9，20132013年第9期学习与探索No．(总第Serial．No．218218期)Study＆Exploration·经济增长与经济发展·城镇化促进最终消费的内在机制杨新铭(中国社会科学院经济研究所，北京100836)摘要：中国城镇化过程对于最终消费具有显著拉动作用，之所以表现出城镇化与最终消费率反向变化的原因就在于中国城镇化与一般国家城镇化过程不同。抑制城镇化促进消费的因素主要包括城乡居民收入差别、城乡二元经济结构效率差距以及产业要素背离等。因此，要使城镇化真正拉动最终消费，就应该在保持国民经济迅速、健康、稳定发展的同时提高城乡居民实际收入水平，缩小城乡居民收入差距。其中，关键在于实现城乡要素、商品市场一体化，用现代化改善传统农业，扭转中国经济的技术进步类型，破除城乡二元经济结构。关键词：城镇化；最终消费；二元经济结构中图分类号：F299文献标志码：A文章编号：1002—462X(2013)09—0090—08引言深入探讨。因为从20世纪80年代初以来，与城镇化快速发展形成鲜明对比的是中国国内需求出发达国家的发展经验与经济理论都表明，城现逐年下滑的态势。特别是2000年后，这种下滑市化与国内需求之间具有显著的正相关关系，即呈现加速态势。2000年中国最终消费率为随着城市化水平的不断提高，国内需求会不断上62．3％，但2010年最终消费率下滑到47．4％，而升。然而，中国的现实似乎呈现相反态势。改革且这一下滑的趋势并未出现停止或好转迹象。最开放以来，中国城镇化率逐渐上升，特别是1995终消费率下降与城镇化快速提高表明中国城镇化年以后，每年提高超过1个百分点，到2011年城与消费需求之间的关系与经济发展的一般经验有镇化率首次越过50％的门槛，2012年达到所区别。因此，只有深入分析中国城镇化与需求之52．6％。王小鲁等(2009)预测，2020年中国城市间的传递机制，才能真正利用城镇化来扩大内需，化率将达到57％，然而如果按照当前发展速度，促进经济结构调整和发展方式转变。到2020年中国的城镇化过程就已经结束了¨J。显然，中国城镇化已经进入快速发展的阶段，但与发达国家78％的城市化率相比无疑还有较大发展潜力。因此，城镇化将成为中国经济未来发展的巨大动力。但城镇化是否会拉动最终消费需求鲫加∞∞蚰∞卯m增长并使中国经济发展方式转向消费驱动则需要o19781980l孵21984l蛆619881990199219941990199820002002200't20062098201(图1改革开放以来城镇化与最终消费率变化过程收稿日期：2013—07—12基金项目：中国社会科学院创新工程项目“经济制度比较研究”；国家社会科学基金重点项目“我国城乡居民对于城镇化与居民消费需求的关系，国内学收入代际传递机制比较研究”者给予了广泛关注。大多数学者的研究表明中国(13AJL006)作者简介：杨新铭(1979一)，男，经济学博士，副研究的城镇化对居民消费需求具有拉动作用，如蔡唠员，副主任，从事发展经济学、制度经济学与中国经济改革(1999)就认为城市化会促进市场发育，并引起消研究。费水平和消费结构的变化[2I。蔡思复(1999)认·90·
为城镇化有利于改变传统就业结构，提高收入水其自身特点，因此，传统的理论不完全适用于对新平，进而扩大消费需求【3J。胡日东等(2007)的实型城镇化的分析。证研究表明，城镇化对居民消费增长有促进作用，2．复杂性，即新型城镇化是一个复杂的过程。而且对农村居民消费的累积效应大于对城镇居由于城镇化与传统城市化具有明显差别，因此，与民，对农村的正向拉动效应的持续时间比城镇更城市化自然转化过程不同，城镇化具有更为复杂长也更稳定Hj。与此相反，蒋南平等(2011)的研的特征。中国的城镇化包括人1：3城镇化、空间城究却表明中国城镇化过程显著地促进了城乡居民镇化、经济城镇化和社会城镇化四个方面内容。消费的增长，而且总体上城镇化对城镇居民消费只有完成了这四个层面的城镇化，才是实现真正增长的促进作用大于农村居民【引。孙虹乔、朱琛意义上的城镇化。从当前中国城镇化的过程来(2012)的实证研究表明城镇化有效促进了农村看，明显有注重人El城镇化和空间城镇化，忽视经消费的增长，且这一影响将随城镇化程度的提高济城镇化和社会城镇化的倾向。这主要是因为人而相应提高∞o；同时，由城镇化引致的农村收入、13与空间城镇化结合紧密且过程相对简单，成效教育及金融等方面的改善对农村居民消费也呈现短期可见。而且当前衡量城镇化水平的指标主要为正向影响。此外，更多的研究集中在从理论上是城镇人口占总人口的比重，即城镇化率。由于讨论城镇化引起消费增长的传导机理。户籍制度依然发挥着强大的作用，因此，中国当前虽然大多数研究认为城镇化有利于消费需求人口城镇化主要是转变乡村人口为城镇人口的过扩张，但也有部分学者对此提出质疑。范剑平等程，是行政转变而不是人口向城镇集中的迁移过(1999)的研究认为城市化对提高居民消费率的程。随着小城镇建设的扩大，大量近郊农村转变贡献几乎为零；王飞等(2003)的实证研究则表明为城镇，从而迅速实现了人口城镇化。由于不涉中国居民消费率与城镇化率负相关；刘志飞等及人口迁移，只是将原有农村农业户籍人口就地(2004)也认为城镇化对居民消费率上升的贡献转变为城镇非农业户籍人口，因此，这一转变既不几乎为零，而且农村人口就地城镇化的小城镇化存在技术障碍，也不涉及制度障碍。从空间上讲，模式抑制了中国居民消费率的提高。一方面通过将农村人口向小城镇聚集可以将节约一、中国城镇化的特征的大量非农用地提供给第二、三产业发展需要；另一方面通过小城镇建设与公共设施配套建设等可无论是从过程看，还是从内容看，中国的城镇以在短时间内增加投资需求和刺激经济增长。显化与国外城市化相比都具有明显的差别，这些差然，中国当前城镇化人为割裂了四位一体的过程别表现在中国城镇化的特征上。(见图2)，使得人口城镇化与空间城镇化过快发1．独特性，即中国新型城镇化道路不同于传展，而经济城镇化和社会城镇化严重滞后，这就必统城市化，是具有中国特色的城镇化。中国特色然造成中国城镇化是一个长期复杂的过程，而不城镇化道路是按照统筹城乡、布局合理、节约土是短时间内就可以完成的。从步骤看，在实现人地、功能完善、以大带小的原则，促进大中小城市口、空间城镇化后，进一步发展应推动经济城镇和小城镇协调发展。其核心在于不以牺牲农业和化，即城乡经济一体化(改造传统农业)；最后实粮食、生态和环境为代价，着眼农民，涵盖农村，实现农村社会的城镇化，即改变农村传统、封闭、落现城乡基础设施一体化和公共服务均等化，促进后的生活状态。由于涉及人们行为改变与习惯养经济社会发展，实现共同富裕。而传统城市化是成，这显然需要更长的时间来完成。一个地区的人口向城镇和城市相对集中的过程。由此可见，中国城镇化过程实际上是跳跃了由农村向城市集中这一过程，而是以人口就地转化为特征的。显然，中国的新型城镇化是在借鉴其他ii臣黑赢口詈■L墨鳖_一L堂圆叫国家城市化过程基础上，为规避城市化弊端(如大城市病)而产生的，这就决定了这一过程具有图2城镇化过程·91·
3．滞后性，即新型城镇化是在工业化完成之化要通过人口城镇化与空间城镇化逐步实现农村后加速的。一般的城市化过程是城市以工业为标经济现代化为基础的农村牡会的城镇化，从而拉志的经济快速发展，对劳动力形成巨大需求，并吸动中国经济由投资驱动转向消费拉动。农村经济引农村居民向城市转移(定居、就业)，从而实现长期以农业为主，时至今日，靠天吃饭的农业并没人口、空间与经济、社会城市化的同步发展。因有发生根本变化，落后的农业抑制了农民收入提此，传统城市化是以工业化为驱动力量，以就业增高，从而使农民长期处于低消费状态。因此，城镇长为基础的。与此相对应，中国工业化初步完成化首先就是要使传统的农村经济现代化，即用现在新中国成立最初的28年，到改革开放初中国成代工业或第三产业生产方式和经营模式来改造传功地构造了相对独立、比较完整的工业体系。工统耕作方式，从而改善农村居民收入状况。其次，业化进程由起步阶段进入工业化的初级阶段。要真正实现农村经济现代化和农村社会的城镇1978年，第二、三产业创造的GDP超过70％，其化，就必须实现城乡一体化。城乡一体化就是要中工业将近48％。相比于工业化的发展，中国的实现城乡统一的要素与产品市场，实现城乡公共城镇化率严重滞后，1978年城镇化率不足20％。服务均等化。由此必须打破长期形成的城乡分割尽管改革开放以后，城镇化进程加速，但到1995的政策、制度歧视，将农村居民纳入现代公共服务年以前，城镇化与工业化的速度基本相当，因此城范围之内。长期以来，公共服务在城乡二元经济镇化落后于工业化的状况并没有改善。图3表及其相适应的二元制度下不能被农村居民所享明，在1995年之前，工业化与城镇化呈平行发展受，从而在医疗、教育、养老等基本公共服务方面态势。1995年以后，城镇化明显加速，城镇化与工业化之间的差距才有所缩小。都要农村居民个人承担，加重了农村居民的预期支出，压缩了当期消费。对于中国城镇化落后于工业化的现实，人们往往将原因归结到户籍制度等制度壁垒，即认为户籍制度的存在阻碍了农村居民向城镇的永久性转移，从而抑制了城镇化的发展。但实际上，户籍制度等制度性障碍只是阻止农民向城市转移的工具，真正原因在于中国工业发展技术类型。新中国成立之初，结合国内外具体情况，在借鉴苏联发展经验基础上，中国形成了以重工业为主导的工图3改革开放以来城镇化与工业化过程业体系，轻重工业结构严重失调。因此，中国完备的工业体系在建立之初就带有明显的资本、技术密集特征，吸纳劳动力就业能力有限。从图3可二、计量模型与变量选择以清楚看出，中国第二、三产业的GDP比重与其由以上分析可知，中国城镇化过程具有与一就业比重严重不匹配，而且1978年以后随着农业般城市化进程不同的特殊性。这就需要针对中国与轻工业的发展，这一状况有所改善，但并没有发城镇化的特殊性对城镇化与消费之间的关系进行生根本性变化。因此，城镇化落后于工业化的根实证分析，以挖掘阻碍城镇化过程中抑制消费增本原因在于中国工业化带有显著的资本偏向特长的因素。征，而户籍制度等制度障碍只是这种发展模式的I．计量模型。本文主要通过改革开放以来的产物。由此可见，单纯改变户籍制度或将农村户数据对城镇化与消费需求之间的关系进行实证分口转变为城镇户口并不能从根本上加速城镇化。析，研究城镇化与消费变化的传导机理。因此，本也不能由此促进需求的扩张。文的实证模型如下：需要指出的是，城镇化本质是公共服务的均CD=c+otUR+piSxi+s等化与农村经济现代化。显然人口城镇化与空间其中，CD为消费率，UR为城镇化率，X是与城镇化并不是新型城镇化道路的目的，新型城镇消费相关的控制变量，c、d、B为待估参，8为误·92．
差项。适当，收入均等化程度越高，消费率也就越高。需要指出的是，尽管模型中UR为主要被解(5)要素市场。打破城乡割裂的二元要素市释变量，但鉴于中国城镇化的特殊性，不应预设城场，新型城镇化就是要促进城乡统一的要素市场镇化与消费之间为简单线性关系，因此，该模型仅形成。主要的要素市场包括两个，即资本市场和是将主要变量列入其中，具体关系需要在实证分劳动力市场。统一的市场条件下，城乡要素市场析后给出。将呈现均等化趋势，即资本与劳动力在城乡之间2．变量选择呈现均等化分布，城乡之间不存在资本与劳动力(1)消费率。消费率即最终消费率，鉴于本要素差距。因此，本文选取城乡之间金融要素差文研究的是城镇化对于消费的影响，因此，本文选距，作为资本分布差距，即以城乡居民储蓄差异来取最终消费率为被解释变量。反映城乡金融要素差异状况。劳动力要素差距主(2)城镇化率。城镇化率是本文的核心解释要是城乡之间劳动力素质差距，用受教育程度之变量，与大多数研究一样，本文也以人口作为衡量比来反映。鉴于统计资料缺乏，难以得到连续的城镇化率的指标，即城镇人口占总人口的比重。数据，因此只能以劳动力负担差异来作为城乡居(3)收入水平与收入结构。收人是决定消费民劳动力差异的替代指标。的根本因素，但收人包括两类指标：收入水平和收(6)商品市场。二元对比系数反映的城乡之入结构。收入水平即人均收入，将城镇居民人均间经济效率差距，要素市场差距说明城乡之间要可支配收入与农村居民人均纯收入分别以城乡人素分布不均等，也反映了城乡之间经济结构的差口占比为权数加权后即得到城乡居民人均收入。异。对于商品市场而言，城乡统一的商品市场理本文的收人结构指城乡居民收入分配结构，即城论上说在改革开放至今应该已经弥合。然而，以乡居民收入差距，而非城乡居民的收入构成。因剪刀差特别是比值剪刀差在当前依然存在，这就为根据边际消费倾向递减规律，收入越高的阶层意味着城乡之间统一的商品市场实际上并没有完消费倾向越低，即消费占其收入比重越低，因此，全实现。因此，以比值剪刀差代表城乡商品市场收入分配结构也会影响消费变化。在城镇化过程二元程度。随着城镇化的实现，城乡之间统一的中所涉及的收人结构主要是城乡居民收入分配结商品市场最终会实现。构，即城乡居民收人差距。本文选择城乡收入差(7)经济发展水平。除了上述指标外，经济别基尼系数作为衡量城乡居民收入结构的指标。发展水平也是影响经济结构、城镇化水平以及消(4)经济结构。经济结构是决定居民收入的费结构的重要指标，为此，本文选取人均国民收入重要因素，长期以来农村居民收入低于城镇居民作为衡量经济发展水平的指标。的主要原因就在于城乡之间存在明显的经济结构差异，农村是以第一产业为主的传统经济，而城镇三、数据说明与检验则是以第二、三产业为主的现代经济。为了反映1．数据说明。本文所选择数据均为官方公开传统经济与现代经济之间存在的效率差异，本文的统计数据，具体包括《中国统计年鉴》(历年)，选取二元对比系数反映农业与非农业部门比较劳《中国金融统计年鉴》(2011)、《新中国60年统计动生产率差异。由于劳动生产率与劳动力收入正资料汇编》、《中国人口与社会保障年鉴》(2011)相关，因此，二元对比系数对于消费变化也存在影等。需要说明的是，尽管在控制变量中加入了价响，二元对比系数上升意味着城乡经济效率差距格剪刀差指标，但为了更好地体现经济的实际发扩大，这也必然导致城乡居民消费率的变化。此展状况，本文所使用的以货币为计量单位的数据外，前文分析表明中国经济技术进步带有明显的都剔除了价格因素，价格指数的基期为1952年。资本与技术偏向特征，因此，本文还选择第二、三表1给出了各变量的统计性描述状况。其中，产业GDP比重与第二、三产业就业比重之差作为FCR为最终消费率，UR为城镇化率，RY为城乡经济结构的第二个指标。两者差距越大，中国经居民人均实际收入，RG为城乡实际收入差别基济结构距离适当结构越远，差距越小经济结构越尼系，DCC为城乡二元对比系，IEI为产业要·93·
素偏离指数(第二、三产业GDP占比与就业占比列，这就说明实证检验结果通过了协整检验，也就之差)，URSD为城乡储蓄差异，LBD为城乡劳动是说不存在虚假回归。力负担差异，PSN为比值剪刀差指数，RPCI为人2．实证结果报告。从回归结果1来看，城镇均实际国民收入。化率的回归系数为负，即城镇化率与消费率之间2．数据检验。由于非平稳的经济时间序列数呈现负相关关系，也就是说中国的城镇化不但没据会引起虚假相关问题，也就是没有关系的两组有促进消费的增长，相反却抑制了消费的提高，这或多组时间序列可能在计量结果中出现相关性较与传统理论以及前文的分析不符。此外，调整可强的结果，因此，为避免出现虚假相关，在估计之绝系数达到0．824，这就意味着用城镇化解释了前我们首先对时间序列数据进行平稳性检验。需消费的82．4％，即指标选择较为适当。需要指出要指出的是，本文在进行回归时所使用的货币量的是，虽然方程拟合度较高，但由于D—w值只值的变量，如人均实际收入、人均实际国民收入等有0．299，也即方程残差存在严重的自相关，从而时间序列均取对数，以消除由于经济时间序列数回归系数失去有效性。之所以会出现D—W较据的异方差性所导致的估计结果无偏、一致与有低，有可能是因为遗漏了重要变量，因此，需要引效性质的丧失。表2给出了各变量的平稳性检验入控制变量。结果。具体来看，除了城镇化率(UR)、城乡价格结果2将与消费密切相关的收入水平与收入剪刀差指数(PSN)以及人均实际国民收入对数结构引入计量模型中。从方程的总体效果看，与(LRPCI)为非平稳序列，但其一阶差分为平稳序回归结果1相比，回归结果2的拟合优度有了较列，而最终消费率(FCR)、城乡居民人均收入对数大提高，而且D—W值也有所上升，这就意味着回(LRY)、城乡实际收人差别基尼系数(RG)、城乡归结果2优于回归结果1。从回归系数看，城镇二元对比系数(DCC)、产业要素偏离指数(IEI)、化率对最终消费的影响由负转正，但没有通过显城乡储蓄差异URSD与城乡劳动力负担差异著性检验。收入水平与最终消费呈现倒u型关(LBD)均为平稳序列。显然，这些变量既非全部系，且在1％的检验水平上通过显著性检验，这意都是平稳序列，也不是具有同阶差分的非平稳序味着随着城乡居民收人水平的提高，消费将出现列，因此，在计量回归过程中要进行协整检验，以先上升后下降的变化过程，这与边际消费倾向递确定变量之间的长期关系，从而排除可能产生的减规律相吻合。收入结构与消费率呈负相关关虚假回归。系，且在10％的水平上通过显著性检验，即城乡四、实证结果及分析收入差距越大(收入结构越分散)对于消费的提高越不利，这与前文分析一致。但鉴于D—w值1．检验步骤与方法说明。根据本文计量模型依然没有通过检验，也即方程残差依然存在自相进行的计量分析结果由下表3给出。在实证过程关，因此，应继续引入控制变量。中，首先检验的是城镇化率与最终消费率的关系，结果3引入经济结构DCC和IEI两个变量，在尝试不同的形式后，最终通过检验的还是城镇回归结果较2有了进一步提高。其中，拟合优度化率与最终消费率的线性关系方程。因此，该计进一步上升，且D—w值有较大幅度提高。从回量模型可以作为检验城镇化对消费影响的基本模归系数看，城镇化率对于消费率的作用继续为正，型。在回归过程中，逐渐引入控制变量，最终确定但不显著；收入水平与消费之间依然呈现倒U型城镇化与控制变量对扩大消费的作用。鉴于稳定关系，但也没有通过显著性检验；经济结构变量都性检验结果表明各变量既非全部都是平稳序列，与消费正相关的结果与理论分析相反，且未通过也非具有同阶差分的非平稳序列，因此，在计量结显著性检验；只有收入结构与消费负相关的结果果给出后，本文进行了协整检验，检验结果由表3未改变，且显著性大幅度提高。尽管城镇化率、收最后一行给出，以甄别回归结果是否为虚假回归。入水平与经济结构指标均未通过显著性检验，但从协整检验结果来看，表3中5个回归结果的残Wald检验结果表明，这四个变量是联合显著的差均通过ADF检验，即回归结果的残差为平稳序(见表4)，也就是说如果在回归时剔除这四个变·94·
量会导致模型的效果下降。鉴于并不能排除回归入分配差别基尼系数(RG)、城乡二元对比系数结果的自相关性，因此，应该继续引入控制变量。(DCC)、产业要素背离指数(IEI)和城乡资本差异结果4引入城乡要素差异LBD和URSD，结(URSD)不显著，但Wald检验拒绝它们同时为零果表明方程的拟合优度进一步提高，且D—W值的原假设，这说明四个指标是联合显著的，因此，也大幅度提高，接近不含自相关的程度，这意味着应该在方程中予以保留。新引入的PSN，即城乡引人城乡要素差异指标是恰当的。具体看各变量价格比值剪刀差指数对于最终消费率有正向拉动的回归系数，城镇化率对于消费的作用为正且大作用，这与一般理论分析差异较大，有待于进一步幅度提高，并通过1％水平的显著性检验，这就意分析。经济发展水平的人均实际国民收入与最终味着加速城镇化确实可以促进消费增长，而且这消费率也呈现倒U型变化过程，即随着经济进一一关系是长期而非短期的。收人水平与消费的关步发展最终消费率将呈现先上升后下降的过程，系依然呈现倒U型变化过程，即随着居民收入的这与收入水平提高的过程是一致的。最终消费率提高消费将呈现先上升后下降的过程。收入结构的倒U型变化是与边际消费倾向递减规律相一与消费关系为负且非常显著，即缩小城乡收入差致的。但需要指出的是，这种倒u型变化并不意距会提高消费率。城乡劳动力负担差异的作用为味着消费绝对数量的下降，相反绝对消费量仍将正且显著，即增加农村劳动力供给可以提高消费。上升，只不过随着经济发展与居民收入水平的提这主要是因为增加农村劳动力供给可以提高农村高，越来越多的收人将用于投资，特别是金融资产居民收入从而提高消费。代表经济结构的DCC、投资。这一点在发达国家居民财富结构中可以找IEI和代表城乡资本差异的URSD不显著，但同样到相关证据。Wald检验拒绝三个变量同时为零的原假设，因此，应该在方程中保留三个变量。结论与政策建议结果5进一步引入代表城乡商品市场一体化本文首先在回顾已有关于城镇化与消费关系程度的价格剪刀差和代表经济发展程度的人均实的研究基础上探讨了中国城镇化的特殊性，这些际国民收入两个指标。从回归结果的总体拟合程特殊性必然使城镇化过程对于消费的拉动作用受度看，结果5无疑优于前面4个回归结果。首先，到影响，从而表现为城镇化不断提高的同时消费回归结果总体拟合优度达到0．976，即最终消费率逐年下降的现象。根据中国城镇化的特殊性，率FCR变化的97．6％可以由结果5所列各变量我们认为造成城镇化与消费率反向变动的原因在解释。其次，D—W统计量显然通过检验，即残差于当前中国城乡二元经济结构显著，居民收入水中不再含有自相关，也就是说结果5所列各变量平较低与收入差距过大，城乡要素市场一体化程的回归系数是无偏、有效的，这比前4个结果都可度过低，商品市场并没有摆脱城镇“掠夺”农村的靠。从各变量的回归结果看，城镇化对最终消费现实以及当前经济发展阶段等因素的影响。基于的提高具有显著的促进作用，城镇化率每上升此，本文构建了计量模型，逐渐从消费率变化中扣1％，最终消费率将上升1．5％。由此可见，加速除非城镇化因素，从而得到真实长期稳定的城镇中国城镇化进程对于由投资驱动向消费驱动的增化与最终消费的关系。最终结果表明，中国城镇长模式转变具有重要意义。城乡居民人均实际收化过程对于消费具有显著拉动作用，这与蔡畴等入与最终消费率呈倒u关系，且与结果4相比显的研究成果一致。之所以有研究得出城镇化与消著性和作用程度都有所下降，这可能与将人均实费无关或城镇化抑制了消费的原因是因为在实证际国民收入纳入方程有关。因为城乡居民人均实过程中可能存在重要变量遗漏的情况，这类似于际收入水平从一定程度上也反映了一国经济发展本文实证结果1—3，只要继续引入控制变量或对阶段，只不过与人均实际国民收入相比略有不足，时间序列数据进行稳定性处理就可以解决。需要因此，将人均实际国民收人纳入方程后，实际上是指出的是，城镇化对于最终消费的这种正向拉动把经济发展因素单独剔除出居民收人水平，回归作用被城乡收入差别、城乡二元经济结构效率差结果应该是更可靠的。城乡收入结构，即城乡收距以及产业要素背离情况等对于消费的抑制作用·95·
所抵消，从而表现出不相关、负相关或作用非常小费的基本规律由隐性转变为显性。的结论。因此，在剔除这些控制变量后城镇化对于最终消费促进作用才能显现出来。参考文献：基于中国城镇化的特殊性以及实证检验结[1]王小鲁，樊纲，刘鹏．中国经济增长方式转换和增长果，本文认为在运用城镇化拉动最终消费的过程可持续性[j]．经济研究，2009，(1)：1．中，必须在保证国民经济迅速健康稳定发展的同[2]蔡叻，都阳．加快城市化进程启动城乡消费[J]．会时，大力提高城乡居民实际收入水平，特别是提高计之友，1999，(12)：7，农村居民收入，改善城乡居民收入分配差距过大[3]蔡思复．城市化是克服市场需求不足的根本途径[J]．中南财经大学学报，1999，(5)：17．的现状。而要实现这一点就必须在城乡要素、商[4]胡日东，苏桔芳．中国城镇化发展与居民消费增长品市场一体化过程中，实现城乡二元经济向一元关系的动态分析[J]．上海经济研究，2007，(5)：经济的转换。在传统农业现代化的同时扭转中国21．经济整体上资本、技术密集的技术进步类型，充分[5]蒋南平，等．中国城镇化与城乡居民消费的启动发挥中国人力资源优势。通过技术进步类型变化[J]．当代经济研究，2011，(3)：23．以及二元经济的改善。最终在提高居民收入，促[6]孙虹乔，朱琛．中国城镇化与农村消费增长的实证进国民经济发展的同时，必然会使城镇化促进消分析[J]．统计与决策，2012，(5)：32．表1各变量的统计性描述结果FCRURRYRGDCCIEIURSDLBDPSNRPCI平均值0．600，314410．270．210．340．330．987．041157中值0．6lO．293660．270．200．340．290．915．05818最大值O．670，5012960．350．270．42O．561．9417．953871最小值0．470．18890．140．150．270．21O．512．74262标准差O．060，09332O．060．030．03O，120．424．45985观测值33333333333333333333表2变量ADF检验结果变量检验形式ADF检验值(P值)临界值(显著水平)FCR(n，n，1)一1．635(9．5％)一1．610(10％)D(UR)(c，t，0)一3．419(6．7％)一3．215(10％)LRY(C，t，1)一3．575(4．8％)一3．562(5％)RG(C，t，1)一3．891(2．5％)一3．562(5％)DCC(c，t，0)一3．272(8．9％)一3．212(10％)IEI(n；n，0)一2．011(4．4％)一1．951(5％)URSD(C，t，2)一3．250(9．4％、一3．218(10％)LBD(n，n，0)一5．669(0．D％)一2．639(1％)D(PSN)(c，n，0)一3．548(1．3％)一2．960(5％)D(LRPCI)(c，t，3)一4．220(1．26％)一3．580(5％1注：本表中ADF检验采用Eviews6．0计算。检验形式(c，t，k)表示单位根检验方程中的截距项、趋势项和滞后阶数，n指不包括截距项或趋势项，加入滞后项是为了使残差为白噪声，而滞后项根施瓦茨准则选取。ADF检验值栏括号内为P值，l}缶界值栏括号内的百分比指显著水平·96·
表3城镇化与最终消费关系的实证检验结果被解释变量：FCR解释变量123450．774⋯一0．1550．006一3．131⋯一3．324⋯C一(51．743)(一0．652)(0．020)(一3．351)(一3．642)0．559⋯0．1570．0901．206⋯1．506⋯UR(一12．26)(0．818)(0．372)(2．954)(4．885)0．338⋯0．1471．003⋯O．551一LOG(RY)一(4．083)(0．958)(3．495)(2．118)0．035⋯一O．012一0．087+‘一0．049+LOG(1tY)2(一4．243)(一0．785)(一3．238)(一2．064)一0．266‘一1．036⋯一0．930⋯一0．217RG(一1．806)(一3．789)(一3．579)(一0．989)0．0870．578一0．583DCC(0．095)(0．649)(0．973)0．9601．220一0．53lIEI(1．052)(1．365)(一0．788)0．191⋯0．139’’+LBD(3．430)(2．851)0．0220．111URSD(0．234)(1．600)0．014⋯PSN(2．963)0．826⋯LOG(ru'cI)一(3．576)0．077⋯LOG(RPCI)2(一4．351)Adj—R20．8240．9010．9270．9480．976F值150．3774．0669．4474．58123．74D—W值0．2990．4091．0891．4251．848—2．567’+—1．945一—4．253⋯—4．287⋯—5．117⋯协整检验(0．012)(0．050)(0．000)(0．000)(0．ooo)检验形式(n，n，1)(n，n，0)(13．，n，0)(11，n，0)(n，n，1)表4方程3,4、5不显著各项的WaM检验结果待验方程统计量检验结果自由度P值F—statistic14．82488(5，26)O．0000方程3原假设：C(2)=c(3)=c(4)=c(6)=c(7)=074．124Chi—sq4150．0000uareF—statistic2．832294(3，24)0．0597方程4原假设：C(6)=C(7)=C(9)=00368Chi—s8．4968813O．quareF—statistie6．506773(4，21)0．0014方程5原假设：C(5)=c(6)=c(7)=c(9)=0Chi—s000q26．0270940．0uare[责任编辑：房宏琳]·97·
