綜合城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)居民消費的測度*

◎張云熙

公安部數(shù)據(jù)顯示，我國戶籍人口城鎮(zhèn)化率由2013 年的35.9%提高到2020 年的45.4%。國際經(jīng)驗表明，伴隨城鎮(zhèn)化水平的提升，消費率會呈現(xiàn)出“先降后升并逐步趨于穩(wěn)定”的變化趨勢，這事由于城鎮(zhèn)化能夠促進人均可支配收入的提升，進而刺激消費需求的增長與消費結(jié)構(gòu)的升級。然而在我國，城鎮(zhèn)化率的提升卻伴隨著消費率的降低，我國城鎮(zhèn)化率由2000 年的36.2%提升到2020 年的63.89%，但消費率卻從61.1%下至54.3%，這在很大程度上歸因于部分地區(qū)僅僅重視人口的城鎮(zhèn)化，忽視了對綠色、經(jīng)濟、土地以及社會等因素的協(xié)調(diào)，導致城鎮(zhèn)化過于片面，因而難以促進居民消費。為了引導各地區(qū)更好地發(fā)揮城鎮(zhèn)化對消費的促進作用，本文將探究綜合城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)居民消費的影響機制，并為各地區(qū)科學推進綜合城鎮(zhèn)化建設、激活居民消費動力提供參考意見。

一、研究設計

（一）指標選取。在指標選取上，本文將城鎮(zhèn)居民人均消費支出（CZX）和鄉(xiāng)村居民人均消費支出（XCX）作為被解釋變量來反映城鄉(xiāng)居民消費水平，綜合城鎮(zhèn)化水平（CZH）作為解釋變量，為了避免主觀性，同時消除極大或者極小值對系統(tǒng)評價的影響，本文采用了進行標準化改進的熵權(quán)法對綜合城鎮(zhèn)化系統(tǒng)指標賦權(quán)，進而將綜合城鎮(zhèn)化系統(tǒng)的綜合得分計算出來。本文通過2010～2019 年的數(shù)據(jù)進行處理得到各個指標的權(quán)重進而計算出各年的綜合城鎮(zhèn)化得分。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（CZS）和鄉(xiāng)村居民人均可支配收入（XCS）作為控制變量。

（二）樣本數(shù)據(jù)及處理。本文選取我國2010～2019 年的數(shù)據(jù)進行檢驗分析。城鄉(xiāng)居民收入和消費支出數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局，綜合城鎮(zhèn)化水平經(jīng)過加權(quán)計算得出，并且為了消除數(shù)據(jù)的異方差和波動進行了對數(shù)處理。

二、實證分析

首先，進行綜合城鎮(zhèn)化與城鎮(zhèn)居民消費的相關(guān)性研究。為了確定數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，首先進行單位根檢驗，其中ADF的絕對值大于臨界值時表示原假設不成立，即時間序列是穩(wěn)定的。其結(jié)果如下所示：

由表1 可知，城鎮(zhèn)居民人均消費支出的ADF 值為-1.735795，p ＞0.1，表明原假設不成立，時間序列是非平穩(wěn)的。在進行一階差分后，城鎮(zhèn)居民人均消費支出的ADF 值為-3.222613，且P 為0.0443 ＜0.05，得出時間序列變平穩(wěn)了，是一階單整序列，可以進行向量誤差修正模型分析。綜合城鎮(zhèn)化水平的ADF 值為-0.604213，p ＞0.1，表明原假設不成立，時間序列是非平穩(wěn)的。在進行一階差分后，綜合城鎮(zhèn)化水平的ADF 值為-2.861283，且P 為0.0068＜0.01，得出時間序列變平穩(wěn)了，是一階單整序列，可以進行向量誤差修正模型分析。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的ADF 值為-2.568417，p ＞0.1，表明原假設不成立，時間序列是非平穩(wěn)的。在進行一階差分后，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的ADF 值為-5.294428，且P 為0.0008 ＜0.01，得出時間序列變平穩(wěn)了，是一階單整序列，可以進行向量誤差修正模型分析。

表1 單位根檢驗結(jié)果

考慮到非平穩(wěn)時間序列可能出現(xiàn)偽回歸問題，需要進行協(xié)整性檢驗，如果協(xié)整檢驗結(jié)果成立，則表明該時間序列能夠進行向量誤差修正模型分析。本文采用Johanson 法進行檢驗，其結(jié)果如下所示：

由表2 可知，當不存在協(xié)整關(guān)系時，跡統(tǒng)計值為42.38237 大于5%的臨界值29.80812，且P 為0.0012 ＜0.05，得出原假設不成立，則至少存在一個協(xié)整關(guān)系。當最多只有一個協(xié)整關(guān)系時，跡統(tǒng)計值為18.21682 大于5%的臨界值15.37504，且P 為0.0198 ＜0.05，得出原假設不成立，則至少存在兩個協(xié)整關(guān)系。當最多只有兩個協(xié)整關(guān)系時，跡統(tǒng)計值為0.006412 小于5%的臨界值3.838511，且P 為0.9406＞0.05，得出原假設成立，存在兩個協(xié)整關(guān)系。綜上可以得出，城鎮(zhèn)居民人均消費支出、綜合城鎮(zhèn)化水平、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入三者通過了協(xié)整檢驗，能夠通過向量誤差修正模型進行時間序列分析。隨后，構(gòu)建出協(xié)整方程以闡明三者的長期穩(wěn)定關(guān)系：

表2 Johanson 跡檢驗

從方程（1）中可知，在長期的過程中，城鎮(zhèn)居民人均消費支出受到了綜合城鎮(zhèn)化水平和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的積極影響，并且綜合城鎮(zhèn)化水平對于城鎮(zhèn)居民人均消費支出的影響更為顯著。為了更好的解釋三者之間的短期波動與長期均衡關(guān)系，構(gòu)建出向量誤差修正方程：

從方程（2）可得，城鎮(zhèn)居民人均消費支出與滯后一期城鎮(zhèn)居民人均消費支出的系數(shù)為0.714，得出受到前一期城鎮(zhèn)居民消費的影響，下一期居民消費逐漸升高。城鎮(zhèn)居民人均消費支出與滯后一期城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的系數(shù)為0.641，由此可知，城鎮(zhèn)居民消費受到城鎮(zhèn)人均可支配收入的正向影響。城鎮(zhèn)居民人均消費支出與滯后一期綜合城鎮(zhèn)化水平的系數(shù)為1.512，得出城鎮(zhèn)居民消費受到綜合城鎮(zhèn)化水平的正向影響。

隨后，進行綜合城鎮(zhèn)化與鄉(xiāng)村居民消費的相關(guān)性研究。

由表3 可知，一階差分后，城鎮(zhèn)居民人均消費支出、綜合城鎮(zhèn)化水平、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的ADF 值分別為-5.611243、-2.861247、-5.214167，且P ＜0.05，得出時間序列變平穩(wěn)了，是一階單整序列，可以進行向量誤差修正模型分析。

由表4 可知，當不存在協(xié)整關(guān)系時，跡統(tǒng)計值為39.12029 大于5%的臨界值29.81694，且P 為0.0035 ＜0.05，得出原假設不成立，至少存在一個協(xié)整關(guān)系。當最多只有一個協(xié)整關(guān)系時，跡統(tǒng)計值為16.72314 大于5%的臨界值15.48568，且P 為0.0319 ＜0.05，得出原假設不成立，至少存在兩個協(xié)整關(guān)系。當最多只有兩個協(xié)整關(guān)系時，跡統(tǒng)計值為1.312146 小于5%的臨界值3.852472，且P 為0.2431＞0.05，得出原假設成立，存在兩個協(xié)整關(guān)系。綜上可以得出，鄉(xiāng)村居民人均消費支出、綜合城鎮(zhèn)化水平、鄉(xiāng)村居民人均可支配收入三者通過了協(xié)整檢驗，能夠通過向量誤差修正模型進行時間序列分析。隨后，構(gòu)建出協(xié)整方程以闡明三者的長期穩(wěn)定關(guān)系：

表4 Johanson 跡檢驗

從方程（3）中可知，在長期的過程中，鄉(xiāng)村居民人均消費支出受到了綜合城鎮(zhèn)化水平的消極影響，受到鄉(xiāng)村居民人均可支配收入的積極影響，并且鄉(xiāng)村居民人均可支配收入對于鄉(xiāng)村居民人均消費支出的影響更為顯著。為了更好的解釋三者之間的短期波動與長期均衡關(guān)系，構(gòu)建出向量誤差修正方程：

從方程（4）可得，鄉(xiāng)村居民人均消費支出與滯后一期鄉(xiāng)村居民人均消費支出的系數(shù)為0.052，得出鄉(xiāng)村居民消費受到滯后一期鄉(xiāng)村居民人均消費支出的正向影響。鄉(xiāng)村居民人均消費支出與滯后一期鄉(xiāng)村居民人均可支配收入的系數(shù)為-0.162，得出鄉(xiāng)村居民消費受到鄉(xiāng)村居民收入的負向沖擊。鄉(xiāng)村居民人均消費支出與滯后一期綜合城鎮(zhèn)化水平的系數(shù)為0.409，得出鄉(xiāng)村居民消費受到綜合城鎮(zhèn)化水平的正向影響。

三、政策建議

結(jié)合本文得出的相關(guān)分析結(jié)果，本文提出以下幾點建議。首先，加強綜合城鎮(zhèn)化的全面建設，提高居民的全方位消費水平。在進行綜合城鎮(zhèn)化建設時不僅要考慮人口、土地因素，還需要考慮經(jīng)濟、社會以及生態(tài)環(huán)境三個因素。具體而言，第一，要加大城市的基礎設施建設投入，構(gòu)建完善的公共服務體系和醫(yī)療保健體系，從而為居民消費水平的提升打下堅實的基礎。第二，進行供給側(cè)改革，優(yōu)化供給結(jié)構(gòu)，在滿足居民生活需求的基礎上滿足居民的精神文化需求，從而為居民創(chuàng)造消費條件。企業(yè)需要改變生產(chǎn)經(jīng)營理念，將綠色生產(chǎn)融入到企業(yè)的商品生產(chǎn)機制中，提高自身的創(chuàng)新能力，從而使得自身在市場競爭中脫穎而出。消費者要加強綠色消費相關(guān)知識的學習，明確綠色消費對自身和社會帶來的好處，不僅需要提高自身的生活質(zhì)量，保持身體健康，還需要保護自然環(huán)境，改善環(huán)境污染問題。其次，根據(jù)當?shù)靥厣苿泳C合城鎮(zhèn)化建設，使得居民消費平衡發(fā)展。與我國的發(fā)展時代背景和地理位置有關(guān)，我國的綜合城鎮(zhèn)化發(fā)展水平存在一定的地區(qū)差異，并且城市和農(nóng)村地區(qū)差異明顯，因此我國需要從國情出發(fā)，進行綜合城鎮(zhèn)化建設。北上廣深等一線大城市，充分發(fā)揮輻射效應，帶動周邊城鎮(zhèn)發(fā)展。另外，加強小城市的綜合城鎮(zhèn)化建設，我國國土遼闊，內(nèi)陸以及邊緣地區(qū)很難依托大城市的輻射效應發(fā)展起來。所以我國還需加強這些地區(qū)的公共服務和基礎設施建設投入，因地制宜地推進綜合城鎮(zhèn)化發(fā)展，在改善鄉(xiāng)村居民生活質(zhì)量的同時，創(chuàng)造更多就業(yè)機會，促進居民收入水平的提升，進而刺激消費。