黃顯雯

(福州大學(xué)，福建 福州 350108)

一、緒論

城市化是一個(gè)國家或地區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的必然產(chǎn)物，也是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿Α?在城市化的進(jìn)程中，大量勞動(dòng)力從農(nóng)村流入城市，不僅獲得了提升收入水平的機(jī)會(huì)，還創(chuàng)造了新的消費(fèi)需求，為產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供了新的市場(chǎng)空間。 同時(shí)，產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展也有利于提高居民的收入水平，進(jìn)一步促進(jìn)消費(fèi)。 因此，城市化率的提升必然會(huì)帶來居民消費(fèi)水平的增長(zhǎng)。

關(guān)于城市化與消費(fèi)之間的關(guān)系，已有許多學(xué)者進(jìn)行了相關(guān)研究。 劉建國從城市化的角度分析了農(nóng)戶消費(fèi)傾向偏低的原因，分別為城鎮(zhèn)消費(fèi)示范效應(yīng)、農(nóng)村居民身份和職業(yè)的改變、城市化的集聚效應(yīng)、家庭規(guī)?？s小。 周笑非通過理論模型和實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)通過城市化實(shí)現(xiàn)服務(wù)業(yè)發(fā)展、技術(shù)進(jìn)步、城鄉(xiāng)公共服務(wù)一體化，能有效增加居民收入，促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)。 雷瀟雨和龔六堂的研究表明城鎮(zhèn)化能推動(dòng)消費(fèi)率增長(zhǎng)，且這一關(guān)系存在地區(qū)間差異，中部城市更容易通過擴(kuò)大人口來促進(jìn)消費(fèi)率增長(zhǎng)，東部城市只能通過提升農(nóng)民福利待遇促進(jìn)消費(fèi)率增長(zhǎng)。 潘明清和高文亮采用動(dòng)態(tài)GMM估計(jì)方法證實(shí)，城鎮(zhèn)化的集聚效應(yīng)大于外部成本效應(yīng)，從而促進(jìn)了居民消費(fèi)增長(zhǎng)，但這一作用在東部地區(qū)不顯著。 李思明和肖忠意研究了城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格和消費(fèi)數(shù)量的影響，實(shí)證結(jié)果表明城鎮(zhèn)化能促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)升級(jí)，并且對(duì)促進(jìn)消費(fèi)數(shù)量增長(zhǎng)表現(xiàn)出顯著的地區(qū)差異。

目前對(duì)于城市化與消費(fèi)之間關(guān)系的差異性研究主要集中在區(qū)域差異上。 而收入是影響居民消費(fèi)水平的關(guān)鍵因素，收入水平的差異必然會(huì)使城市化促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)的作用機(jī)制產(chǎn)生差異。 因此，本文將我國各省市按收入水平進(jìn)行分類，通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型，著重研究不同收入水平下，城市化促進(jìn)居民消費(fèi)的作用機(jī)制以及差異。

二、城市化促進(jìn)居民消費(fèi)水平提升的理論機(jī)制

城市化是一個(gè)農(nóng)村人口不斷向城市遷徙的過程。 城市化通過人才聚集、產(chǎn)業(yè)聚集、社會(huì)資源聚集等聚集效應(yīng)，形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)，有利于資源的優(yōu)化配置，促進(jìn)消費(fèi)的增長(zhǎng)。 城市化能夠從需求和供給兩個(gè)層面共同促進(jìn)消費(fèi)水平的上升。在需求層面上，城市化通過增加就業(yè)機(jī)會(huì)進(jìn)而提高收入水平等方式，影響居民的消費(fèi)需求；在供給層面上，城市化通過企業(yè)聚集引發(fā)競(jìng)爭(zhēng)進(jìn)而提高生產(chǎn)的效率等方式，影響產(chǎn)品和服務(wù)的質(zhì)量。 綜合來看，城市化可以通過以下四個(gè)路徑促進(jìn)居民消費(fèi)水平的提升。

(一)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

城市化進(jìn)程的推進(jìn)往往伴隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷升級(jí)。以農(nóng)業(yè)為主的第一產(chǎn)業(yè)占GDP 的比重不斷下降，以工業(yè)和服務(wù)業(yè)為主的第二、三產(chǎn)業(yè)占GDP 的比重則逐漸上升，尤其第三產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)出迅猛的發(fā)展勢(shì)頭。 一方面，第二、三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展創(chuàng)造了大量的就業(yè)崗位，吸引農(nóng)村富余的勞動(dòng)力流入城市，提升整體的收入水平，進(jìn)一步提高居民整體的消費(fèi)傾向；另一方面，大量的人口向城市轉(zhuǎn)移并形成集聚，還催生了對(duì)服務(wù)業(yè)的大量需求，進(jìn)一步促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，形成良性循環(huán)。 隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級(jí)，居民高層次消費(fèi)的供給約束得到緩解，潛在的消費(fèi)需求得以滿足，進(jìn)而促進(jìn)了消費(fèi)擴(kuò)張。

(二)科技創(chuàng)新水平

城市化促進(jìn)了企業(yè)的集中，特別是同類型企業(yè)的集聚。這一集聚除了為知識(shí)的傳播與積累創(chuàng)造良好條件，使企業(yè)從共享外部經(jīng)濟(jì)中獲益外，還會(huì)引起企業(yè)間激烈的競(jìng)爭(zhēng)，從而推動(dòng)企業(yè)的管理能力、科學(xué)技術(shù)水平和創(chuàng)新能力的提升，改善產(chǎn)品和服務(wù)的性能、品質(zhì)，增加市場(chǎng)的有效供給。 通常情況下，產(chǎn)品和服務(wù)的質(zhì)量提升有利于釋放居民的消費(fèi)潛力，進(jìn)一步提高居民的消費(fèi)傾向，增加居民消費(fèi)總額。

(三)消費(fèi)結(jié)構(gòu)

農(nóng)村居民遷移至城市居住后，其消費(fèi)模式會(huì)受到原城市居民的消費(fèi)習(xí)慣以及生活環(huán)境、社會(huì)環(huán)境的影響。 主要表現(xiàn)在新城市人口的食品等基礎(chǔ)性消費(fèi)支出在其總支出中的比重不斷下降，而教育、醫(yī)療保健、休閑娛樂等享受型、發(fā)展型消費(fèi)支出在其總支出中的比重逐漸提高。新城市人口消費(fèi)模式的轉(zhuǎn)變，帶動(dòng)整體居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)從低層次向高層次轉(zhuǎn)變，居民的消費(fèi)需求更加多樣化，進(jìn)而擴(kuò)大了居民消費(fèi)。

(四)人力資本水平

一般而言，城市地區(qū)的教育資源整體優(yōu)于農(nóng)村地區(qū)，每年都有許多農(nóng)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(gè)地區(qū)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(xué)歷的消費(fèi)者更容易獲得較高的收入，以及擁有更多元化的消費(fèi)需求；另一方面，高學(xué)歷消費(fèi)者往往對(duì)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(fèi)。 這些因素都有利于擴(kuò)大居民消費(fèi)，提升整體居民的消費(fèi)水平。

三、模型構(gòu)建與變量選取

(一)計(jì)量模型設(shè)定

為研究城市化能通過哪些途徑促進(jìn)居民消費(fèi)水平的提升，本文借鑒溫忠麟等提出的檢驗(yàn)方法，構(gòu)建中介效應(yīng)模型如下:

其中，

i

表示地區(qū)，

t

表示時(shí)間，cons 表示居民消費(fèi)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(xiàng)，

α

為不可觀測(cè)的固定效應(yīng)，

β

、

θ

、

β′

、

λ

為主要變量的系數(shù)，

γ

為對(duì)應(yīng)控制變量的系數(shù)。

中介效應(yīng)的檢驗(yàn)方法主要分為五個(gè)步驟。

第一步，對(duì)式(1)進(jìn)行估計(jì)，檢驗(yàn)回歸系數(shù)

β

是否顯著，若檢驗(yàn)結(jié)果顯著為正，則說明可能存在中介效應(yīng)，且城市化發(fā)展有利于消費(fèi)水平的提升。第二步，對(duì)式(2)以及式(3)進(jìn)行估計(jì)，依次檢驗(yàn)回歸系數(shù)

θ

、

λ

是否顯著，若兩個(gè)參數(shù)均顯著，則必定存在中介效應(yīng)，進(jìn)入第三步；若至少存在一個(gè)參數(shù)不通過檢驗(yàn)，則進(jìn)入第四步。第三步，檢驗(yàn)回歸系數(shù)

β′

是否顯著，若

β′

顯著說明存在部分中介效應(yīng)，進(jìn)入第五步；若

β′

不顯著則說明只有中介效應(yīng)，即為完全中介效應(yīng)。

第四步，通過Sobel 檢驗(yàn)進(jìn)一步判斷是否存在中介效應(yīng)，其統(tǒng)計(jì)量為:

其中，

S

、

S

分別是

θ

、

λ

的標(biāo)準(zhǔn)誤，該統(tǒng)計(jì)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(hào)，如果二者同號(hào)，則為部分中介效應(yīng)，計(jì)算可得中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為

θλ/ β

，即在自變量ur 對(duì)因變量cons 的促進(jìn)作用中，有

θλ/ β

是通過中介變量實(shí)現(xiàn)的。 若二者異號(hào)，則為遮掩效應(yīng)，計(jì)算可得遮掩效應(yīng)占直接效應(yīng)的比例為

θλ/ β′

。

(二)變量的選擇

居民消費(fèi)水平為本文的被解釋變量，采用取對(duì)數(shù)的居民人均消費(fèi)支出來衡量。 城市化率為本文的核心解釋變量，采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬俊?/p>

參考已有研究，設(shè)置控制變量如下:①政府參與度，采用地方政府財(cái)政支出占地區(qū)GDP 的比重來衡量；②對(duì)外開放程度，采用對(duì)外貿(mào)易依存度來評(píng)估，即進(jìn)出口總額占地區(qū)GDP的比重；③人均收入水平，考慮到2013年前，城市居民與農(nóng)村居民的收入統(tǒng)計(jì)口徑不一致，參考已有文獻(xiàn)的做法，采用取對(duì)數(shù)的人均地區(qū)生產(chǎn)總值來衡量；④金融發(fā)展水平，采用取對(duì)數(shù)的居民貸款總額來衡量；⑤物價(jià)水平，采用由CPI 計(jì)算的通貨膨脹率來衡量。

本文的中介變量則包括:①產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，采用付凌暉通過“空間向量夾角法” 設(shè)立的 “產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化指數(shù)” 來表示；②科技創(chuàng)新水平，采用取對(duì)數(shù)的全國技術(shù)市場(chǎng)成交合同金額來衡量；③消費(fèi)結(jié)構(gòu)，采用恩格爾系數(shù)來衡量；④人力資本水平，采用一個(gè)地區(qū)平均受教育年限來衡量，其計(jì)算方法是定義6 歲及以上人口中，未上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中、大專及以上這五種學(xué)歷的受教育年限分別為0年、6年、9年、12年、16年，然后再進(jìn)行加權(quán)平均。

(三)數(shù)據(jù)來源和處理

考慮到數(shù)據(jù)可得性、統(tǒng)計(jì)口徑等問題，本文選取2005 ～2017年間，中國除西藏、港澳臺(tái)地區(qū)外的其余30 個(gè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。 數(shù)據(jù)主要來源于國家統(tǒng)計(jì)局、歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》 以及各省市統(tǒng)計(jì)年鑒。 各變量描述統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 各變量描述統(tǒng)計(jì)

變量類型 變量名稱 符號(hào) 均值 最小值 最大值被解釋變量 居民消費(fèi)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(duì)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(fā)展水平 fina 9.44 6.46 11.74物價(jià)水平 inflation 2.71 －2.30 10.10中介變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) industry 6.56 5.95 7.61科技創(chuàng)新水平 ln_tech 3.81 －0.63 8.41恩格爾系數(shù) 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(zhǔn)，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(nèi)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(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸

表2 為基準(zhǔn)回歸的結(jié)果。 根據(jù)豪斯曼檢驗(yàn)的結(jié)果，以下模型均采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。 從表中可知，無論在哪一收入?yún)^(qū)間內(nèi)，城市化的回歸系數(shù)均顯著為正，這說明城市化發(fā)展有利于推動(dòng)居民消費(fèi)水平增長(zhǎng)。 在加入控制變量后，城市化的回歸系數(shù)依舊顯著為正，這也佐證了城市化對(duì)居民消費(fèi)具有正向的促進(jìn)效應(yīng)。

表2 城市化對(duì)居民消費(fèi)水平的影響

注:、、 分別表示在1%、5%、10% 的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。下同。

高收入地區(qū) 中等收入地區(qū) 低收入地區(qū)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(diào)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(shù)沒有通過10% 的顯著性檢驗(yàn)，這表明在各個(gè)收入水平上，政府財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)水平的促進(jìn)作用并不顯著。 從回歸系數(shù)的符號(hào)來看，對(duì)低收入地區(qū)來說，政府財(cái)政支出可能對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)；而對(duì)高收入以及中等收入地區(qū)來說，積極的財(cái)政政策則有利于驅(qū)動(dòng)消費(fèi)增長(zhǎng)。 對(duì)外開放程度的系數(shù)值呈現(xiàn)隨收入水平增加而減少的趨勢(shì)，且符號(hào)為負(fù)，但在中等收入地區(qū)以及低收入地區(qū)沒有通過5% 的顯著性檢驗(yàn)，表明對(duì)外貿(mào)易依存度對(duì)高收入地區(qū)的居民消費(fèi)水平提升具有較強(qiáng)的抑制作用，而在中低收入地區(qū)，對(duì)外貿(mào)易依存度對(duì)消費(fèi)沒有顯著影響。 這可能是由于我國為出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)，長(zhǎng)期保持貿(mào)易順差，這一經(jīng)濟(jì)形勢(shì)雖然能促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但卻使得廠商在出口貿(mào)易中獲得巨大的利益，導(dǎo)致國內(nèi)內(nèi)需相對(duì)不足的狀況，不利于帶動(dòng)消費(fèi)增長(zhǎng)。 人均收入水平的回歸系數(shù)在高收入地區(qū)通過5% 的顯著性檢驗(yàn)，在中、低收入地區(qū)則通過1% 的顯著性檢驗(yàn)，且符號(hào)均為正，符合凱恩斯的收入消費(fèi)理論，即收入水平越高，越有利于消費(fèi)水平的提升。 金融發(fā)展水平的回歸系數(shù)在各收入水平上均顯著為正，這說明金融發(fā)展水平的提升有助于促進(jìn)居民消費(fèi)。 物價(jià)水平的回歸系數(shù)在高收入地區(qū)沒有通過10% 的顯著性檢驗(yàn)，而在中、低收入地區(qū)則均通過了1% 的顯著性檢驗(yàn)，這說明對(duì)于中等收入、低收入地區(qū)來說，適當(dāng)?shù)耐ㄘ浥蛎浻欣诖龠M(jìn)消費(fèi)，而在高收入地區(qū)，物價(jià)水平對(duì)消費(fèi)沒有顯著影響。 這可能是因?yàn)樵跇颖酒陂g內(nèi)，高收入地區(qū)物價(jià)水平變動(dòng)的幅度較小，對(duì)消費(fèi)的影響不易被察覺。

(二)收入差異下的作用機(jī)制檢驗(yàn)

1.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

表3 為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作用機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果。 在模型(1)與模型(5)中，城市化率回歸系數(shù)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(qū)，城市化對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在促進(jìn)作用。 對(duì)于高收入地區(qū)來說，模型(2) 中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計(jì)值顯著為正，但城市化的估計(jì)系數(shù)無法通過10% 的顯著性檢驗(yàn)，即城市化完全通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)來驅(qū)動(dòng)消費(fèi)增長(zhǎng)。 對(duì)于中等收入地區(qū)來說，模型(3)中城市化以及模型(4)中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計(jì)系數(shù)均無法通過10% 的顯著性檢驗(yàn)，進(jìn)一步進(jìn)行Sobel 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果也無法證明在樣本考察期內(nèi)，中等收入地區(qū)的城市化無法通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)來促進(jìn)居民消費(fèi)。 對(duì)于低收入地區(qū)來說，模型(6) 中城市化率的估計(jì)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(yīng)與直接效應(yīng)的符號(hào)相同，存在部分中介效應(yīng)，計(jì)算可得城鎮(zhèn)化對(duì)居民消費(fèi)的促進(jìn)作用有9.88% 是通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)來實(shí)現(xiàn)的。

表3 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

高收入地區(qū) 中等收入地區(qū) 低收入地區(qū)(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(yàn) — －0.446 —中介效應(yīng) 完全中介效應(yīng) 不顯著 顯著N 130 130 130 130 130 130調(diào)整R2 0.791 0.98 0.789 0.987 0.68 0.993

2.科技創(chuàng)新水平

表4 為科技創(chuàng)新水平作用機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果。 在模型(1)、(3)、(5)中，城市化率的系數(shù)值呈現(xiàn)出隨收入增加而下降的趨勢(shì)，且這些系數(shù)均通過1% 的顯著性檢驗(yàn)，即城市化發(fā)展對(duì)推動(dòng)科技創(chuàng)新能力提升具有顯著的促進(jìn)作用。 模型(2)中，科技創(chuàng)新水平的系數(shù)值無法通過10% 的顯著性檢驗(yàn)，但Sobel 檢驗(yàn)的結(jié)果表明，在高收入地區(qū)，科技創(chuàng)新能水平在城市化推動(dòng)居民消費(fèi)增長(zhǎng)的過程中起到中介作用。 由于城市化率對(duì)居民消費(fèi)水平的回歸系數(shù)顯著，且間接效應(yīng)與直接效應(yīng)的符號(hào)相同，因此該中介效應(yīng)屬于部分中介效應(yīng)，占總效應(yīng)的比例為16.64%。 模型(4)中，科技創(chuàng)新水平的系數(shù)值同樣不顯著，且Sobel 檢驗(yàn)的結(jié)果也證實(shí)了在中等收入地區(qū)，城市化無法通過改善科技創(chuàng)新能力促進(jìn)消費(fèi)。 模型(6) 中，科技創(chuàng)新水平的系數(shù)估計(jì)值在1% 的顯著性水平上顯著為負(fù)，而城市化率的系數(shù)估計(jì)值則顯著為正，這說明間接效應(yīng)與直接效應(yīng)的符號(hào)相反，存在遮掩效應(yīng)，即在低收入地區(qū)，城市化發(fā)展通過科技創(chuàng)新水平促進(jìn)消費(fèi)的間接效應(yīng)遮掩了城市化發(fā)展對(duì)推動(dòng)居民消費(fèi)水平提升的直接正向影響，其遮掩效應(yīng)是直接效應(yīng)的0.1005 倍。 該效應(yīng)未能大于1，因而在低收入地區(qū)城市化發(fā)展依舊能提升科技創(chuàng)新水平。 產(chǎn)生遮掩效應(yīng)的原因可能是科技創(chuàng)新能力的提升導(dǎo)致商品價(jià)格與居民收入層次錯(cuò)位。 科技創(chuàng)新水平的提升使企業(yè)產(chǎn)出更高質(zhì)量的產(chǎn)品，但這往往也提高了商品的價(jià)格。 對(duì)于中低收入的消費(fèi)者而言，市場(chǎng)上高質(zhì)量、高價(jià)位產(chǎn)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(fèi)者不得不控制自己的消費(fèi)總量以達(dá)到效用最大化。 這也導(dǎo)致市場(chǎng)總需求受到抑制，不利于消費(fèi)水平的提升。 而高收入的消費(fèi)者則不容易產(chǎn)生這一約束。

表4 科技創(chuàng)新水平的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

高收入地區(qū) 中等收入地區(qū) 低收入地區(qū)(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(yàn) 1.424 0.781 —中介效應(yīng) 顯著 不顯著 顯著N 130 130 130 130 130 130調(diào)整R2 0.757 0.972 0.676 0.987 0.662 0.994

3.消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)

表5 為消費(fèi)結(jié)構(gòu)作用機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果。 從中可以看出，在中低收入地區(qū)，城市化均能促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)，但這一促進(jìn)作用在高收入地區(qū)不顯著。 對(duì)于高收入地區(qū)以及中等收入地區(qū)而言，Sobel 檢驗(yàn)的結(jié)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(yīng)與直接效應(yīng)的符號(hào)相同，這表明了消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)在城市化驅(qū)動(dòng)消費(fèi)增長(zhǎng)的過程中起到部分中介作用。 高收入以及中等收入地區(qū)城市化對(duì)居民消費(fèi)水平提升的促進(jìn)作用中，分別有19.83%、8.74% 是通過消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)實(shí)現(xiàn)的。 對(duì)于低收入地區(qū)而言，模型(6) 中消費(fèi)結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)不顯著，且Sobel 檢驗(yàn)結(jié)果不顯著。 這說明在低收入地區(qū)城市化發(fā)展無法通過優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)來擴(kuò)大居民消費(fèi)。

表5 消費(fèi)結(jié)構(gòu)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

高收入地區(qū) 中等收入地區(qū) 低收入地區(qū)(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(yàn) 1.070 1.054 －0.751中介效應(yīng) 顯著 顯著 不顯著N 130 130 130 130 117 117調(diào)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(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果。 檢驗(yàn)結(jié)果表明，無論在哪一收入?yún)^(qū)間內(nèi)，城市化既無法直接促進(jìn)該地區(qū)居民平均受教育水平提升，也無法通過人力資本水平來擴(kuò)大居民消費(fèi)。 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(wù)教育，即使在教育資源發(fā)達(dá)的北京，居民平均受教育年限也僅達(dá)到12.50年。同時(shí)，我國居民完成大學(xué)本科、研究生學(xué)業(yè)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(jìn)居民消費(fèi)水平提升，城市化通過人力資本水平這一渠道促進(jìn)消費(fèi)的效果也不顯著。

表6 人力資本水平的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

高收入地區(qū) 中等收入地區(qū) 低收入地區(qū)(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(yàn) 0.408 －0.826 0.514中介效應(yīng) 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(jié)論與建議

(一)結(jié)論

本文采用2005～ 2017年我國30 個(gè)省市區(qū)的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建中介效應(yīng)模型，實(shí)證檢驗(yàn)了不同收入水平下城市化驅(qū)動(dòng)居民消費(fèi)增長(zhǎng)的作用機(jī)制。 研究結(jié)果表明:第一，在任意收入?yún)^(qū)間內(nèi)，城市化均有利于推動(dòng)居民消費(fèi)水平的提升。 第二，在高收入地區(qū)，城市化可以通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、科技創(chuàng)新水平、消費(fèi)結(jié)構(gòu)這三個(gè)渠道來擴(kuò)大居民消費(fèi)。 其中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有完全中介效應(yīng)，而科技創(chuàng)新水平、消費(fèi)結(jié)構(gòu)的中介效應(yīng)分別為16.64%、19.83%。 在中等收入地區(qū)，城市化僅能通過消費(fèi)結(jié)構(gòu)這一渠道來影響居民消費(fèi)，其中介效應(yīng)為8.74%。 在低收入地區(qū)，城市化只能通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)這一渠道對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生正向影響，其中介效應(yīng)為9.88%。 三者對(duì)比可知，隨著收入的增長(zhǎng)，城市化促進(jìn)居民消費(fèi)的直接效應(yīng)呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)，同時(shí)起到中介作用的渠道數(shù)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(fèi)，需要通過其他渠道來刺激消費(fèi)。 第三，在低收入地區(qū)，科技創(chuàng)新水平的提升遮掩了城市化對(duì)居民消費(fèi)的直接正向效應(yīng)。 根據(jù)實(shí)證結(jié)果，本文提出以下政策建議。

(二)建議

1.加快城市化發(fā)展進(jìn)程

截至2017年，我國低收入地區(qū)平均城市化率僅達(dá)到53.12%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于高收入地區(qū)的平均城市化率72.98%。從實(shí)證分析中可知，城市化發(fā)展促進(jìn)居民消費(fèi)水平的直接效應(yīng)顯著，尤其對(duì)于收入較低的地區(qū)，直接促進(jìn)作用更明顯。因此，仍舊需要充分發(fā)揮城市化過程中因集聚效應(yīng)帶來的規(guī)模經(jīng)濟(jì)、外部經(jīng)濟(jì)性的優(yōu)勢(shì)，帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，激發(fā)居民的消費(fèi)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(kuò)大消費(fèi)，但這一正向的影響可能會(huì)受到收入水平的抑制，無法發(fā)揮其最大的效用。 因此，要進(jìn)一步拓寬居民的收入渠道，通過多種措施如技能培訓(xùn)提升勞動(dòng)報(bào)酬率，完善社會(huì)保障制度等，提高收入水平，增強(qiáng)居民的消費(fèi)信心。

3.引導(dǎo)企業(yè)做好市場(chǎng)定位

錯(cuò)誤的市場(chǎng)定位將導(dǎo)致市場(chǎng)上出現(xiàn)大量的無效供給，消費(fèi)者找不到消費(fèi)熱點(diǎn)，使總消費(fèi)水平下降。 從實(shí)證分析中可知，在低收入地區(qū)，科技水平的提升遮掩了城市化對(duì)消費(fèi)水平的促進(jìn)作用。 因此，對(duì)高收入地區(qū)，企業(yè)應(yīng)將研發(fā)重點(diǎn)放在提高產(chǎn)品質(zhì)量，以及產(chǎn)品服務(wù)的創(chuàng)新上。 對(duì)于中低收入地區(qū)，企業(yè)的研發(fā)重點(diǎn)應(yīng)放在提高生產(chǎn)效率，保證一定質(zhì)量的前提下，降低生產(chǎn)成本，使商品價(jià)位與消費(fèi)者收入相匹配，進(jìn)一步激發(fā)居民的消費(fèi)潛力。