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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(yàn)表明，伴隨城鎮(zhèn)化水平的提升，消費(fèi)率會(huì)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(jìn)人均可支配收入的提升，進(jìn)而刺激消費(fèi)需求的增長與消費(fèi)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(fèi)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(fèi)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(jì)、土地以及社會(huì)等因素的協(xié)調(diào)，導(dǎo)致城鎮(zhèn)化過于片面，因而難以促進(jìn)居民消費(fèi)。為了引導(dǎo)各地區(qū)更好地發(fā)揮城鎮(zhèn)化對消費(fèi)的促進(jìn)作用，本文將探究綜合城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響機(jī)制，并為各地區(qū)科學(xué)推進(jìn)綜合城鎮(zhèn)化建設(shè)、激活居民消費(fèi)動(dòng)力提供參考意見。

一、研究設(shè)計(jì)

（一）指標(biāo)選取。在指標(biāo)選取上，本文將城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出（CZX）和鄉(xiāng)村居民人均消費(fèi)支出（XCX）作為被解釋變量來反映城鄉(xiāng)居民消費(fèi)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(shí)消除極大或者極小值對系統(tǒng)評價(jià)的影響，本文采用了進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化改進(jìn)的熵權(quán)法對綜合城鎮(zhèn)化系統(tǒng)指標(biāo)賦權(quán)，進(jìn)而將綜合城鎮(zhèn)化系統(tǒng)的綜合得分計(jì)算出來。本文通過2010～2019 年的數(shù)據(jù)進(jìn)行處理得到各個(gè)指標(biāo)的權(quán)重進(jìn)而計(jì)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(jìn)行檢驗(yàn)分析。城鄉(xiāng)居民收入和消費(fèi)支出數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局，綜合城鎮(zhèn)化水平經(jīng)過加權(quán)計(jì)算得出，并且為了消除數(shù)據(jù)的異方差和波動(dòng)進(jìn)行了對數(shù)處理。

二、實(shí)證分析

首先，進(jìn)行綜合城鎮(zhèn)化與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的相關(guān)性研究。為了確定數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，首先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，其中ADF的絕對值大于臨界值時(shí)表示原假設(shè)不成立，即時(shí)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(fèi)支出的ADF 值為-1.735795，p ＞0.1，表明原假設(shè)不成立，時(shí)間序列是非平穩(wěn)的。在進(jìn)行一階差分后，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出的ADF 值為-3.222613，且P 為0.0443 ＜0.05，得出時(shí)間序列變平穩(wěn)了，是一階單整序列，可以進(jìn)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(shè)不成立，時(shí)間序列是非平穩(wěn)的。在進(jìn)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(shí)間序列變平穩(wěn)了，是一階單整序列，可以進(jìn)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(shè)不成立，時(shí)間序列是非平穩(wěn)的。在進(jìn)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(shí)間序列變平穩(wěn)了，是一階單整序列，可以進(jìn)行向量誤差修正模型分析。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

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

由表2 可知，當(dāng)不存在協(xié)整關(guān)系時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)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(shè)不成立，則至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。當(dāng)最多只有一個(gè)協(xié)整關(guān)系時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)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(shè)不成立，則至少存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。當(dāng)最多只有兩個(gè)協(xié)整關(guān)系時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)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(shè)成立，存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。綜上可以得出，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)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(yàn)，能夠通過向量誤差修正模型進(jìn)行時(shí)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(yàn)

從方程（1）中可知，在長期的過程中，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)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(fèi)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(dòng)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(fèi)支出與滯后一期城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出的系數(shù)為0.714，得出受到前一期城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響，下一期居民消費(fèi)逐漸升高。城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)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(fèi)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(fèi)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(fèi)受到綜合城鎮(zhèn)化水平的正向影響。

隨后，進(jìn)行綜合城鎮(zhèn)化與鄉(xiāng)村居民消費(fèi)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(fèi)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(shí)間序列變平穩(wěn)了，是一階單整序列，可以進(jìn)行向量誤差修正模型分析。

由表4 可知，當(dāng)不存在協(xié)整關(guān)系時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)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(shè)不成立，至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。當(dāng)最多只有一個(gè)協(xié)整關(guān)系時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)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(shè)不成立，至少存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。當(dāng)最多只有兩個(gè)協(xié)整關(guān)系時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)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(shè)成立，存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。綜上可以得出，鄉(xiāng)村居民人均消費(fèi)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(yàn)，能夠通過向量誤差修正模型進(jìn)行時(shí)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(yàn)

從方程（3）中可知，在長期的過程中，鄉(xiāng)村居民人均消費(fèi)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(fèi)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(dòng)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(fèi)支出與滯后一期鄉(xiāng)村居民人均消費(fèi)支出的系數(shù)為0.052，得出鄉(xiāng)村居民消費(fèi)受到滯后一期鄉(xiāng)村居民人均消費(fèi)支出的正向影響。鄉(xiāng)村居民人均消費(fèi)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(fèi)受到鄉(xiāng)村居民收入的負(fù)向沖擊。鄉(xiāng)村居民人均消費(fèi)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(fèi)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(diǎn)建議。首先，加強(qiáng)綜合城鎮(zhèn)化的全面建設(shè)，提高居民的全方位消費(fèi)水平。在進(jìn)行綜合城鎮(zhèn)化建設(shè)時(shí)不僅要考慮人口、土地因素，還需要考慮經(jīng)濟(jì)、社會(huì)以及生態(tài)環(huán)境三個(gè)因素。具體而言，第一，要加大城市的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入，構(gòu)建完善的公共服務(wù)體系和醫(yī)療保健體系，從而為居民消費(fèi)水平的提升打下堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。第二，進(jìn)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(chǔ)上滿足居民的精神文化需求，從而為居民創(chuàng)造消費(fèi)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(jī)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(fèi)者要加強(qiáng)綠色消費(fèi)相關(guān)知識的學(xué)習(xí)，明確綠色消費(fèi)對自身和社會(huì)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(hù)自然環(huán)境，改善環(huán)境污染問題。其次，根據(jù)當(dāng)?shù)靥厣苿?dòng)綜合城鎮(zhèn)化建設(shè)，使得居民消費(fèi)平衡發(fā)展。與我國的發(fā)展時(shí)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(jìn)行綜合城鎮(zhèn)化建設(shè)。北上廣深等一線大城市，充分發(fā)揮輻射效應(yīng)，帶動(dòng)周邊城鎮(zhèn)發(fā)展。另外，加強(qiáng)小城市的綜合城鎮(zhèn)化建設(shè)，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(yīng)發(fā)展起來。所以我國還需加強(qiáng)這些地區(qū)的公共服務(wù)和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入，因地制宜地推進(jìn)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(shí)，創(chuàng)造更多就業(yè)機(jī)會(huì)，促進(jìn)居民收入水平的提升，進(jìn)而刺激消費(fèi)。