能夠更好地滿足城鎮居民的更高層次消費的需求，以形成正反饋效應。

附表1 分消費結構類型的估計結果（空間動態面板模型-系統廣義矩估計）

附表2 全國及分地區的計量結果（空間動態面板模型-系統廣義矩估計）