综合城镇化影响城乡居民消费的测度*

◎张云熙

公安部数据显示，我国户籍人口城镇化率由2013 年的35.9%提高到2020 年的45.4%。国际经验表明，伴随城镇化水平的提升，消费率会呈现出“先降后升并逐步趋于稳定”的变化趋势，这事由于城镇化能够促进人均可支配收入的提升，进而刺激消费需求的增长与消费结构的升级。然而在我国，城镇化率的提升却伴随着消费率的降低，我国城镇化率由2000 年的36.2%提升到2020 年的63.89%，但消费率却从61.1%下至54.3%，这在很大程度上归因于部分地区仅仅重视人口的城镇化，忽视了对绿色、经济、土地以及社会等因素的协调，导致城镇化过于片面，因而难以促进居民消费。为了引导各地区更好地发挥城镇化对消费的促进作用，本文将探究综合城镇化对城乡居民消费的影响机制，并为各地区科学推进综合城镇化建设、激活居民消费动力提供参考意见。

一、研究设计

（一）指标选取。在指标选取上，本文将城镇居民人均消费支出（CZX）和乡村居民人均消费支出（XCX）作为被解释变量来反映城乡居民消费水平，综合城镇化水平（CZH）作为解释变量，为了避免主观性，同时消除极大或者极小值对系统评价的影响，本文采用了进行标准化改进的熵权法对综合城镇化系统指标赋权，进而将综合城镇化系统的综合得分计算出来。本文通过2010～2019 年的数据进行处理得到各个指标的权重进而计算出各年的综合城镇化得分。城镇居民人均可支配收入（CZS）和乡村居民人均可支配收入（XCS）作为控制变量。

（二）样本数据及处理。本文选取我国2010～2019 年的数据进行检验分析。城乡居民收入和消费支出数据来源于国家统计局，综合城镇化水平经过加权计算得出，并且为了消除数据的异方差和波动进行了对数处理。

二、实证分析

首先，进行综合城镇化与城镇居民消费的相关性研究。为了确定数据的稳定性，首先进行单位根检验，其中ADF的绝对值大于临界值时表示原假设不成立，即时间序列是稳定的。其结果如下所示：

由表1 可知，城镇居民人均消费支出的ADF 值为-1.735795，p ＞0.1，表明原假设不成立，时间序列是非平稳的。在进行一阶差分后，城镇居民人均消费支出的ADF 值为-3.222613，且P 为0.0443 ＜0.05，得出时间序列变平稳了，是一阶单整序列，可以进行向量误差修正模型分析。综合城镇化水平的ADF 值为-0.604213，p ＞0.1，表明原假设不成立，时间序列是非平稳的。在进行一阶差分后，综合城镇化水平的ADF 值为-2.861283，且P 为0.0068＜0.01，得出时间序列变平稳了，是一阶单整序列，可以进行向量误差修正模型分析。城镇居民人均可支配收入的ADF 值为-2.568417，p ＞0.1，表明原假设不成立，时间序列是非平稳的。在进行一阶差分后，城镇居民人均可支配收入的ADF 值为-5.294428，且P 为0.0008 ＜0.01，得出时间序列变平稳了，是一阶单整序列，可以进行向量误差修正模型分析。

表1 单位根检验结果

考虑到非平稳时间序列可能出现伪回归问题，需要进行协整性检验，如果协整检验结果成立，则表明该时间序列能够进行向量误差修正模型分析。本文采用Johanson 法进行检验，其结果如下所示：

由表2 可知，当不存在协整关系时，迹统计值为42.38237 大于5%的临界值29.80812，且P 为0.0012 ＜0.05，得出原假设不成立，则至少存在一个协整关系。当最多只有一个协整关系时，迹统计值为18.21682 大于5%的临界值15.37504，且P 为0.0198 ＜0.05，得出原假设不成立，则至少存在两个协整关系。当最多只有两个协整关系时，迹统计值为0.006412 小于5%的临界值3.838511，且P 为0.9406＞0.05，得出原假设成立，存在两个协整关系。综上可以得出，城镇居民人均消费支出、综合城镇化水平、城镇居民人均可支配收入三者通过了协整检验，能够通过向量误差修正模型进行时间序列分析。随后，构建出协整方程以阐明三者的长期稳定关系：

表2 Johanson 迹检验

从方程（1）中可知，在长期的过程中，城镇居民人均消费支出受到了综合城镇化水平和城镇居民人均可支配收入的积极影响，并且综合城镇化水平对于城镇居民人均消费支出的影响更为显著。为了更好的解释三者之间的短期波动与长期均衡关系，构建出向量误差修正方程：

从方程（2）可得，城镇居民人均消费支出与滞后一期城镇居民人均消费支出的系数为0.714，得出受到前一期城镇居民消费的影响，下一期居民消费逐渐升高。城镇居民人均消费支出与滞后一期城镇居民人均可支配收入的系数为0.641，由此可知，城镇居民消费受到城镇人均可支配收入的正向影响。城镇居民人均消费支出与滞后一期综合城镇化水平的系数为1.512，得出城镇居民消费受到综合城镇化水平的正向影响。

随后，进行综合城镇化与乡村居民消费的相关性研究。

由表3 可知，一阶差分后，城镇居民人均消费支出、综合城镇化水平、城镇居民人均可支配收入的ADF 值分别为-5.611243、-2.861247、-5.214167，且P ＜0.05，得出时间序列变平稳了，是一阶单整序列，可以进行向量误差修正模型分析。

由表4 可知，当不存在协整关系时，迹统计值为39.12029 大于5%的临界值29.81694，且P 为0.0035 ＜0.05，得出原假设不成立，至少存在一个协整关系。当最多只有一个协整关系时，迹统计值为16.72314 大于5%的临界值15.48568，且P 为0.0319 ＜0.05，得出原假设不成立，至少存在两个协整关系。当最多只有两个协整关系时，迹统计值为1.312146 小于5%的临界值3.852472，且P 为0.2431＞0.05，得出原假设成立，存在两个协整关系。综上可以得出，乡村居民人均消费支出、综合城镇化水平、乡村居民人均可支配收入三者通过了协整检验，能够通过向量误差修正模型进行时间序列分析。随后，构建出协整方程以阐明三者的长期稳定关系：

表4 Johanson 迹检验

从方程（3）中可知，在长期的过程中，乡村居民人均消费支出受到了综合城镇化水平的消极影响，受到乡村居民人均可支配收入的积极影响，并且乡村居民人均可支配收入对于乡村居民人均消费支出的影响更为显著。为了更好的解释三者之间的短期波动与长期均衡关系，构建出向量误差修正方程：

从方程（4）可得，乡村居民人均消费支出与滞后一期乡村居民人均消费支出的系数为0.052，得出乡村居民消费受到滞后一期乡村居民人均消费支出的正向影响。乡村居民人均消费支出与滞后一期乡村居民人均可支配收入的系数为-0.162，得出乡村居民消费受到乡村居民收入的负向冲击。乡村居民人均消费支出与滞后一期综合城镇化水平的系数为0.409，得出乡村居民消费受到综合城镇化水平的正向影响。

三、政策建议

结合本文得出的相关分析结果，本文提出以下几点建议。首先，加强综合城镇化的全面建设，提高居民的全方位消费水平。在进行综合城镇化建设时不仅要考虑人口、土地因素，还需要考虑经济、社会以及生态环境三个因素。具体而言，第一，要加大城市的基础设施建设投入，构建完善的公共服务体系和医疗保健体系，从而为居民消费水平的提升打下坚实的基础。第二，进行供给侧改革，优化供给结构，在满足居民生活需求的基础上满足居民的精神文化需求，从而为居民创造消费条件。企业需要改变生产经营理念，将绿色生产融入到企业的商品生产机制中，提高自身的创新能力，从而使得自身在市场竞争中脱颖而出。消费者要加强绿色消费相关知识的学习，明确绿色消费对自身和社会带来的好处，不仅需要提高自身的生活质量，保持身体健康，还需要保护自然环境，改善环境污染问题。其次，根据当地特色推动综合城镇化建设，使得居民消费平衡发展。与我国的发展时代背景和地理位置有关，我国的综合城镇化发展水平存在一定的地区差异，并且城市和农村地区差异明显，因此我国需要从国情出发，进行综合城镇化建设。北上广深等一线大城市，充分发挥辐射效应，带动周边城镇发展。另外，加强小城市的综合城镇化建设，我国国土辽阔，内陆以及边缘地区很难依托大城市的辐射效应发展起来。所以我国还需加强这些地区的公共服务和基础设施建设投入，因地制宜地推进综合城镇化发展，在改善乡村居民生活质量的同时，创造更多就业机会，促进居民收入水平的提升，进而刺激消费。