城市更新與居民消費率

中圖分類號]F290 [文獻標識碼]A [文章編號]1000－4769（2025）04－0023－13

引言

在全球經濟復蘇動力不足且外部環境不確定性持續上升的背景下，中國經濟正逐步轉向依托內需驅動、追求高質量發展的新模式。作為內需的重要支柱，消費不僅在推動經濟增長方面發揮著核心動力作用，而且與居民生活水平提升和社會經濟穩定休戚相關。鑒于此，中共中央、國務院在《擴大內需戰略規劃綱要（2022—2035年）》中明確提出要強化消費對于經濟增長的基礎性支撐作用，2025年國務院《政府工作報告》再次將提振消費作為經濟工作的重點。

然而，據國家統計局公開數據，2023年中國最終消費開支在國內生產總值（GDP）占比約為 39% ，遠低于美、英、德、日等發達國家普遍處于 50%-70% 區間的水平。為探究其背后的緣由，學界從收入結構、信貸供給、社會保障與消費預期等角度展開了廣泛討論。已有文獻普遍認為，收入分配失衡限制了中低收入群體的邊際消費能力①，城鄉與區域經濟發展差距所造成的消費能力結構性分化，也抑制了整體消費水平的提升。①同時，金融市場發育不完善使得低收人人群難以獲得有效信貸支持②，而失業保障③、教育④、養老③等基本公共服務的供給不足則強化了居民的預防性儲蓄動機。除傳統的收入與信貸視角外，消費環境中所暴露的不足亦可被視為制約消費增長的關鍵約束因素。部分城市在基礎設施建設、商業服務網絡優化、數字消費發展等方面仍存在缺陷，影響了居民獲取商品和服務的便利性，使得消費需求受到抑制。⑥

可見，消費能力和意愿的提升并不只是收入增長的直接結果，還與消費環境緊密相關。③對此，2025年國務院《政府工作報告》還強調要從城市空間布局、公共服務設施與基本消費品質等方面著手，打造更具吸引力的消費環境，以提振居民消費信心、促進內需增長。在這一政策導向下，城市更新作為一種涉及空間形態再造與功能系統完善的復合性過程，逐漸被視為優化消費環境、激發消費潛力的重要手段。現有研究指出，交通網絡的完善與商業設施、社區配套的合理布局，有助于提高消費活動的可達性與效率，從而降低出行與購物的機會成本③；基礎性公共服務體系的健全與保障性住房供給的增強，有效緩解了居民對未來開支預期的不確定性，進而穩定消費心理并提升支出意愿。③在信息化進程加快的背景下，智慧城市、5G及低空配送體系的建設，為消費方式的多元化與即時性提供了技術支撐，催生出更為豐富的數字消費場景。@同時，綠色空間的擴展與生態環境的持續改善，不僅能夠提升居民的身體健康水平與主觀幸福感，還能激發以健康性與可持續性為導向的消費偏好，推動消費結構朝高質量方向演進。①

盡管現有研究在一定程度上揭示了城市更新對消費的促進作用，但仍存在三方面不足：一是多聚焦于基礎設施等單一維度，缺乏對城市更新多功能協同效應的系統分析；二是普遍忽略空間溢出與區域聯動，未識別鄰近城市間更新與消費的互動機制；三是缺乏對城市更新邊際效應的動態識別與多維異質性比較。為彌補上述不足，本文構建涵蓋市政功能、社會福祉、信息建設與生態績效的多維分析框架，從消費環境優化、成本降低與信心增強等角度系統評估城市更新對消費擴張的整體性與異質性影響，并引人空間計量模型和門檻回歸方法，檢驗其空間溢出性與非線性特征。可能的邊際貢獻在于：突破傳統消費研究對收人、信貸等因素的依賴，從城市更新維度系統揭示其消費促進機制；量化城市更新的空間效應，拓展對區域聯動的理解；識別城市更新不同階段的邊際效應變化，提升政策精準性；明確城市更新各維度對消費的差異化影響，豐富城市經濟與消費行為領域的研究，也為促進消費升級與優化城市更新策略提供政策參考。

一、理論邏輯與研究假說

（一）城市更新促進居民消費水平的數理推演

永久消費理論認為，消費者對未來收人的預期決定著各時期的消費水平。結合本文研究目標可以推斷，城市更新是否能夠促進居民消費水平，不僅取決于某一時間點的更新水平，也需要基于無限期效用函數分析在追求最大化終生效用時二者的關聯。 ① 靳濤和陶新宇曾在關于技術水平 A 的函數中，探究省份對外開放度（open）與居民消費水平的關系。 ② 在城市層面，企業和人才在決策時往往側重于對優質營商環境和生活品質的考量。城市更新通過在市政功能、社會福祉、信息建設與生態績效等關鍵領域的統籌與協同，一方面優化資源管理與基礎設施，另一方面推動數字技術深度應用，在提升對企業選址和人才流動吸引力的同時，有效提升生產要素的效率與邊際產出率，最終形成對技術水平的系統性推動作用。因此，本文認為城市更新可以被納人對外開放的度量，并將靳濤和陶新宇的思想進一步擴展，用renewal代表城市更新水平，則技術水平 A 與二者的關系可以寫為：

式（1）中， A *為除城市更新、對外開放以外所有影響技術水平的因素，且 A^*gt;0 。視 A 為衡量整體技術水平的指標，令 L 為原始勞動投入，則 AL 為有效勞動。在競爭性市場條件下，可設定各企業的生產函數均采用柯布一道格拉斯模型，并在資本 K 與有效勞動 AL 投入下表現出規模報酬不變的性質：

Y=（AL）^1-αK^α

式（2）中， Y 為總產出； α 表示產出彈性；當 0lt;αlt;1 時，該函數在 K 和 AL 上都呈現規模報酬不變。為了簡化分析，常將生產函數轉化為“密集形式”，即將 Y 和 K 分別除以 AL ，并定義 y=Y/AL ， k=K/AL （20將式（2）兩邊同時除以 AL ，得到：

因此，每單位有效勞動意義下的產出 y 與資本 k 之間滿足：

設定在經濟活動中，大多數家庭均提供單位勞動，并將其所有資產出租給企業。家庭的總收入由勞動報酬、資本收益以及租賃所得利潤構成，并在消費與儲蓄之間進行分配以實現效用最大化。因此，一個無限期代表性家庭的生命周期效用函數可表達為：

式（5）中， C（t） 為每個家庭成員在 Φ_t 時間的人均消費， u[C（t）] 1為 Φ_t 時間每個家庭成員的瞬時效用函數； L（t） 為總人口， H 為家庭總數； ρ 為貼現率。假定 u[C（t）] 的相對風險規避系數不變，那么其可以寫為：

將式（6）代入式（5），并利用 C（t）=A（t）c（t） 將效用函數 U 表示成單位有效勞動的平均消費 c（t） 的函數：

從無期限的角度將技術進步 A（t） 寫為：

將 A（0）e^gt 和 L（t）=L（0）e^nt 代入式（7）并化簡，得到效用函數 U

式（8） ～ （9）中， g 為技術進步率； n 為人口增長率； B=A（0）^1-θL（0）/H;β=ρ-n-（1-θ）g

假定每個家庭有 L（t）/H 個成員，以家庭為單位的勞動收入為 W（t）L（t）/H ，消費為 C（t）L（t）/H ；若原始資本存量為 K（0） ，每個家庭的原始財產則為 K（0）/H 。以 e^-R（t） 代表一單位在 χ_t 時刻相對于初始期產出的價值，

那么每個家庭的預算約束為：

將總消費 C（t）L（t） 、總勞動收入 W（t）L（t） 分別分解為單位有效勞動的平均消費 c（t） 、單位有效勞動的平均收入 w（t） ，并和有效勞動數量 A（t）L（t） 相乘；進而將初始資本存量 K（0） 分解為單位有效勞動的平均資本 k（0） 和初始有效勞動數量 A（0）L（0） ，式（10）可以表示為：

根據前文所述，若每個家庭在經濟活動中都提供1個單位的勞動，那么初始有效勞動數量 A（0）L（0）= H ，即 A（0）L（0）/H=1 。結合 A（t）L（t）=A（0）e^gt?L（0）e^nt=A（0）L（0）e^（g+n）t ，式（11）可以被化簡為：

利用式（9）家庭效用函數與式（12）預算約束構建拉格朗日函數：

對式（13）中的 c（t） 求一階導等于0：

Be^-βtc（t）^-θ=λe^-R（t）e^（g+n）t

對式（14）的兩邊同時取對數：

同時對式（15）兩邊的時間 Φ_t 求導：

整理式（16）得到：

前文已知 C（t）=A（t）c（t） 、 β=ρ-n-（1-θ）_g? 。利用式（17）計算消費 C 的增長率：

在市場達到均衡狀態時，資本的邊際產出率與實際利率之間構成等價關系，即 r（t）=y^′[k（t） ]。因而式（18）可以進一步表示為：

將式（4）代入式（19），并結合 k=K/AL ，得到：

將式（1）代入式（20）：

基于式（21），若給定消費函數在 t=0 時刻的值 C（0） ，則對應的消費函數為：

根據式（22）可以得出，在其他因素不變的條件下，城市更新與居民消費水平呈正相關。本文據此提出研究假說 H₁ ：城市更新能夠有效促進居民消費水平提升。

（二）城市更新提升居民消費水平的機理與多重效應分析

通過建設智慧城市平臺、數字物流體系與高速通信網絡等數字基礎設施，居民獲取商品與服務的渠道變得愈發便捷與高效。尤其在電子商務、移動支付等新興消費模式的推動下，居民日常消費的即時性與頻度隨之顯著提升。 ① 此舉不僅有效削減了消費過程所需的時間與經濟成本，也顯著拓寬了消費體驗的多樣化與個性化維度。同時，數字基礎設施優化了城市資源的配置效率，為服務經濟與共享經濟的發展奠定了堅實基礎，并進一步激發了居民對高質量消費與創新產品的需求。②本文據此提出研究假說H_1.1 ：數字基礎設施建設是城市更新賦能居民消費水平提升的機制變量。

城市更新注重教育、醫療與文化等公共資源的均衡化及高質量供給，從而吸引高素質人才的涌入，使得城市人力資本水平得到提升。高素質人群不僅帶動了城市整體收入水平的上漲，也促使消費理念發生轉變，使更多居民傾向于品牌化、個性化及體驗型消費。③同時，人力資本水平提升進一步增強了城市的創新能力，為本地經濟注入持續活力，創造了更多高收入崗位與新興消費場景。 ④ 通過提升居民的實際收入和未來收入預期，該機制有效強化了居民的消費能力與信心。本文據此提出研究假說 H_1，2 ：人力資本水平是城市更新賦能居民消費水平提升的機制變量。

在環境友好型城市中，居民更傾向于參與各類戶外活動，從而帶動相關領域的消費增長。 ⑤ 因此，綠色宜居的環境為居民消費水平增長奠定了堅實的生態基礎。城市更新高度重視生態修復與持續保護，顯著改善了居民的居住環境與生活質量。綠色發展理念不僅提升了居民的健康水平與幸福感，也催生了對健康、旅游與休閑消費的旺盛需求。同時，生態韌性的增強提振了居民對未來環境與生活質量的積極預期，使居民在體驗型與可持續型消費方面投入更多支出。 ⑥ 通過環境與消費需求間的良性互動，該機制進一步推動了居民消費水平的持續增長。本文據此提出研究假說 H_1.3 ：生態韌性是城市更新賦能居民消費水平提升的機制變量。

若假說 H_1，1 、 H_1，2 、 H_1，3 得到驗證，那么依托上述三個機制，城市更新不僅會發掘本城市的消費潛力，還能通過完善交通與數字基礎設施，強化跨城市公共服務供給與政策協同，實現多元消費場景在更大地理范圍內的有效聯動。同時，高素質人才和創新產業的集聚將刺激品牌化、個性化及體驗型消費需求，推動城市群整體消費升級與經濟增長。城市更新的協同效應還體現在人才培養、創業扶持和公共服務體系建設等領域，通過不斷注入新的增長動力，進一步鞏固城市群在區域及國家層面的競爭力。③可以推斷，城市更新策略不僅彰顯了消費的外溢效應，還促進了區域內外的協同發展與繁榮。本文據此提出研究假說 H₂ ：城市更新對居民消費水平存在空間溢出效應。

城市更新提振居民消費的邊際效益可能在不同投人階段呈現非線性特征。總體上，小規模的公共空間改造或服務創新，往往通過社交媒體與口碑傳播的放大作用，迅速在區域或城市群層面掀起消費熱潮。 ⑧ 同時，高素質人才與創新企業的聚集，使原本分散或漸進式的消費增長得以在網絡與共享經濟的交互中呈現指數級擴散。③然而，城市更新不同維度對居民消費水平的提升可能呈現先期增長與后期遞增或遞減的動態特征。例如，早期的生態修復或基礎設施建設能迅速提升消費意愿，但隨著相關條件趨于完善，其邊際效益會逐漸收窄；相較之下，信息網絡升級往往具備更強的累積性與外部性，易在不斷迭代中保持高熱度與高增速；社會福祉的改善則需持續而系統的投入才能在不同階段重新激發消費潛力。綜上，本文提出如下兩個研究假說： H₃ ：城市更新對居民消費水平提升存在非線性特征； H₄ ：城市更新對居民消費水平提升存在維度差異。

二、研究設計

（一）變量選取

1．被解釋變量：居民消費水平

從國民經濟核算角度，居民消費率（hcr）通常作為衡量居民消費水平的量化指標，其推導過程為：居民消費率=居民平均消費傾向×居民收入份額=居民消費支出×居民可支配收人=居民消費支出 （23）居民可支配收入 GDP GDP

居民消費支出 Σ=Σ 城鎮居民人均消費支出 × 城鎮人口 + 農村居民人均消費支出 × 農村人口

2.核心解釋變量：城市更新

2025年5月，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發《關于持續推進城市更新行動的意見》，對城市更新提出包括既有建筑改造、老舊小區整治、公共服務設施完善、基礎設施數字化升級、生態系統修復及歷史文化風貌保護等系統性任務。結合這些任務的功能取向與實施路徑，本文將政策所涵蓋的城市更新要求概括為城市功能完善、社會福利提升、信息化賦能與綠色低碳治理四項核心方向，并相應構建市政功能、社會福祉、信息建設與生態績效四個分析維度。在此框架下，遴選24項指標構建城市更新水平的綜合評價指標體系，以確保指標體系與政策導向保持一致（見表1）。借鑒馬曉君等的研究①，采用CRITIC-G1-Bonferroni算子測算其指數（ur）。

3．機制變量

其一，從數字基礎設施投入與產出兩個維度共選取六個指標對數字基礎設施建設水平（dis）進行測度。 ② 其二，借鑒詹新宇和劉文彬的研究③，用普通高等學校在校學生數與該城市戶籍人數的比值作為衡量人力資本水平（hcl）的代理數據。其三，對生態韌性指數（ecr）的測度包含了狀態、壓力、響應三個維度共14個指標。④本文采用熵權法對dis、 ecr 各指標的權重進行了再計算，以緩解部分指標與核心解釋變量重復可能導致的解釋冗余。

4．控制變量

其一，人均GDP（pergdp）與居民的收人能力和消費傾向直接相關，控制該變量有助于剔除因經濟總量差異導致的消費變化。其二，戶籍人口（population）決定著城市整體消費需求和結構，控制該變量能夠剔除由流動人口或短期消費波動對研究結果的干擾。其三，泰爾指數（thei）反映收入分配差距及其對居民消費率的影響，對其控制能夠避免收入分布極端化對研究結果的干擾。其四，城鎮化率（urbanization）反映了城市化進程對居民消費模式的深遠影響，其引人能夠調節因城市發展階段不同帶來的干擾。其五，一般公共預算支出（expenditure）是改善居民生活質量的重要因素，對其控制可以避免公共投入與城市更新間的效應混淆。

（二）數據來源與描述性統計

環境規制力度指標依據政府工作報告中與環境監管相關關鍵詞的出現頻次構建；1A～5A級景區數摘自各省區市文化和旅游廳（局）官方網站；房屋均價信息則整合自安居客等房地產交易平臺。其他變量數據主要源于《中國城市統計年鑒》《城市建設統計年鑒》以及《中國能源統計年鑒》，并通過匹配城市統計公報和地方政府工作報告等資料加以補充。此外，為消除異方差問題并簡化計算，部分數據已進行了對數轉換處理。在剔除樣本期間數據嚴重缺失的城市后，采用線性插值法對少量缺失值進行補全，最終以2014—2022年為樣本期，構建了涵蓋220座城市的面板數據集。各變量描述性統計結果如表2所示。

表1城市更新水平綜合評價指標體系

文化場館數包含了博物館、體育場館、影劇院、公共圖書館四類；醫療養老機構數包含了醫院、衛生院、養老機構三

表2各變量描述性統計結果

（三）基準計量模型的設定

考慮到城市間存在不隨時間變化的異質性特征，以及不同年份面臨的宏觀政策和經濟波動可能對居民消費行為產生系統性影響，本文采用城市、時間雙固定效應模型以識別城市更新對居民消費率的凈效應。模型構建如下：

式（25）中，hcr為居民消費率； url 為城市更新水平； _ctrl 為控制變量，其中 ctrl_I，it 為lnpergdp， ctrl_2，it 為lnpopulation， … ， ctrl_s，it 為lnexpenditure; α_o 為常數項； β_ι 、 β₂ 分別為核心解釋變量和控制變量的待估系數，本文重點觀察 ： μ 、 γ 分別為城市和年份項； ε 為隨機誤差項；下標讠 j χ_t 分別為城市、控制變量和年份。參考江艇的傳導機制兩步驗證法 ① ，即統計上實證檢驗核心解釋變量對機制變量的影響，結合二者影響效應的理論推演，本文將數字基礎設施建設（ dis ）、人力資本水平 （hcl） 、生態韌性（ecr）依次作為式（25）的被解釋變量，通過觀察 url 的系數值，即可檢驗城市更新通過上述三條路徑間接提升居民消費率的機理是否存在。

三、實證分析

（一）基準回歸和機制檢驗

表3中，列（1）～（2）的系數值均通過了 1% 水平上的顯著性檢驗，假說 H₁ 得到驗證。列（3）～（5）的機制檢驗結果表明，城市更新顯著增強了數字基礎設施建設、人力資本水平和生態韌性，且數字基礎設施建設的系數值遠大于另外兩者，表明其有著決定性貢獻，結合Pouri、Shapiro 和Przybylowski等人關于上述三個機制促進居民消費率的觀點②，假說 H_{1， 1} 、 H_1，2 、 H_1，3 得到驗證。

表3基準回歸和機制檢驗結果

注： **、***表示 plt;0.1 、 plt;0.05 ！ plt;0.01 ；括號內為標準誤；后表同

（二）穩健性檢驗

1．更換核心變量測度方法

為了避免單一變量測度方法可能產生的偏誤，本文將居民消費率的測算方法替換為居民消費支出與居民可支配收入的比值，城市更新水平的測度方法替換為縱橫向拉開檔次法，對樣本期內各城市的居民消費率與城市更新水平（ url_v） ）進行再測算。 ③ 表4的列（1）結果表明，在替換了核心變量的測度方法后，城市更新仍然展示出對居民消費率的正向影響效應。

2．剔除直轄市和省會城市樣本

直轄市與省會城市在經濟、人口和基礎設施等方面往往呈現出明顯的結構性差異。表4列（2）為剔除這些城市后的回歸分析結果，回歸系數在 1% 的統計顯著性水平上顯著，表明在排除直轄市與省會城市樣本后，假說 H₁ 仍然成立。與全樣本的結果相比，剔除后的系數有所下降，說明城市更新對普通城市居民消費率的影響效應低于直轄市和省會城市。

3．樣本縮尾處理

為緩解極端值與異常值對回歸結果的潛在干擾，本文對樣本數據采用了 1% 與 99% 分位數的縮尾處理。經處理后的樣本穩健性檢驗結果如表4列（3）所示，其 url 系數與基準回歸結果無顯著差異，且同樣在 1% 的統計水平上達到顯著性，充分驗證了模型的準確性與穩健性。

4.添加省份和年份交互項

城市更新提振居民消費的效應可能受到更大地理范圍內宏觀經濟發展的影響，因此本文在基準模型中添加省份和年份的交互項（provinceXyear）。表4的列（4）結果表明，在控制provinceXyear交互項后，城市更新和居民消費率依然顯著正相關，且系數值和基準回歸結果基本一致，表明城市效應已充分捕捉省域內大部分信息。

表4穩健性檢驗結果1

5．內生性分析

在城市更新拉動消費的同時，居民收人水平的提升和消費需求的多樣化也會促進政府和開發商加大城市更新的投入。可見，城市更新自身的驅動機制也可能受到居民消費水平的反饋，需要引入工具變量來校正雙向因果關系帶來的內生性偏誤。地形起伏度和平均坡度作為衡量城市地理特征的兩個指標，影響著城市的基礎設施建設、城市空間布局和城市更新進程，與核心解釋變量有著較強相關性。然而，居民消費率往往受到居民收入水平、消費習慣、社會福利等因素的影響，與地理形態相關性不強，使得上述兩個指標符合工具變量外生性的條件。據此，本文以地形起伏度和人均GDP、平均坡度和人口密度的交互項作為工具變量（Iu1、Iv2）。 ①

由于城市更新的計劃和投入通常取決于前一年經濟發展狀況，因此本文對人均GDP、人口密度兩個指標采用滯后一年數據，確保工具變量的因果關系方向明確。兩階段最小二乘法（2SLS法）檢驗結果如表5中列（1）～（2）所示。兩個工具變量的系數均為負值，驗證了地形起伏度、平均坡度對城市更新存在負向影響的推斷。進而，兩個預測解釋變量的系數分別在 1% 、 5% 的統計水平上顯著，且Kleibergen-Paap rk WaldF、Kleibergen-Paap rk LM統計結果均排除弱工具變量和弱識別的可能性。

此外，“棘輪效應”認為消費模式具有較強慣性，即消費水平不會隨著收入下降而立刻降低。為識別因消費慣性所引發的內生性問題，本文采用差分廣義矩估計（差分GMM）與系統廣義矩估計（系統GMM）兩種模型，檢驗在引入滯后居民消費（ L1-hcr ）對當前居民消費影響的同時，城市更新對居民消費率的影響效應是否存在，檢驗結果如表5列（3） ～ （4）所示。所有檢驗結果均驗證了城市更新對居民消費率的積極影響。

表5穩健性檢驗結果2

注：內數值為Stock-Yogo弱識別檢驗 10% 水平上的臨界值；[］數值為p值

（三）異質性分析

1．區域異質性

將樣本城市歸類為東部、中部、西部三組，檢驗結果如表6列（1）～（3）所示。東部、中部均在1% 的水平上顯著，但是中部的系數值遠大于東部，表明中部居民消費結構正由生存型向發展型轉變，中部崛起戰略的支持也提供了資源資金保障，使其效果更顯著。同時，相較于東部，中部的生活成本較低，城市更新產生的潛在經濟壓力較小，進一步釋放了居民消費潛力。該效應在西部不顯著，原因在于西部居民可支配收入較低，加上城市更新投人可能相對不足，無法有效帶動消費。

2.時間異質性

國家發展改革委于2017年6月召開全國發展改革系統電視電話會議，強調“2017年是新型城鎮化建設向更深層次推進、綜合政策效應加快顯現的重要一年”。為了考察本次電話會議是否對研究目標產生積極作用，本文將樣本劃分為2014—2017年、2018—2022年兩組分別進行回歸，量化分析關鍵時間節點的政策影響。表6列（4）～（5）中，列（4）的回歸系數在 5% 的統計水平上顯著，表明城市更新初期的傳統手段對居民消費意愿同樣即時顯效。但是在進入由量向質的轉型階段后，城市更新對消費的促進作用更多體現為潛在的長期效應。尤其全球經濟波動、新冠疫情等外部經濟環境的不確定性，也在這一時期顯著增加。因此，即便列（5）的回歸系數在政策引領下有所上漲，卻沒有通過顯著性檢驗。

3．地形異質性

根據前文兩個工具變量的選取邏輯，本文將樣本根據地形起伏度和平均坡度的中位數劃分為地形起伏度高/低、平均坡度陡/緩四組（見表6）。列（6）～（7）的檢驗結果表明，地形起伏度高的城市往往面臨較大的基礎設施短板和服務覆蓋不足等問題，城市更新能夠顯著提高出行效率和生活質量，有效填補了居民生活中的痛點，刺激消費行為的增長。相比之下，地形起伏度低的城市由于空間布局較為集中、基礎設施較為完善，城市更新難以產生同等程度的消費提升效應。列（8）～（9）的檢驗結果均在5% 的統計水平上顯著，且系數值相差不大，表明平均坡度并不是本文研究問題的重要影響因素。

表6異質性分析結果

四、拓展性討論

（一）空間溢出效應

針對假說 H₂ ，本文首先對核心變量進行空間自相關性檢驗，結果顯示所有莫蘭指數均為正值，并至少在 5% 的水平上達到統計顯著性，這表明城市更新與居民消費率之間存在較強的空間自相關關系。隨后，本文構建同時考慮時空固定效應的空間自回歸模型（SAR）和空間杜賓模型（SDM），在三種不同的空間權重矩陣框架下檢驗城市更新對居民消費率的空間溢出效應。

式（26）和（27）分別為SAR、SDM模型。其中， ρ 為空間權重系數； w 為權重矩陣， φ_I 、 φ₂ 分別為城市更新和各控制變量的空間交互項系數；未提及的各變量和下標同前文。由于 w?url 在單一的點回歸過程中可能存在偏誤，本文重點觀察直接效應、溢出效應的測算結果。表7中的兩組回歸結果均顯示出，城市更新與居民消費率的城際溢出效應顯著，且溢出效應系數值在列（1）～（6）的總和約占總效應系數值總和的 83% ，表明城市更新的消費促進效應具有明顯的空間溢出性，即鄰近城市的更新水平提升也會帶動本城市的消費增長，假說 H₂ 成立。

表7空間溢出效應回歸結果

（二）非線性效應

為了確定核心變量之間是否存在非線性效應，本文基于全部1980個樣本，依照如下殘差平方和最小化原則搜索所有候選 θ .

式（28）中， 為根據分段數據擬合的回歸預測值。選取令 RSS（θ） 最小的 θ_I=0.2374 作為單門檻估計值；隨后在子樣本 urlgt;θ_I 上重復同樣步驟，得到第二門檻 θ₂=0.2958 。采用與原樣本量相同的有放回抽樣方式進行1000次自舉法（Bootstrap），支持了 θ_I 、 θ₂ 的顯著性，三門檻則因 pgt;0.05 而不采用。據此，本文設定如下雙重門檻面板模型檢驗核心變量間的非線性效應：

式（29）中， 為指示函數； θ_I 、 θ₂ 為門檻值；β₇ 1 β_s 、 β_s 為待估系數；式（28）～（29）未提及的變量與下標同前文。檢驗結果如表8所示。 、 ！ 均在5% 的統計水平上顯著，但是逐步降低，具體表現為三個階段效應的差異化。第一階段，城市更新初期通過直接改善基礎設施、優化生態環境和提升公共服務水平，對居民生活性和發展性消費有著強烈促進作用。在城市更新水平進入中期階段后，其重點可能轉向更深層次的社會生活水平改善和信息化建設，更新項目相對復雜且實施周期較長，對消費的邊際促進作用有所減弱。在后期，高昂的更新成本會轉嫁為房價、租金以及生活費用的上漲，擠壓了居民可支配收入；同時，隨著城市更新達到較高水平，居民消費傾向可能更多地從物質消費轉向儲蓄或精神消費，進一步削弱城市更新對居民消費率的直接拉動作用。據此，假說 H₃ 成立。

（三）關于維度差異的拓展性討論

表8非線性效應檢驗結果

本文采用熵權法測算出表1中市政功能（mnf）、社會福祉（sub）、信息建設（ inc， ）、生態績效（ecp）四個維度的綜合指數，分別作為式（23）的核心解釋變量進行檢驗。回歸系數全部在 1% 的統計水平上正向顯著，首先驗證了城市更新的四個維度與居民消費率均具有正相關性。進一步采用二次趨勢線擬合四個維度與居民消費率的關系，結果顯示，社會福祉、信息建設和生態績效三個維度與居民消費率呈正“U”型分布，表明社會福利的改善與城市精神文明建設促使基本生存消費向非必需品消費轉變，推動了消費支出的逐步擴張；個性化推薦和精準營銷等數字技術手段極大降低了消費的時間和空間成本，使得消費動能呈指數級增長；隨著生態效益逐漸顯現，居民的綠色消費和健康消費意識可能逐漸增強，而良好的生態環境能夠降低疾病率并減少醫療支出，消費潛力得以不斷提升。市政功能維度與居民消費率呈倒“U”型分布，意味著城市基礎設施的逐步覆蓋和飽和難以持續帶來消費增量。至此，假說 H₄ 得到驗證。

五、結論與政策啟示

（一）結論

本研究基于2014—2022年市際面板數據，量化測度了樣本期內中國220座城市的城市更新水平及其對居民消費率的影響，為剖析二者的影響效應和機理提供了翔實的數據基礎和科學的分析方法。實證結果表明，城市更新對居民消費的增長具有顯著的正向影響，這一效應主要通過數字基礎設施的完善、人力資本水平的提升以及生態韌性的增強三個途徑得以實現。其中，數字基礎設施的回歸系數值遠大于其他兩個機制變量，表明數字經濟與智慧消費模式的普及在提升消費便利性、降低交易成本方面發揮了決定性作用。人力資本水平和生態韌性雖然對消費增長同樣具有正向影響，但貢獻度相對較小，意味著單純依賴公共服務和生態環境改善并不足以大規模驅動消費增長，而是需要結合數字化轉型手段，實現消費模式的迭代升級。

空間自相關和空間杜賓模型的檢驗結果表明，城市更新所具備的空間溢出效應對城市群整體居民消費率的提升意義重大，溢出效應系數值的總和約占總效應系數值總和的 83% 。異質性分析表明，城市更新對居民消費率的促進效應在中部最顯著、東部其次、西部最弱，且受到外部經濟不確定性影響，該效應在2018年后的顯著性較弱；從地形層面，在地形起伏度高的城市，城市更新對居民消費率的干涉作用強于其在地形起伏度低的城市，而該效應在平均坡度不同的城市均通過了顯著性檢驗，表明平均坡度并非重要影響因素。非線性分析結果顯示，城市更新的消費促進作用存在倒“U”型分布，即在更新初期，基礎設施完善和服務提升會顯著增強消費意愿，但隨著更新水平的提升，其邊際效益遞減，甚至可能因生活成本上升而抑制消費增長。從城市更新的各維度來看，市政功能的邊際效應遞減，而社會福祉、信息建設和生態績效的優化則表現出更強的遞增趨勢，表明優化公共服務、推動數字消費和構建綠色消費生態，乃是持續提升消費率的關鍵路徑。

（二）政策啟示

基于研究結論，政策制定應首先聚焦強化數字基礎設施建設，優化城市更新的消費促進機制。鑒于數字基礎設施在提升消費便利性和降低交易成本方面的決定性作用，應加大對5G、AI、大數據等技術的投入，推動智慧商圈、無人零售、數字支付等新型消費模式的發展。同時，應鼓勵線上線下融合，完善即時配送與智能物流等服務體系，以拓寬消費渠道并提升居民的消費可及性和體驗感。此外，針對城市更新對消費的非線性影響，政府需避免單純依賴基礎設施投資，而應依據城市發展階段動態調整更新策略。在城市更新初期，應優先完善交通、商業綜合體等基礎設施，迅速提升消費環境質量；在更新進人成熟期后，則更應著力于公共服務、社會福利與生態環境的持續優化，減緩邊際效應遞減速度并穩固居民的消費意愿。

在城市更新的空間規劃中，應充分挖掘其空間溢出效應，推動區域間的協調發展，最終實現消費增長地理分布的優化配置。針對東部、中部與西部地區的異質性，應采取差異化策略：在東部地區，應側重發展文化創意、信息消費和高端服務業，推進消費升級；在中部地區，應結合國家政策引導，加強數字基礎設施與公共服務投資，釋放消費潛力；在西部地區，則應著力補齊基礎設施短板，培育綠色消費、生態旅游等特色消費形態。此外，政府需強化城市群內部的基礎設施互聯互通與消費政策協同，擴大城市更新對區域消費增長的整體帶動作用。對于市政功能建設，應防止過度投入導致基礎設施冗余、房價上揚等現象，進而擠壓居民消費空間。在老舊城區改造過程中，應采用“評估導向”模式，確保更新資源精準投放，使城市更新真正成為促進消費增長的長期動力。

（責任編輯：冉利軍）