城鎮(zhèn)化影響農(nóng)村居民消費(fèi)的地區(qū)差異及門檻效應(yīng)

肖忠意　趙忱忱　李思明

摘 要：推進(jìn)城鎮(zhèn)化是增加我國農(nóng)村消費(fèi)需求，擴(kuò)大內(nèi)需的重要突破口。采用2002—2012年我國省際面板數(shù)據(jù)考察城鎮(zhèn)化、農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)、消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)等因素對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，結(jié)果表明：城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)增長具有顯著的促進(jìn)作用，且存在地區(qū)差異，東部地區(qū)城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)增長的作用大于西部地區(qū)；城鎮(zhèn)化對(duì)我國農(nóng)村居民消費(fèi)的影響存在顯著的單一門檻效應(yīng)，門檻估計(jì)值為0.589，在城鎮(zhèn)化水平高（大于0.589）的地區(qū)，城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的促進(jìn)作用更大，但目前我國大部分省區(qū)的城鎮(zhèn)化水平還未達(dá)到門檻值。應(yīng)進(jìn)一步加快我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程，尤其是中西部次發(fā)達(dá)地區(qū)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程，充分發(fā)揮城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的促進(jìn)作用。

關(guān)鍵詞：新型城鎮(zhèn)化；農(nóng)村居民消費(fèi)；農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)；消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)；門檻效應(yīng)；區(qū)制轉(zhuǎn)移；門檻估計(jì)值；擴(kuò)大內(nèi)需

中圖分類號(hào)：F291.1；F328 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：16748131（2015）03001608

一、引言

改革開放三十多年以來，我國經(jīng)濟(jì)依靠投資和出口獲得了長期的高速增長，然而作為經(jīng)濟(jì)增長的三駕馬車之一的消費(fèi)占國內(nèi)GDP總量的比重卻呈明顯下降趨勢(shì)。中國目前是世界上居民消費(fèi)率最低的國家之一，到2012年已經(jīng)下降到35.1%，而東亞幾個(gè)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體在相當(dāng)一段時(shí)期的消費(fèi)率都處于60%～70%之間；同時(shí)，中國消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于投資，而美國、德國、歐盟等發(fā)達(dá)國家和地區(qū)居民消費(fèi)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)份額高達(dá)71.2%、57.5%和58.4%，顯著高于中國。事實(shí)上，國內(nèi)居民消費(fèi)不足，尤其是農(nóng)村居民的消費(fèi)不足已經(jīng)成為制約我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的一個(gè)重要因素。目前，我國農(nóng)村居民消費(fèi)遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)，占全國人口47.4%的農(nóng)村居民的消費(fèi)支出卻只占全國消費(fèi)支出總量的24.2%，僅占GDP總量的7.3%；更加值得關(guān)注的是，我國農(nóng)村居民消費(fèi)占GDP比重的下降速度比城鄉(xiāng)居民總消費(fèi)的下降更快。因此，作為居民消費(fèi)重要組成部分的農(nóng)村居民消費(fèi)的增加對(duì)于擴(kuò)大內(nèi)需，實(shí)現(xiàn)中國從出口依賴型增長向消費(fèi)增長的路徑轉(zhuǎn)變以及可持續(xù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的目標(biāo)具有十分重要的意義。

自城鎮(zhèn)化進(jìn)入高速發(fā)展期以來，城鎮(zhèn)化進(jìn)程帶動(dòng)了中國經(jīng)濟(jì)的高速增長。近年來，我國政府也明確提出了積極推進(jìn)城鎮(zhèn)化以有效促進(jìn)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)需求的戰(zhàn)略目標(biāo)，城鎮(zhèn)化發(fā)展與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)需求增長之間的相互關(guān)系也成為社會(huì)各界關(guān)注的焦點(diǎn)。國內(nèi)學(xué)者基于不同視角，對(duì)影響農(nóng)村居民的消費(fèi)因素展開了多方面的探討，形成了豐富的理論和實(shí)踐成果。在傳統(tǒng)的西方消費(fèi)理論框架中，收入是影響居民消費(fèi)行為的最主要因素。農(nóng)村居民較低的收入水平制約了其消費(fèi)及升級(jí)（尹世杰，2001；徐會(huì)奇 等，2009），收入增速緩慢也是抑制消費(fèi)需求的因素（杜長樂，2002）。其他一些學(xué)者還分析了財(cái)政支出（李金昌 等，2007）、社會(huì)保障（姜百臣 等，2010）、人口年齡結(jié)構(gòu)（李文星 等，2008；譚江蓉 等，2012）等多種因素與消費(fèi)的關(guān)系。盡管這些研究對(duì)我國農(nóng)村消費(fèi)問題進(jìn)行了許多有益的探討，但有關(guān)城鎮(zhèn)化進(jìn)程如何影響居民消費(fèi)的研究尚處于起步階段。

國內(nèi)學(xué)者就城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響機(jī)理進(jìn)行了理論探討，將城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)居民消費(fèi)增長的影響主要?dú)w納為以下幾個(gè)方面：一是城鎮(zhèn)化有利于提高居民收入水平，進(jìn)而刺激消費(fèi)需求的不斷擴(kuò)張（李通屏 等，2013）；二是城鎮(zhèn)化會(huì)形成消費(fèi)示范效應(yīng)，將改變居民的消費(fèi)習(xí)慣，進(jìn)而改變消費(fèi)傾向（劉紅梅 等，2012）；三是城鎮(zhèn)化導(dǎo)致人口結(jié)構(gòu)變遷，并帶動(dòng)消費(fèi)增加（朱勤，2014）；四是城鎮(zhèn)化進(jìn)程可以實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)市場(chǎng)的對(duì)接，推動(dòng)農(nóng)村二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而釋放消費(fèi)需求（楊文舉，2007）。

從現(xiàn)有的實(shí)證研究來看，國內(nèi)學(xué)者基于用不同分析方法就我國城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)需求的影響展開了深入的探討與研究，但得出的結(jié)論卻不盡相同。蔡思復(fù)（1999）認(rèn)為我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程有利于改變傳統(tǒng)的就業(yè)結(jié)構(gòu)和提高收入水平，引致消費(fèi)需求擴(kuò)張。劉建國（2002）認(rèn)為城鎮(zhèn)化進(jìn)程的滯后抑制了高收入農(nóng)戶的消費(fèi)需求和投資需求，同時(shí)由于農(nóng)村居民預(yù)期收入增長緩慢，導(dǎo)致其邊際消費(fèi)傾向下降。胡日東和蘇梽芳（2007）基于VAR模型發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)增長有促進(jìn)作用，特別是對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)增長的累積效應(yīng)大于對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的累積效應(yīng)。薛賀香（2013）通過VAR模型分析發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)增長具有長期促進(jìn)作用，但也具有明顯的滯后性。蔣南平等（2011）分別以截面最小二乘模型和VAR模型進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明城鎮(zhèn)化顯著地促進(jìn)了城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的增長，總體上看對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長的促進(jìn)作用大于農(nóng)村居民。孫虹喬和朱?。?012）基于我國205個(gè)地級(jí)市的截面數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化能有效促進(jìn)農(nóng)村消費(fèi)增長，且這一影響將隨城鎮(zhèn)化程度的提高而提高。Shahbaz和Lean（2012）、Zhou等（2012）的研究也認(rèn)為城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)改變居民消費(fèi)行為具有顯著的影響。但也有部分學(xué)者對(duì)城鎮(zhèn)化與居民消費(fèi)增長的關(guān)系存在爭(zhēng)議，如劉志飛等（2004）認(rèn)為城鎮(zhèn)化對(duì)居民消費(fèi)率上升的貢獻(xiàn)幾乎為零，而農(nóng)村人口就地城鎮(zhèn)化的小城鎮(zhèn)化模式抑制了我國居民消費(fèi)率的提高。

肖忠意，趙忱忱，李思明：城鎮(zhèn)化影響農(nóng)村居民消費(fèi)的地區(qū)差異及門檻效應(yīng)

中國當(dāng)前已進(jìn)入經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，地區(qū)差異普遍存在。由于區(qū)域間的差異性，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)與落后地區(qū)的城鎮(zhèn)化處在完全不同的階段，東部發(fā)達(dá)地區(qū)已進(jìn)入城鎮(zhèn)化的分散階段，而絕大多數(shù)中西部地區(qū)尚處在集中階段（李強(qiáng) 等，2012）。中國城鎮(zhèn)化在同一時(shí)期呈現(xiàn)出多個(gè)發(fā)展階段并存的特點(diǎn)，因此，城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、居民消費(fèi)等的影響可能存在地區(qū)差異。推進(jìn)城鎮(zhèn)化能夠?qū)Υ龠M(jìn)消費(fèi)起到積極的作用，但是目前還缺乏研究城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響的地區(qū)差異的文獻(xiàn)。有鑒于此，本文擬將城鎮(zhèn)化率作為衡量城鎮(zhèn)化水平的自變量，再考慮收入、人口結(jié)構(gòu)、消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)等因素，利用2002—2012年我國省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析城鎮(zhèn)化等因素對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，并重點(diǎn)探討其地區(qū)差異；同時(shí)，進(jìn)一步通過面板門檻模型刻畫城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的非線性影響，以期進(jìn)一步揭示不同城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響的差異，并為政策制定者提供參考。

二、研究設(shè)計(jì)

1.模型設(shè)定

為了探究城鎮(zhèn)化等因素對(duì)我國農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，本文設(shè)定基礎(chǔ)模型表達(dá)式為：

REXPi，t=α0+β1RINCi，t+β2URBANi，t+ηi+εi，t

其中，REXP為農(nóng)村居民消費(fèi)支出，RINC為農(nóng)村居民收入，URBAN為城鎮(zhèn)化水平，i代表地區(qū)橫截面，t代表時(shí)間單元，ηi代表不同地區(qū)不可觀測(cè)的地區(qū)特征，εi，t為非特異誤差項(xiàng)。

進(jìn)一步將若干可能的影響因素考慮進(jìn)來，建立擴(kuò)展的農(nóng)村居民消費(fèi)模型，表達(dá)式為：

REXPi，t=α0+β1RINCi，t+β2URBANi，t+β3OLDi，t+β4CHIIDi，t+β5WASHERi，t+β6INDi，t+ηi+εi，t

其中，OLD為農(nóng)村老年撫養(yǎng)比，CHILD為農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比，WASHER為消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)，IND為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。為了降低面板數(shù)據(jù)的異方差影響，本文對(duì)面板數(shù)據(jù)各變量進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換。在估計(jì)方法的選擇上，為降低橫截面異方差與序列自相關(guān)性的影響，本文采用CSW（Cross Section Weights）截面加權(quán)估計(jì)法。

由于我國各個(gè)地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不平衡，并且城鎮(zhèn)化程度和進(jìn)程均不一致，所以城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響可能存在區(qū)制轉(zhuǎn)移或門檻效應(yīng)。Hansen（1999）提出的面板門檻模型可以用于門檻效應(yīng)的分析，該方法不僅能估計(jì)出門檻值，而且能對(duì)門檻值的正確性和內(nèi)生門檻效應(yīng)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。根據(jù)該模型思想，本文采用城鎮(zhèn)化率作為門檻變量構(gòu)建面板門檻估計(jì)模型：

REXPi，t=α0+β1RINCi，t·I（URBANi，t≤γ）+β2RINCi，t·I（URBANi，t>γ）+β3OLDi，t+β4CHIIDi，t+β5WASHERi，t+β6INDi，t+ηi+εi，t

其中，γ為未知門檻值；I（·）為指示函數(shù)，當(dāng)括號(hào)內(nèi)不等式為真時(shí)，則I（·）取值為1，反之取值為0。

Hansen（1999）的面板門檻分析方法主要分為三步：（1）對(duì)計(jì)量方程進(jìn)行回歸估計(jì)，通過固定效應(yīng)模型轉(zhuǎn)換，在求得門檻值γ的同時(shí)估計(jì)系數(shù)參數(shù)；（2）檢驗(yàn)門檻效應(yīng)是否顯著；（3）檢驗(yàn)門檻值，構(gòu)建門檻值γ的置信區(qū)間。

2.樣本數(shù)據(jù)及來源

本文樣本中，變量REXP采用農(nóng)村人均消費(fèi)支出（元/人），RINC采用農(nóng)村人均純收入（元/人），URBAN采用人口城鎮(zhèn)化率（即城鎮(zhèn)戶籍人口占總?cè)丝诘谋戎?，?表示），DEPEND采用農(nóng)村總撫養(yǎng)比（即農(nóng)村老年撫養(yǎng)比和農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比之和，用%表示）；WASHER采用農(nóng)村家庭每百戶洗衣機(jī)擁有量（臺(tái)/每百戶）；IND采用各省區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比。以上各變量數(shù)據(jù)來源于歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分省區(qū)數(shù)據(jù)來源于地方統(tǒng)計(jì)年鑒?？紤]到2002年后國家統(tǒng)計(jì)局對(duì)城鄉(xiāng)農(nóng)村居民的統(tǒng)計(jì)口徑調(diào)整以及數(shù)據(jù)的可得性，本文實(shí)證分析采用中國除港澳臺(tái)和西藏以外的30個(gè)省區(qū)2002—2012年的省際面板數(shù)據(jù)，并分別對(duì)全國、東部、中部和西部進(jìn)行實(shí)證分析。按照地區(qū)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平劃分，本文東部地區(qū)包括北京、上海、天津、遼寧、江蘇、浙江、福建、山東和廣東9個(gè)省區(qū)，西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、內(nèi)蒙古、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆和廣西11個(gè)省區(qū)，中部地區(qū)為其余9個(gè)省區(qū)。

三、實(shí)證分析結(jié)果

1.變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文模型中所使用的變量的描述性統(tǒng)計(jì)值如表1所示。我國農(nóng)村居民人均純收入和消費(fèi)支出的均值分別為4 661.3元和3 456.5元，城鎮(zhèn)化率均值為0.39。從描述性統(tǒng)計(jì)可以看出，分地區(qū)的農(nóng)村居民收入、消費(fèi)支出、城鎮(zhèn)化水平均具有很大的差異。從數(shù)量上看，東部農(nóng)村居民人均純收入和消費(fèi)支出均明顯高于中西部地區(qū)（東部地區(qū)農(nóng)村居民人均純收入和人均消費(fèi)分別是西部地區(qū)農(nóng)村居民的2.3倍和2.0倍）；東部地區(qū)城鎮(zhèn)化率均值已達(dá)到0.55，而西部地區(qū)城鎮(zhèn)化率均值僅為0.30；農(nóng)村老年撫養(yǎng)比的均值為12.6%，已經(jīng)接近世界水平的13%，其中東部地區(qū)農(nóng)村老年撫養(yǎng)比的均值為14.6%，明顯高于中西部地區(qū)，表明東部地區(qū)人口老齡化程度高于中西部地區(qū)；與老年撫養(yǎng)比情況相反，我國西部地區(qū)農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比為33.97%，顯著高于東部地區(qū)的22.97%，并且西部地區(qū)總撫養(yǎng)比均值高于東部地區(qū)。這些結(jié)果表明，我國農(nóng)村地區(qū)的人口結(jié)構(gòu)存在明顯的地區(qū)差異。

2.實(shí)證估計(jì)方法與結(jié)果

本文首先對(duì)全國及東部、中部、西部地區(qū)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行固定效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型、混合數(shù)據(jù)模型的判定。根據(jù)Hausman檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)結(jié)果，固定效應(yīng)模型在統(tǒng)計(jì)意義上是顯著的，是適合本文數(shù)據(jù)特點(diǎn)的估計(jì)模型，模型分析結(jié)果如表2和表3所示。

根據(jù)表2和表3，從全國水平來看，農(nóng)村居民收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有顯著的正向影響，其收入彈性為0.998；分地區(qū)來看，農(nóng)村居民收入水平的提高對(duì)各個(gè)地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)均有正向影響，其中西部地區(qū)農(nóng)村居民收入增加對(duì)促進(jìn)消費(fèi)有更大的正向作用。從全國水平來看，城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的彈性系數(shù)為0.076，且在5%水平顯著，說明城鎮(zhèn)化水平的提高促進(jìn)了農(nóng)村居民消費(fèi)的增長；分地區(qū)來看，城鎮(zhèn)化對(duì)東部和中部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)影響的彈性系數(shù)分別為0.294和0.041，而西部地區(qū)的彈性系數(shù)雖為正，但不顯著?？梢?，城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響存在顯著的地區(qū)差異，其對(duì)東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)的正向影響更加明顯。城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響的地區(qū)差異，可能是由于城鎮(zhèn)化對(duì)消費(fèi)的促進(jìn)作用存在門檻效應(yīng)，這需要通過面板門檻模型進(jìn)行檢驗(yàn)，本文將在下一部分對(duì)此進(jìn)行分析和討論。

引入更多影響因素后，實(shí)證模型更為完善，進(jìn)而可以從人口結(jié)構(gòu)、消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整等多角度考察農(nóng)村居民消費(fèi)。結(jié)果如表2和表3所示，總撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比和少年撫養(yǎng)比的回歸系數(shù)均顯著，但作用方向不一致。農(nóng)村老年撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)有顯著的正向影響，而少兒撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)具有顯著的負(fù)向影響，總撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)具有顯著的負(fù)向影響，可見，少兒撫養(yǎng)比的負(fù)向影響作用大于老年撫養(yǎng)比的正向影響作用?？偟膩砜?，農(nóng)村總撫養(yǎng)比呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，其中少兒撫養(yǎng)比呈下降趨勢(shì)，而老年撫養(yǎng)比呈上升的趨勢(shì)；由于老年撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)有正向影響，而少兒撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)具負(fù)向影響，因此，農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)的演變并不是農(nóng)村消費(fèi)不足的原因，相反，農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)的變化促進(jìn)了農(nóng)村居民消費(fèi)的增長。

總體來看，我國農(nóng)村消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)與農(nóng)村居民消費(fèi)顯著正相關(guān)，其中，東部和中部地區(qū)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響不顯著，但是西部地區(qū)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)消費(fèi)表現(xiàn)出顯著正向影響。其原因可能是西部地區(qū)生活水平較低，且消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)意識(shí)與東部地區(qū)存在較大的差異，因此，以每百戶洗衣機(jī)擁有量衡量的消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)東部地區(qū)的影響不顯著，而對(duì)收入水平較低的西部地區(qū)的影響較為顯著。此外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響的估計(jì)結(jié)果與消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)類似，對(duì)中西部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)影響顯著，而對(duì)東部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)無顯著影響。

3.面板門檻效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

表4報(bào)告了采用城鎮(zhèn)化率為門檻變量，經(jīng)過自抽法（Bootstrap）模擬500次后得到的檢驗(yàn)結(jié)果，從F值和P值結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，單一門檻和雙重門檻效應(yīng)分別在1%水平和10%水平顯著，而三重門檻效應(yīng)不顯著，其P值為0.972。可見，城鎮(zhèn)化對(duì)各地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)影響的差異與非線性的區(qū)制變化相關(guān)，即存在顯著的門檻效應(yīng)。根據(jù)顯著性水平，本文采用單一門檻模型，單一門檻的估計(jì)值為0.589，說明東部地區(qū)的北京、天津、江蘇、上海等省區(qū)已跨過門檻，而其他大部分省區(qū)還未跨過門檻，尤其是西部地區(qū)的省區(qū)AN城鎮(zhèn)化水平均處于檻值以下。

門檻個(gè)數(shù)和門檻值確定后，可以將30個(gè)省區(qū)劃分為兩個(gè)不同的區(qū)制，分別為城鎮(zhèn)化水平較低的區(qū)制（URBAN≤0.589）和城鎮(zhèn)化水平較高的區(qū)制（URBAN>0.589）。相應(yīng)的模型的具體形式隨之確定，面板門檻模型的估計(jì)結(jié)果如表5所示。城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)村居民消費(fèi)顯著正相關(guān)，在城鎮(zhèn)化水平低于等于0.589時(shí)，農(nóng)村居民收入每提高1.0%，則農(nóng)村居民消費(fèi)將增加0.308%；而當(dāng)城鎮(zhèn)化水平高于0.589時(shí)，農(nóng)村居民收入每提高1.0%，則農(nóng)村居民消費(fèi)將增加0.344%?？梢姡?dāng)城鎮(zhèn)化水平處于較強(qiáng)的區(qū)制時(shí)，推進(jìn)城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村消費(fèi)的促進(jìn)作用更大。進(jìn)一步分析還可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化門檻效應(yīng)的門檻估計(jì)值0.589高于我國現(xiàn)階段的城鎮(zhèn)化水平0.537（2013年），表明要想更大發(fā)揮城鎮(zhèn)化促進(jìn)農(nóng)村消費(fèi)的作用，應(yīng)進(jìn)一步加快我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程，尤其是中西部次發(fā)達(dá)地區(qū)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程，這樣可以對(duì)提升農(nóng)村居民消費(fèi)水平起到推動(dòng)作用，進(jìn)而帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長。

4.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采用了三種方法檢驗(yàn)前文中回歸模型參數(shù)的估計(jì)結(jié)果是否具有穩(wěn)健性：（1）增減解釋變量指標(biāo)以檢驗(yàn)城鎮(zhèn)化影響農(nóng)村居民消費(fèi)的穩(wěn)健性。以表2為例，在模型（I）采用農(nóng)村居民收入和城鎮(zhèn)化為解釋變量的基礎(chǔ)上，擴(kuò)展模型增加了人口年齡結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、消費(fèi)升級(jí)等解釋變量，結(jié)果表明本文的結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。（2）使用替代變量檢驗(yàn)各因素對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響的穩(wěn)健性。首先，選用總撫養(yǎng)比代表人口年齡結(jié)構(gòu)變量，同時(shí)將其分解成為老年撫養(yǎng)比和少兒撫養(yǎng)比兩個(gè)部分，并分別進(jìn)行回歸分析；其次，面板門檻模型依據(jù)城鎮(zhèn)化程度將樣本劃分為兩個(gè)區(qū)制，經(jīng)過重復(fù)以上測(cè)試，各變量的估計(jì)結(jié)果基本一致，進(jìn)一步驗(yàn)證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。（3）剔除四個(gè)直轄市（東部地區(qū)的北京、上海、天津和西部地區(qū)的重慶）和中部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平較高的黑龍江之后，檢驗(yàn)城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，結(jié)果也表明本文分析結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。由于篇幅限制，這里沒有報(bào)告檢驗(yàn)結(jié)果。

四、結(jié)論與政策建議

本文運(yùn)用2002—2012年中國省際面板數(shù)據(jù)分析城鎮(zhèn)化等因素對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，結(jié)果表明：城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村消費(fèi)具有顯著為正的影響，加快推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程將有利于啟動(dòng)和拓展農(nóng)村居民消費(fèi)市場(chǎng)，促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)；城鎮(zhèn)化與農(nóng)村居民消費(fèi)增長的關(guān)系存在地區(qū)差異，東部地區(qū)城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響顯著為正，且影響作用大于中部和西部地區(qū)，而西部地區(qū)城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響并不顯著；城鎮(zhèn)化對(duì)我國農(nóng)村居民消費(fèi)的影響存在顯著的單一門檻效應(yīng)，門檻估計(jì)值為0.589，當(dāng)城鎮(zhèn)化水平處于較強(qiáng)的區(qū)制（大于50.589）時(shí)，推進(jìn)城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村消費(fèi)的促進(jìn)作用更大，而我國大部分省區(qū)現(xiàn)階段的城鎮(zhèn)化水平仍低于門檻估計(jì)值，西部地區(qū)尤為明顯。因此，為充分發(fā)揮城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的促進(jìn)作用，應(yīng)進(jìn)一步加快我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程，尤其是中西部次發(fā)達(dá)地區(qū)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程，進(jìn)而提升農(nóng)村居民消費(fèi)水平，助推整體經(jīng)濟(jì)增長。

中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，新型城鎮(zhèn)化發(fā)展涉及面廣、影響因素多，是一個(gè)長期而又復(fù)雜的系統(tǒng)工程，本文結(jié)合實(shí)證結(jié)果，提出如下政策建議：（1）各地要根據(jù)地區(qū)特點(diǎn)制定不同的城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略，科學(xué)合理布局。在推進(jìn)城鎮(zhèn)化過程中需要用發(fā)展的眼光分析城鎮(zhèn)發(fā)展的優(yōu)勢(shì)和制約因素，規(guī)劃好城鎮(zhèn)發(fā)展容量和擴(kuò)展方向，結(jié)合地區(qū)特點(diǎn)積極穩(wěn)妥地推進(jìn)，切實(shí)促進(jìn)農(nóng)村居民生活和消費(fèi)水平的升級(jí)。（2）城鎮(zhèn)化進(jìn)程中要立足于地區(qū)特點(diǎn)和優(yōu)勢(shì)，將城鎮(zhèn)化和工業(yè)化積累的優(yōu)勢(shì)條件轉(zhuǎn)化為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的現(xiàn)實(shí)動(dòng)力，重視產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，引導(dǎo)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。（3）推進(jìn)綠色發(fā)展，經(jīng)濟(jì)、務(wù)實(shí)地提升城鎮(zhèn)化質(zhì)量。必須從土地城鎮(zhèn)化向人口城鎮(zhèn)化轉(zhuǎn)變，優(yōu)化農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)，提高農(nóng)村人口素質(zhì)；以綠色產(chǎn)業(yè)為載體，推動(dòng)農(nóng)村第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村消費(fèi)增長與綠色可持續(xù)發(fā)展的良性循環(huán)。

參考文獻(xiàn)：

蔡思復(fù).1999.城市化是克服市場(chǎng)需求不足的根本途徑[J].中南財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)（5）：2426.

杜長樂.2002.農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)的潛力分析及啟動(dòng)思路[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)（5）：7175.

胡日東，蘇梽芳.2007.中國城鎮(zhèn)化發(fā)展與居民消費(fèi)增長關(guān)系的動(dòng)態(tài)分析——基于VAR模型的實(shí)證研究[J].上海經(jīng)濟(jì)研究（5）：5865.

姜百臣，馬少華，孫明華.2010.社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)行為的影響機(jī)制分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)（11）：3239.

蔣南平，王向南，朱琛.2011.中國城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的啟動(dòng)——基于地級(jí)城市分城鄉(xiāng)的數(shù)據(jù)[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究（3）：6267.

李金昌，竇雪霞.2007.經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期中國農(nóng)村居民消費(fèi)與收入關(guān)系變遷實(shí)證分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)（7）：4552.

李強(qiáng)，陳宇琳，劉精明.2012.中國城鎮(zhèn)化“推進(jìn)模式”研究[J].中國社會(huì)科學(xué)（7）：82100.

李通屏，程勝，倪琳，錢佳.2013.中國城鎮(zhèn)化的消費(fèi)效應(yīng)研究[J].中國人口科學(xué)（3）：1927.

李文星，徐長生，艾春榮.2008.中國人口年齡結(jié)構(gòu)和居民消費(fèi)：19892004[J].經(jīng)濟(jì)研究（7）：118129.

劉紅梅，張忠杰，王克強(qiáng).2012.中國城鄉(xiāng)一體化影響因素分析——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的引力模型[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)（8）：415.

劉建國.2002.城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向的比較與城市化戰(zhàn)略[J].上海經(jīng)濟(jì)研究（10）：5460.

劉志飛，顏進(jìn).從居民消費(fèi)角度看城市化道路的選擇[J].城市問題（3）：3639.

孫虹喬，朱琛.2012.中國城鎮(zhèn)化與農(nóng)村消費(fèi)增長的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策（5）：9093.

譚江蓉，楊云彥.2012.人口流動(dòng)、老齡化對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響[J].人口學(xué)刊（6）：915.

徐會(huì)奇，李敬強(qiáng).2009.不同收入來源對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響及對(duì)策[J].經(jīng)濟(jì)縱橫（3）：4446.

薛賀香.2013.城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與農(nóng)村居民消費(fèi)互動(dòng)的實(shí)證研究[J].廣東商學(xué)院學(xué)報(bào)（6）：8188.

楊文舉.2007.中國城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯（1）：7881.

尹世杰.2001.關(guān)于綠色消費(fèi)一些值得研究的問題[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì)（6）：37.

朱勤.2014.城鎮(zhèn)化對(duì)中國城鄉(xiāng)人口老齡化影響的量化分析[J].中國人口科學(xué)（5）：2435.