城市化促進消費增長路徑的收入異質性研究

黃顯雯

(福州大學，福建 福州 350108)

一、緒論

城市化是一個國家或地區社會經濟發展過程中的必然產物，也是推動經濟增長的重要動力。 在城市化的進程中，大量勞動力從農村流入城市，不僅獲得了提升收入水平的機會，還創造了新的消費需求，為產業的發展提供了新的市場空間。 同時，產業的快速發展也有利于提高居民的收入水平，進一步促進消費。 因此，城市化率的提升必然會帶來居民消費水平的增長。

關于城市化與消費之間的關系，已有許多學者進行了相關研究。 劉建國從城市化的角度分析了農戶消費傾向偏低的原因，分別為城鎮消費示范效應、農村居民身份和職業的改變、城市化的集聚效應、家庭規模縮小。 周笑非通過理論模型和實證研究，發現通過城市化實現服務業發展、技術進步、城鄉公共服務一體化，能有效增加居民收入，促進消費增長。 雷瀟雨和龔六堂的研究表明城鎮化能推動消費率增長，且這一關系存在地區間差異，中部城市更容易通過擴大人口來促進消費率增長，東部城市只能通過提升農民福利待遇促進消費率增長。 潘明清和高文亮采用動態GMM估計方法證實，城鎮化的集聚效應大于外部成本效應，從而促進了居民消費增長，但這一作用在東部地區不顯著。 李思明和肖忠意研究了城鎮化對農村居民消費價格和消費數量的影響，實證結果表明城鎮化能促進農村居民消費升級，并且對促進消費數量增長表現出顯著的地區差異。

目前對于城市化與消費之間關系的差異性研究主要集中在區域差異上。 而收入是影響居民消費水平的關鍵因素，收入水平的差異必然會使城市化促進消費增長的作用機制產生差異。 因此，本文將我國各省市按收入水平進行分類，通過構建中介效應模型，著重研究不同收入水平下，城市化促進居民消費的作用機制以及差異。

二、城市化促進居民消費水平提升的理論機制

城市化是一個農村人口不斷向城市遷徙的過程。 城市化通過人才聚集、產業聚集、社會資源聚集等聚集效應，形成規模經濟，有利于資源的優化配置，促進消費的增長。 城市化能夠從需求和供給兩個層面共同促進消費水平的上升。在需求層面上，城市化通過增加就業機會進而提高收入水平等方式，影響居民的消費需求；在供給層面上，城市化通過企業聚集引發競爭進而提高生產的效率等方式，影響產品和服務的質量。 綜合來看，城市化可以通過以下四個路徑促進居民消費水平的提升。

(一)產業結構

城市化進程的推進往往伴隨著產業結構的不斷升級。以農業為主的第一產業占GDP 的比重不斷下降，以工業和服務業為主的第二、三產業占GDP 的比重則逐漸上升，尤其第三產業呈現出迅猛的發展勢頭。 一方面，第二、三產業的快速發展創造了大量的就業崗位，吸引農村富余的勞動力流入城市，提升整體的收入水平，進一步提高居民整體的消費傾向；另一方面，大量的人口向城市轉移并形成集聚，還催生了對服務業的大量需求，進一步促進了產業結構的優化，形成良性循環。 隨著產業結構不斷升級，居民高層次消費的供給約束得到緩解，潛在的消費需求得以滿足，進而促進了消費擴張。

(二)科技創新水平

城市化促進了企業的集中，特別是同類型企業的集聚。這一集聚除了為知識的傳播與積累創造良好條件，使企業從共享外部經濟中獲益外，還會引起企業間激烈的競爭，從而推動企業的管理能力、科學技術水平和創新能力的提升，改善產品和服務的性能、品質，增加市場的有效供給。 通常情況下，產品和服務的質量提升有利于釋放居民的消費潛力，進一步提高居民的消費傾向，增加居民消費總額。

(三)消費結構

農村居民遷移至城市居住后，其消費模式會受到原城市居民的消費習慣以及生活環境、社會環境的影響。 主要表現在新城市人口的食品等基礎性消費支出在其總支出中的比重不斷下降，而教育、醫療保健、休閑娛樂等享受型、發展型消費支出在其總支出中的比重逐漸提高。新城市人口消費模式的轉變，帶動整體居民的消費結構從低層次向高層次轉變，居民的消費需求更加多樣化，進而擴大了居民消費。

(四)人力資本水平

一般而言，城市地區的教育資源整體優于農村地區，每年都有許多農村人口為享受到更好的教育而遷移到城市。因此城市化的過程也是一個地區整體人力資本水平逐漸提升的過程。 一方面，在通常情況下，具有更高學歷的消費者更容易獲得較高的收入，以及擁有更多元化的消費需求；另一方面，高學歷消費者往往對新事物的好奇度、接受度較高，更傾向于高層次、多元化的消費。 這些因素都有利于擴大居民消費，提升整體居民的消費水平。

三、模型構建與變量選取

(一)計量模型設定

為研究城市化能通過哪些途徑促進居民消費水平的提升，本文借鑒溫忠麟等提出的檢驗方法，構建中介效應模型如下:

其中，

i

表示地區，

t

表示時間，cons 表示居民消費水平，ur 表示城市化率，

X

代表一系列控制變量，

M

則代表中介變量，

μ

為誤差項，

α

為不可觀測的固定效應，

β

、

θ

、

β′

、

λ

為主要變量的系數，

γ

為對應控制變量的系數。

中介效應的檢驗方法主要分為五個步驟。

第一步，對式(1)進行估計，檢驗回歸系數

β

是否顯著，若檢驗結果顯著為正，則說明可能存在中介效應，且城市化發展有利于消費水平的提升。第二步，對式(2)以及式(3)進行估計，依次檢驗回歸系數

θ

、

λ

是否顯著，若兩個參數均顯著，則必定存在中介效應，進入第三步；若至少存在一個參數不通過檢驗，則進入第四步。第三步，檢驗回歸系數

β′

是否顯著，若

β′

顯著說明存在部分中介效應，進入第五步；若

β′

不顯著則說明只有中介效應，即為完全中介效應。

第四步，通過Sobel 檢驗進一步判斷是否存在中介效應，其統計量為:

其中，

S

、

S

分別是

θ

、

λ

的標準誤，該統計量在顯著性水平0.05 上的臨界值為

Z

>0

.

97 或

Z

＜－0

.

97。第五步，比較

θλ

和

β′

的符號，如果二者同號，則為部分中介效應，計算可得中介效應占總效應的比例為

θλ/ β

，即在自變量ur 對因變量cons 的促進作用中，有

θλ/ β

是通過中介變量實現的。 若二者異號，則為遮掩效應，計算可得遮掩效應占直接效應的比例為

θλ/ β′

。

(二)變量的選擇

居民消費水平為本文的被解釋變量，采用取對數的居民人均消費支出來衡量。 城市化率為本文的核心解釋變量，采用城鎮人口占總人口的比重來衡量。

參考已有研究，設置控制變量如下:①政府參與度，采用地方政府財政支出占地區GDP 的比重來衡量；②對外開放程度，采用對外貿易依存度來評估，即進出口總額占地區GDP的比重；③人均收入水平，考慮到2013年前，城市居民與農村居民的收入統計口徑不一致，參考已有文獻的做法，采用取對數的人均地區生產總值來衡量；④金融發展水平，采用取對數的居民貸款總額來衡量；⑤物價水平，采用由CPI 計算的通貨膨脹率來衡量。

本文的中介變量則包括:①產業結構，采用付凌暉通過“空間向量夾角法” 設立的 “產業結構高級化指數” 來表示；②科技創新水平，采用取對數的全國技術市場成交合同金額來衡量；③消費結構，采用恩格爾系數來衡量；④人力資本水平，采用一個地區平均受教育年限來衡量，其計算方法是定義6 歲及以上人口中，未上過學、小學、初中、高中、大專及以上這五種學歷的受教育年限分別為0年、6年、9年、12年、16年，然后再進行加權平均。

(三)數據來源和處理

考慮到數據可得性、統計口徑等問題，本文選取2005 ～2017年間，中國除西藏、港澳臺地區外的其余30 個省級面板數據進行分析。 數據主要來源于國家統計局、歷年《中國統計年鑒》 以及各省市統計年鑒。 各變量描述統計如表1所示。

表1 各變量描述統計

變量類型 變量名稱 符號 均值 最小值 最大值被解釋變量 居民消費水平 ln_cons 9.34 8.09 10.89核心解釋變量 城市化率 ur 0.53 0.27 0.90控制變量政府參與度 fiscal 0.22 0.08 0.63對外開放程度 trade 0.31 0.02 1.72人均收入水平 per_gdp 10.37 8.53 11.77金融發展水平 fina 9.44 6.46 11.74物價水平 inflation 2.71 －2.30 10.10中介變量產業結構 industry 6.56 5.95 7.61科技創新水平 ln_tech 3.81 －0.63 8.41恩格爾系數 engel 0.36 0.20 0.50人力資本水平 edu 8.77 6.38 12.50

以2017年各省市的人均可支配收入為準，從高到低排序后平均分為三組，分為高收入組(上海、北京、浙江、天津、江蘇、廣東、福建、遼寧、山東、內蒙古)；中等收入組(重慶、湖北、湖南、海南、江西、安徽、河北、吉林、黑龍江、陜西)；低收入組(四川、寧夏、山西、河南、新疆、廣西、青海、云南、貴州、甘肅)。

四、實證結果分析

(一)基準回歸

表2 為基準回歸的結果。 根據豪斯曼檢驗的結果，以下模型均采用固定效應模型進行估計。 從表中可知，無論在哪一收入區間內，城市化的回歸系數均顯著為正，這說明城市化發展有利于推動居民消費水平增長。 在加入控制變量后，城市化的回歸系數依舊顯著為正，這也佐證了城市化對居民消費具有正向的促進效應。

表2 城市化對居民消費水平的影響

注:、、 分別表示在1%、5%、10% 的水平上顯著；括號內為標準誤。下同。

高收入地區 中等收入地區 低收入地區ln_cons ln_cons ln_cons ln_cons ln_cons ln_cons ur 10.21***(－0.424)1.534***(－0.512)8.890***(－0.272)0.839**(－0.323)9.002***(－0.145)3.007***(－0.372)fiscal 0.109(－0.770)0.043(－0.318)－0.087(－0.136)trade －0.144**(－0.063)－0.137(－0.121)－0.001(－0.142)per_gdp 0.229**(－0.106)0.232***(－0.054)0.127***(－0.045)fina 0.476***(－0.090)0.485***(－0.055)0.408***(－0.044)inflation 0.005(－0.005)0.009***(－0.003)0.007***(－0.002)_cons 2.950***(－0.285)1.492***(－0.458)4.756***(－0.136)1.905***(－0.205)5.245***(－0.062)2.873***(－0.217)N 130 130 130 130 130 130調整R2 0.815 0.971 0.892 0.987 0.968 0.993

在其他控制變量中，政府參與度的回歸系數沒有通過10% 的顯著性檢驗，這表明在各個收入水平上，政府財政支出對居民消費水平的促進作用并不顯著。 從回歸系數的符號來看，對低收入地區來說，政府財政支出可能對居民消費產生擠出效應；而對高收入以及中等收入地區來說，積極的財政政策則有利于驅動消費增長。 對外開放程度的系數值呈現隨收入水平增加而減少的趨勢，且符號為負，但在中等收入地區以及低收入地區沒有通過5% 的顯著性檢驗，表明對外貿易依存度對高收入地區的居民消費水平提升具有較強的抑制作用，而在中低收入地區，對外貿易依存度對消費沒有顯著影響。 這可能是由于我國為出口導向型經濟，長期保持貿易順差，這一經濟形勢雖然能促進我國經濟發展，但卻使得廠商在出口貿易中獲得巨大的利益，導致國內內需相對不足的狀況，不利于帶動消費增長。 人均收入水平的回歸系數在高收入地區通過5% 的顯著性檢驗，在中、低收入地區則通過1% 的顯著性檢驗，且符號均為正，符合凱恩斯的收入消費理論，即收入水平越高，越有利于消費水平的提升。 金融發展水平的回歸系數在各收入水平上均顯著為正，這說明金融發展水平的提升有助于促進居民消費。 物價水平的回歸系數在高收入地區沒有通過10% 的顯著性檢驗，而在中、低收入地區則均通過了1% 的顯著性檢驗，這說明對于中等收入、低收入地區來說，適當的通貨膨脹有利于促進消費，而在高收入地區，物價水平對消費沒有顯著影響。 這可能是因為在樣本期間內，高收入地區物價水平變動的幅度較小，對消費的影響不易被察覺。

(二)收入差異下的作用機制檢驗

1.產業結構

表3 為產業結構作用機制的檢驗結果。 在模型(1)與模型(5)中，城市化率回歸系數在1% 的顯著性水平上顯著為正，說明在高收入以及低收入地區，城市化對產業結構升級存在促進作用。 對于高收入地區來說，模型(2) 中產業結構的估計值顯著為正，但城市化的估計系數無法通過10% 的顯著性檢驗，即城市化完全通過產業結構升級來驅動消費增長。 對于中等收入地區來說，模型(3)中城市化以及模型(4)中產業結構的估計系數均無法通過10% 的顯著性檢驗，進一步進行Sobel 檢驗，檢驗結果也無法證明在樣本考察期內，中等收入地區的城市化無法通過產業結構的變動來促進居民消費。 對于低收入地區來說，模型(6) 中城市化率的估計值為2.711，在1% 的顯著性水平上顯著為正，從中可知間接效應與直接效應的符號相同，存在部分中介效應，計算可得城鎮化對居民消費的促進作用有9.88% 是通過產業結構升級來實現的。

表3 產業結構的中介效應檢驗結果

高收入地區 中等收入地區 低收入地區(1) (2) (3) (4) (5) (6)industry ln_cons industry ln_cons industry ln_cons ur 1.065***(－0.333)0.635(－0.448)－0.179(－0.368)0.856***(－0.323)2.629***(－0.648)2.711***(－0.392)industry 0.844***(－0.121)0.092(－0.082)0.113**(－0.053)控制變量 控制 控制 控制 控制 控制 控制Sobel 檢驗 — －0.446 —中介效應 完全中介效應 不顯著 顯著N 130 130 130 130 130 130調整R2 0.791 0.98 0.789 0.987 0.68 0.993

2.科技創新水平

表4 為科技創新水平作用機制的檢驗結果。 在模型(1)、(3)、(5)中，城市化率的系數值呈現出隨收入增加而下降的趨勢，且這些系數均通過1% 的顯著性檢驗，即城市化發展對推動科技創新能力提升具有顯著的促進作用。 模型(2)中，科技創新水平的系數值無法通過10% 的顯著性檢驗，但Sobel 檢驗的結果表明，在高收入地區，科技創新能水平在城市化推動居民消費增長的過程中起到中介作用。 由于城市化率對居民消費水平的回歸系數顯著，且間接效應與直接效應的符號相同，因此該中介效應屬于部分中介效應，占總效應的比例為16.64%。 模型(4)中，科技創新水平的系數值同樣不顯著，且Sobel 檢驗的結果也證實了在中等收入地區，城市化無法通過改善科技創新能力促進消費。 模型(6) 中，科技創新水平的系數估計值在1% 的顯著性水平上顯著為負，而城市化率的系數估計值則顯著為正，這說明間接效應與直接效應的符號相反，存在遮掩效應，即在低收入地區，城市化發展通過科技創新水平促進消費的間接效應遮掩了城市化發展對推動居民消費水平提升的直接正向影響，其遮掩效應是直接效應的0.1005 倍。 該效應未能大于1，因而在低收入地區城市化發展依舊能提升科技創新水平。 產生遮掩效應的原因可能是科技創新能力的提升導致商品價格與居民收入層次錯位。 科技創新水平的提升使企業產出更高質量的產品，但這往往也提高了商品的價格。 對于中低收入的消費者而言，市場上高質量、高價位產品的比例上升雖然能帶來更高的邊際效用，但在收入的約束下，消費者不得不控制自己的消費總量以達到效用最大化。 這也導致市場總需求受到抑制，不利于消費水平的提升。 而高收入的消費者則不容易產生這一約束。

表4 科技創新水平的中介效應檢驗結果

高收入地區 中等收入地區 低收入地區(1) (2) (3) (4) (5) (6)ln_tech ln_cons ln_tech ln_cons ln_tech ln_cons ur 7.741***(－2.282)1.280**(－0.534)9.177***(－3.090)0.767**(－0.335)14.610***(－5.161)3.345***(－0.367)ln_tech 0.033(－0.021)0.008(－0.010)－0.023***(－0.006)控制變量 控制 控制 控制 控制 控制 控制Sobel 檢驗 1.424 0.781 —中介效應 顯著 不顯著 顯著N 130 130 130 130 130 130調整R2 0.757 0.972 0.676 0.987 0.662 0.994

3.消費結構升級

表5 為消費結構作用機制的檢驗結果。 從中可以看出，在中低收入地區，城市化均能促進消費結構升級，但這一促進作用在高收入地區不顯著。 對于高收入地區以及中等收入地區而言，Sobel 檢驗的結果以及模型(2)、模型(4)中核心解釋變量顯著為正，即間接效應與直接效應的符號相同，這表明了消費結構升級在城市化驅動消費增長的過程中起到部分中介作用。 高收入以及中等收入地區城市化對居民消費水平提升的促進作用中，分別有19.83%、8.74% 是通過消費結構升級實現的。 對于低收入地區而言，模型(6) 中消費結構的回歸系數不顯著，且Sobel 檢驗結果不顯著。 這說明在低收入地區城市化發展無法通過優化消費結構來擴大居民消費。

表5 消費結構的中介效應檢驗結果

高收入地區 中等收入地區 低收入地區(1) (2) (3) (4) (5) (6)engel ln_cons engel ln_cons engel ln_cons ur －0.169(－0.156)1.230***(－0.433)－0.205*(－0.105)0.766**(－0.327)－0.702***(－0.160)3.553***(－0.399)engel －1.800***(－0.259)－0.358(－0.286)0.173(－0.227)控制變量 控制 控制 控制 控制 控制 控制Sobel 檢驗 1.070 1.054 －0.751中介效應 顯著 顯著 不顯著N 130 130 130 130 117 117調整R2 0.571 0.98 0.819 0.987 0.878 0.994

4.人力資本水平

表6 為人力資本水平作用機制的檢驗結果。 檢驗結果表明，無論在哪一收入區間內，城市化既無法直接促進該地區居民平均受教育水平提升，也無法通過人力資本水平來擴大居民消費。 截至2017年，我國6 歲以上人口平均受教育年限為9.27年，即我國大部分居民僅完成義務教育，即使在教育資源發達的北京，居民平均受教育年限也僅達到12.50年。同時，我國居民完成大學本科、研究生學業的比例分別為5.89%、0.60%，這說明我國依舊缺乏高端人才。 因此，人力資本水平難以促進居民消費水平提升，城市化通過人力資本水平這一渠道促進消費的效果也不顯著。

表6 人力資本水平的中介效應檢驗結果

高收入地區 中等收入地區 低收入地區(1) (2) (3) (4) (5) (6)edu ln_cons edu ln_cons edu ln_cons ur 0.483(－1.066)1.514***(－0.513)0.952(－0.945)0.883***(－0.322)1.042(－1.785)2.985***－0.373)edu 0.0422(－0.045)－0.046(－0.032)0.021(－0.020)控制變量 控制 控制 控制 控制 控制 控制Sobel 檢驗 0.408 －0.826 0.514中介效應 不顯著 不顯著 不顯著N 130 130 130 130 130 130 adj.R2 0.89 0.971 0.892 0.987 0.85 0.993

五、結論與建議

(一)結論

本文采用2005～ 2017年我國30 個省市區的面板數據，構建中介效應模型，實證檢驗了不同收入水平下城市化驅動居民消費增長的作用機制。 研究結果表明:第一，在任意收入區間內，城市化均有利于推動居民消費水平的提升。 第二，在高收入地區，城市化可以通過產業結構、科技創新水平、消費結構這三個渠道來擴大居民消費。 其中產業結構具有完全中介效應，而科技創新水平、消費結構的中介效應分別為16.64%、19.83%。 在中等收入地區，城市化僅能通過消費結構這一渠道來影響居民消費，其中介效應為8.74%。 在低收入地區，城市化只能通過產業結構這一渠道對消費產生正向影響，其中介效應為9.88%。 三者對比可知，隨著收入的增長，城市化促進居民消費的直接效應呈現出下降的趨勢，同時起到中介作用的渠道數量也在增加，即隨著收入的增加，城市化難以直接影響居民消費，需要通過其他渠道來刺激消費。 第三，在低收入地區，科技創新水平的提升遮掩了城市化對居民消費的直接正向效應。 根據實證結果，本文提出以下政策建議。

(二)建議

1.加快城市化發展進程

截至2017年，我國低收入地區平均城市化率僅達到53.12%，遠遠落后于高收入地區的平均城市化率72.98%。從實證分析中可知，城市化發展促進居民消費水平的直接效應顯著，尤其對于收入較低的地區，直接促進作用更明顯。因此，仍舊需要充分發揮城市化過程中因集聚效應帶來的規模經濟、外部經濟性的優勢，帶動經濟發展，激發居民的消費潛力。

2.提高居民收入水平

我國城市化能通過多種渠道刺激居民擴大消費，但這一正向的影響可能會受到收入水平的抑制，無法發揮其最大的效用。 因此，要進一步拓寬居民的收入渠道，通過多種措施如技能培訓提升勞動報酬率，完善社會保障制度等，提高收入水平，增強居民的消費信心。

3.引導企業做好市場定位

錯誤的市場定位將導致市場上出現大量的無效供給，消費者找不到消費熱點，使總消費水平下降。 從實證分析中可知，在低收入地區，科技水平的提升遮掩了城市化對消費水平的促進作用。 因此，對高收入地區，企業應將研發重點放在提高產品質量，以及產品服務的創新上。 對于中低收入地區，企業的研發重點應放在提高生產效率，保證一定質量的前提下，降低生產成本，使商品價位與消費者收入相匹配，進一步激發居民的消費潛力。