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

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

肖忠意1，趙忱忱2，李思明3

(1．西南政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，重慶 401120；2．西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶 400716；3.中國社會科學(xué)院 金融研究所 博士后流動站，北京 100028)

摘要：推進(jìn)城鎮(zhèn)化是增加我國農(nóng)村消費需求，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)、消費結(jié)構(gòu)升級等因素對農(nóng)村居民消費的影響，結(jié)果表明：城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民消費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)化對農(nóng)村居民消費增長的作用大于西部地區(qū)；城鎮(zhèn)化對我國農(nóng)村居民消費的影響存在顯著的單一門檻效應(yīng)，門檻估計值為0.589，在城鎮(zhèn)化水平高(大于0.589)的地區(qū)，城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民消費的促進(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)化對農(nóng)村居民消費的促進(jìn)作用。

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

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占國內(nèi)GDP總量的比重卻呈明顯下降趨勢。中國目前是世界上居民消費率最低的國家之一，到2012年已經(jīng)下降到35.1%，而東亞幾個發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體在相當(dāng)一段時期的消費率都處于60%~70%之間；同時，中國消費對經(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)居民消費對GDP的貢獻(xiàn)份額高達(dá)71.2%、57.5%和58.4%，顯著高于中國。事實上，國內(nèi)居民消費不足，尤其是農(nóng)村居民的消費不足已經(jīng)成為制約我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的一個重要因素。目前，我國農(nóng)村居民消費遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于城鎮(zhèn)居民消費，占全國人口47.4%的農(nóng)村居民的消費支出卻只占全國消費支出總量的24.2%，僅占GDP總量的7.3%；更加值得關(guān)注的是，我國農(nóng)村居民消費占GDP比重的下降速度比城鄉(xiāng)居民總消費的下降更快。因此，作為居民消費重要組成部分的農(nóng)村居民消費的增加對于擴(kuò)大內(nèi)需，實現(xiàn)中國從出口依賴型增長向消費增長的路徑轉(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)居民消費需求的戰(zhàn)略目標(biāo)，城鎮(zhèn)化發(fā)展與城鄉(xiāng)居民消費需求增長之間的相互關(guān)系也成為社會各界關(guān)注的焦點。國內(nèi)學(xué)者基于不同視角，對影響農(nóng)村居民的消費因素展開了多方面的探討，形成了豐富的理論和實踐成果。在傳統(tǒng)的西方消費理論框架中，收入是影響居民消費行為的最主要因素。農(nóng)村居民較低的收入水平制約了其消費及升級(尹世杰，2001；徐會奇 等，2009)，收入增速緩慢也是抑制消費需求的因素(杜長樂，2002)。其他一些學(xué)者還分析了財政支出(李金昌 等，2007)、社會保障(姜百臣 等，2010)、人口年齡結(jié)構(gòu)(李文星 等，2008；譚江蓉 等，2012)等多種因素與消費的關(guān)系。盡管這些研究對我國農(nóng)村消費問題進(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的研究尚處于起步階段。

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

從現(xiàn)有的實證研究來看，國內(nèi)學(xué)者基于用不同分析方法就我國城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)居民消費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)戶的消費需求和投資需求，同時由于農(nóng)村居民預(yù)期收入增長緩慢，導(dǎo)致其邊際消費傾向下降。胡日東和蘇梽芳(2007)基于VAR模型發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化發(fā)展對城鄉(xiāng)居民消費增長有促進(jìn)作用，特別是對農(nóng)村居民消費增長的累積效應(yīng)大于對城鎮(zhèn)居民消費的累積效應(yīng)。薛賀香(2013)通過VAR模型分析發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程對農(nóng)村居民消費增長具有長期促進(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)居民消費的增長，總體上看對城鎮(zhèn)居民消費增長的促進(jìn)作用大于農(nóng)村居民。孫虹喬和朱琛(2012)基于我國205個地級市的截面數(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)程對改變居民消費行為具有顯著的影響。但也有部分學(xué)者對城鎮(zhèn)化與居民消費增長的關(guān)系存在爭議，如劉志飛等(2004)認(rèn)為城鎮(zhèn)化對居民消費率上升的貢獻(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率的提高。

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 等，2012)。中國城鎮(zhèn)化在同一時期呈現(xiàn)出多個發(fā)展階段并存的特點，因此，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長、居民消費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)消費起到積極的作用，但是目前還缺乏研究城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民消費影響的地區(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)、消費結(jié)構(gòu)升級等因素，利用2002—2012年我國省際面板數(shù)據(jù)實證分析城鎮(zhèn)化等因素對農(nóng)村居民消費的影響，并重點探討其地區(qū)差異；同時，進(jìn)一步通過面板門檻模型刻畫城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民消費的非線性影響，以期進(jìn)一步揭示不同城鎮(zhèn)化水平對農(nóng)村居民消費影響的差異，并為政策制定者提供參考。

二、研究設(shè)計

1.模型設(shè)定

為了探究城鎮(zhèn)化等因素對我國農(nóng)村居民消費的影響，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代表時間單元，ηi代表不同地區(qū)不可觀測的地區(qū)特征，εi,t為非特異誤差項。

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為消費結(jié)構(gòu)升級，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，本文對面板數(shù)據(jù)各變量進(jìn)行自然對數(shù)變換。在估計方法的選擇上，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)估計法。

由于我國各個地區(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)化對農(nóng)村居民消費的影響可能存在區(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，該方法不僅能估計出門檻值，而且能對門檻值的正確性和內(nèi)生門檻效應(yīng)進(jìn)行顯著性檢驗。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)括號內(nèi)不等式為真時，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)對計量方程進(jìn)行回歸估計，通過固定效應(yīng)模型轉(zhuǎn)換，在求得門檻值γ的同時估計系數(shù)參數(shù)；(2)檢驗門檻效應(yīng)是否顯著；(3)檢驗門檻值，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擁有量(臺/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)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》，部分省區(qū)數(shù)據(jù)來源于地方統(tǒng)計年鑒?？紤]到2002年后國家統(tǒng)計局對城鄉(xiāng)農(nóng)村居民的統(tǒng)計口徑調(diào)整以及數(shù)據(jù)的可得性，本文實證分析采用中國除港澳臺和西藏以外的30個省區(qū)2002—2012年的省際面板數(shù)據(jù)，并分別對全國、東部、中部和西部進(jìn)行實證分析。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個省區(qū)，中部地區(qū)為其余9個省區(qū)。

三、實證分析結(jié)果

1.變量的描述性統(tǒng)計分析

本文模型中所使用的變量的描述性統(tǒng)計值如表1所示。我國農(nóng)村居民人均純收入和消費支出的均值分別為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)計可以看出，分地區(qū)的農(nóng)村居民收入、消費支出、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．實證估計方法與結(jié)果

本文首先對全國及東部、中部、西部地區(qū)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行固定效應(yīng)模型、隨機效應(yīng)模型、混合數(shù)據(jù)模型的判定。根據(jù)Hausman檢驗和F檢驗結(jié)果，固定效應(yīng)模型在統(tǒng)計意義上是顯著的，是適合本文數(shù)據(jù)特點的估計模型，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)村居民收入對農(nóng)村居民消費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各個地區(qū)農(nóng)村居民消費均有正向影響，其中西部地區(qū)農(nóng)村居民收入增加對促進(jìn)消費有更大的正向作用。從全國水平來看，城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民消費的彈性系數(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)村居民消費的增長；分地區(qū)來看，城鎮(zhèn)化對東部和中部地區(qū)農(nóng)村居民消費影響的彈性系數(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?？梢姡擎?zhèn)化對農(nóng)村居民消費的影響存在顯著的地區(qū)差異，其對東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村居民消費的正向影響更加明顯。城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民消費影響的地區(qū)差異，可能是由于城鎮(zhèn)化對消費的促進(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，本文將在下一部分對此進(jìn)行分析和討論。

表1　各變量描述性統(tǒng)計分析結(jié)果

表2　全國農(nóng)村居民消費面板回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示10%、5 %、1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

表3　分地區(qū)農(nóng)村居民消費面板回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示10%、5 %、1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

引入更多影響因素后，實證模型更為完善，進(jìn)而可以從人口結(jié)構(gòu)、消費結(jié)構(gòu)升級、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整等多角度考察農(nóng)村居民消費。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)比對消費有顯著的正向影響，而少兒撫養(yǎng)比對消費具有顯著的負(fù)向影響，總撫養(yǎng)比對消費具有顯著的負(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，其中少兒撫養(yǎng)比呈下降趨勢，而老年撫養(yǎng)比呈上升的趨勢；由于老年撫養(yǎng)比對消費有正向影響，而少兒撫養(yǎng)比對消費具負(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)村居民消費的增長。

總體來看，我國農(nóng)村消費結(jié)構(gòu)升級與農(nóng)村居民消費顯著正相關(guān)，其中，東部和中部地區(qū)消費結(jié)構(gòu)升級對農(nóng)村居民消費的影響不顯著，但是西部地區(qū)消費結(jié)構(gòu)升級對消費表現(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，且消費結(jié)構(gòu)升級意識與東部地區(qū)存在較大的差異，因此，以每百戶洗衣機擁有量衡量的消費結(jié)構(gòu)升級對東部地區(qū)的影響不顯著，而對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)整對農(nóng)村居民消費影響的估計結(jié)果與消費結(jié)構(gòu)升級類似，對中西部地區(qū)農(nóng)村居民消費影響顯著，而對東部地區(qū)農(nóng)村居民消費無顯著影響。

3.面板門檻效應(yīng)估計結(jié)果

表4報告了采用城鎮(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?？梢姡擎?zhèn)化對各地區(qū)農(nóng)村居民消費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。

表4　城鎮(zhèn)化的門檻效應(yīng)檢驗和門檻值估計結(jié)果

注：檢驗結(jié)果為自抽法(Bootstrap)模擬500次后得到的結(jié)果；*、**、***表示10%、5 %、1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

門檻個數(shù)和門檻值確定后，可以將30個省區(qū)劃分為兩個不同的區(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結(jié)果如表5所示。城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)村居民消費顯著正相關(guān)，在城鎮(zhèn)化水平低于等于0.589時，農(nóng)村居民收入每提高1.0%，則農(nóng)村居民消費將增加0.308%；而當(dāng)城鎮(zhèn)化水平高于0.589時，農(nóng)村居民收入每提高1.0%，則農(nóng)村居民消費將增加0.344%?？梢?，當(dāng)城鎮(zhèn)化水平處于較強的區(qū)制時，推進(jìn)城鎮(zhèn)化對農(nóng)村消費的促進(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，這樣可以對提升農(nóng)村居民消費水平起到推動作用，進(jìn)而帶動經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長。

4.穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采用了三種方法檢驗前文中回歸模型參數(shù)的估計結(jié)果是否具有穩(wěn)健性：(1)增減解釋變量指標(biāo)以檢驗城鎮(zhèn)化影響農(nóng)村居民消費的穩(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、消費升級等解釋變量，結(jié)果表明本文的結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。(2)使用替代變量檢驗各因素對農(nóng)村居民消費影響的穩(wěn)健性。首先，選用總撫養(yǎng)比代表人口年齡結(jié)構(gòu)變量，同時將其分解成為老年撫養(yǎng)比和少兒撫養(yǎng)比兩個部分，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區(qū)制，經(jīng)過重復(fù)以上測試，各變量的估計結(jié)果基本一致，進(jìn)一步驗證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。(3)剔除四個直轄市(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，檢驗城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民消費的影響，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，這里沒有報告檢驗結(jié)果。

表5　城鎮(zhèn)化對全國農(nóng)村居民消費影響的門檻回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示10%、5 %、1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

四、結(jié)論與政策建議

本文運用2002—2012年中國省際面板數(shù)據(jù)分析城鎮(zhèn)化等因素對農(nóng)村居民消費的影響，結(jié)果表明：城鎮(zhèn)化對農(nóng)村消費具有顯著為正的影響，加快推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程將有利于啟動和拓展農(nóng)村居民消費市場，促進(jìn)農(nóng)村居民消費；城鎮(zhèn)化與農(nóng)村居民消費增長的關(guān)系存在地區(qū)差異，東部地區(qū)城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民消費的影響顯著為正，且影響作用大于中部和西部地區(qū)，而西部地區(qū)城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民消費的影響并不顯著；城鎮(zhèn)化對我國農(nóng)村居民消費的影響存在顯著的單一門檻效應(yīng)，門檻估計值為0.589，當(dāng)城鎮(zhèn)化水平處于較強的區(qū)制(大于50.589)時，推進(jìn)城鎮(zhèn)化對農(nóng)村消費的促進(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值，西部地區(qū)尤為明顯。因此，為充分發(fā)揮城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民消費的促進(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，是一個長期而又復(fù)雜的系統(tǒng)工程，本文結(jié)合實證結(jié)果，提出如下政策建議：(1)各地要根據(jù)地區(qū)特點制定不同的城鎮(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)特點積極穩(wěn)妥地推進(jìn)，切實促進(jìn)農(nóng)村居民生活和消費水平的升級。(2)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中要立足于地區(qū)特點和優(yōu)勢，將城鎮(zhèn)化和工業(yè)化積累的優(yōu)勢條件轉(zhuǎn)化為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的現(xiàn)實動力，重視產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，引導(dǎo)農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級。(3)推進(jìn)綠色發(fā)展，經(jīng)濟(jì)、務(wù)實地提升城鎮(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，推動農(nóng)村第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，實現(xiàn)農(nóng)村消費增長與綠色可持續(xù)發(fā)展的良性循環(huán)。

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CLC number: F291.1；F328Document code: AArticle ID：1674-8131(2015)03-0016-08

(編輯：夏冬；段文娟)

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Regional Difference of the Impact of Urbanizationon Rural Consumption and Its Threshold Effect

XIAO Zhong-Yi1, ZHAO Chen-Chen2, LI Si-ming3

(1.School of Economics, Southwest University of Politic Science and Law, Chongqing, 401120, China;

2.College of Economics and Management, Southwest University, Chongqing, 400716, China; 3.Institute of

Finance and Banking, Chinese Academy of Social Sciences, Beijing, 100028, China)

Abstract:The promotion of urbanization in China is proposed to expand rural consumption demand as well as be an important breakthrough to increase domestic demand. This article empirically analyzes effects of urbanization, population structure, consumption structure upgrading on the rural consumption by using the provincial panel data of China over the period 2002-2012. The findings show that urbanization process is positively related to rural consumption with regional difference that there is greater impact of urbanization on rural consumption in the East than that in the West. Another finding is that there is significant single threshold effect of urbanization on rural consumption and the threshold estimation is 0.589. In the regions with high level of urbanization(>0.589), there is greater impact of urbanization on rural consumption, but majority of provinces in China haven’t reached the threshold value. This paper proposes that it is necessary to further accelerate the urbanization process in China especially in undeveloped regions like the central and western regions and to give full play of the urbanization to rural consumption.

Key words:new type urbanization；rural consumption；rural population structure；consumption structure upgrading；threshold effect；regime switching；threshold estimation；increasing domestic demand

中圖分類號：F291.1；F328

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號：1674-8131(2015)03-0016-08

收稿日期：*2015-01-12；修回日期：2015-02-19基金項目：國家社會科學(xué)基金青年項目(14CJY049)；2014年西南政法大學(xué)資助項目(2014-XZRCXM009)作者簡介：肖忠意(1983—)，男，重慶人；講師，博士，畢業(yè)于美國德州理工大學(xué)，現(xiàn)就職于西南政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，主要從事消費金融、金融市場、資產(chǎn)定價研究；Email:xiaozhongyi@swupl.edu.cn。

DOI：10.3969/j.issn.1674-8131.2015.03.03