城鄉統籌、城鎮化與農村居民消費關系研究

夏永祥+盛培宏

摘 要：城鄉統籌是全面建設小康社會的重要任務，城鎮化是改革開放后我國經濟增長的一大引擎，而農村是近年啟動內需的重要市場。采用9個城鄉經濟社會統籌的基本指標，運用主成分分析法構建反映城鄉統籌水平的綜合指標，再利用VAR模型研究城鄉統籌、城鎮化與農村居民消費的關系，分析表明：城鄉統籌和城鎮化均是農村居民消費的格蘭杰原因，城鄉統籌和農村居民消費也是城鎮化的格蘭杰原因；從長期來看，城鄉統籌和城鎮化的正向沖擊均會對農村消費產生正的影響，且兩者對農村消費變化的貢獻率超過50%。應以城鄉統籌、城鎮化開啟和促進農村內需市場發展，并在城鄉統籌的背景下以農村居民消費推進內生性新型城鎮化進程。

關鍵詞：城鄉統籌；新型城鎮化；農村居民消費；農村消費市場；城鄉一體化；城鄉關系；擴大內需

中圖分類號：F291.3；F120.3 文獻標志碼：A 文章編號：1674-8131（2014）0600-0106

一、引言

我國城鄉分割的二元結構阻礙了城鄉要素自由流動，固化并加劇了城鄉隔閡。上世紀末本世紀初，城鄉矛盾在經濟、社會、文化、生態等各個維度開始凸顯，因此，從“十六大”以來，統籌城鄉經濟社會發展成為全面建設小康社會的重大任務。城鄉統籌的實質是實現城鄉之間要素自由流動，通過農民增收減小日益擴大的城鄉居民生活水平差距，并通過支農政策扶持加快農業和農村發展。城鎮化水平反映了國家經濟社會發展的階段，我國城鎮化率從1978年的17.9%以年均近1個百分點的速度增長到2012年52.6%。但是從城鎮化的主體——“農村流動勞動力”來看，我國的城鎮化還是低水平、不完全的，并且城鎮化滯后于工業化，與發達國家平均75%的高質量城鎮化水平差距尚遠。同時，雖然我國的城鎮化與城鄉一體化在很大程度上促進了消費，但是從已有眾多研究來看，三者之間的關系并非很明朗。在目前推進新型城鎮化和優化城鄉關系的階段，厘清城鄉統籌、城鎮化和農村居民消費三者之間的關系，對于轉變我國經濟發展方式、激活經濟增長內生動力都具有重大意義。

城鎮化、城鄉統籌與我國經濟發展的特定階段相關，因此有關研究主要以國內文獻為主。在城鎮化與消費（內需）關系方面，學者們做了相對廣泛和深入的研究。曾令華（2001）從定性角度分析城鎮化與內需的關系，認為城鎮化速度越快，創造的需求越多，農村人口轉變為城鎮人口以后，消費實現商品化，同時增加了城市基礎設施的需求；呂景春和胡鈞浪（2011）從理論上分析認為，城鎮化有利于擴大社會生產性需求和居民消費性需求，并通過數據走勢預測農村消費潛力巨大，居民消費將會拉動未來經濟。在實證研究方面，姜凌和高文玲（2013）構建了動態面板回歸模型，得出通過加快城鎮化、引導農民改變消費方式可以促進消費的結論；胡日東和蘇梽芳（2007）實證研究表明，城鎮化對居民消費增長，尤其對農村居民消費增長有促進作用，因此認為城鎮化戰略應具有長期眼光，要克服短期行為；廖進中和韓峰（2009）、張書云和周玲瑤（2010）等均構建了向量自回歸模型，研究表明，城鎮化長期內有利于農村居民消費率的提高，啟動農村消費比啟動城鎮居民消費對城鎮化的影響更大，并且城鎮化和農村居民消費呈雙向作用關系，兩者是相互促進的。

研究城鄉統籌與農村居民消費的文獻相對較少。劉根榮和種璟（2012）先通過主成分分析法對城鄉流通一體化綜合指數進行量化，再利用格蘭杰因果檢驗證明我國城鄉流通二元結構抑制了居民消費需求；程世勇和王勇（2009）以22年的時間序列為基礎，構建協整和誤差修正模型，發現農村居民長期消費傾向顯著高于城市居民，因此認為解決城鄉居民消費結構差異問題的根本在于構建城鄉統籌的市場化制度。

夏永祥，盛培宏：城鄉統籌、城鎮化與農村居民消費關系研究在城鄉統籌與城鎮化之間的關系方面，學者們大多探討了兩者的定性關系。如陳成和李標（2012）從理論角度探討城鄉統籌與兩化之間的關系，認為城鄉統籌是兩化的目標，而兩化是城鄉統籌的路徑。朱寶樹（2006）認為統籌城鄉發展必須要關注城鎮化的城鄉差別效應，實現以城鎮化為主線推進城鄉統籌改革與以城鄉統籌改革為主線推進城鎮化的雙向促進。在實證研究方面，楊振寧（2008）建立VAR模型分析表明城鎮化與城鄉統籌發展之間存在長期均衡關系，并且城鎮化是城鄉統籌的格蘭杰原因。

由于城鎮化加速了人口集聚，改變了部分農民的生產生活方式，并且目前“三農問題”又成為全黨工作的重中之重，因此城鎮化有利于改善農村居民的生活水平；而城鄉統籌則更是把實現城市和農村居民均等的生活水平作為目標?；诖?，筆者提出以下猜想：城鎮化和城鄉統籌均有利于開啟和促進農村居民消費市場，而作為三駕馬車之一的消費的提升必將帶動經濟的增長，從而繼續推動城鄉統籌改革和推進城鎮化進程。鑒于目前較少綜合研究城鄉統籌、城鎮化、農村居民消費之間關系的現狀，以及三者相互作用機理尚未清晰的困惑，筆者基于全國1995—2011年的數據，先通過主成分分析量化我國城鄉統籌的綜合水平，繼而通過構建向量自回歸模型（VAR）探討三者之間相互作用的關系。

二、城鄉統籌、城鎮化和農村居民消費水平的評價

1.城鄉統籌水平的評價 城鄉統籌不只是單純的經濟統籌，其包含經濟、文化、人民生活、要素流動等多方面。本文基于概念的全面性和數據的可得性，構建了9個指標以綜合反映城鄉統籌狀況：城鄉居民收入比（X1）=城鎮居民可支配收入/農村居民純收入，反映城鄉收入差距；城鄉居民家庭恩格爾系數比（X2），反映城鄉生活水平的差異；城鄉居民每百戶彩電比（X3），反映城鄉居民生活物質的差異；城鄉消費支出比（X4）=城鎮居民人均消費支出/農村居民人均生活消費支出，反映城鄉生活品質的差異；信息覆蓋率（X5）=0.4×廣播覆蓋率+0.6×電視覆蓋率，反映城鄉間信息傳播情況；城鄉就業人口比（X6）=城鎮就業人口/農村就業人口，反映勞動力要素的城鄉流動狀況及就業結構；城鄉勞動效率比（X7）=非農產業單位勞動力產值/農業單位勞動力產值，反映非農產業產出效率與農業產出效率的差異；城鄉固定資產投資比（X8）=城鎮固定資產投資/農村固定資產投資，反映基礎建設的城鄉差異；財政支農比（X9）=財政支農支出/財政總支出，反映國家的政策導向。以上9個變量的數據均來源于1996—2012年《中國統計年鑒》。

為了獲得城鄉統籌的綜合指數，本文采用主成分分析法對上述9維變量進行降維處理，保留解釋力較強的成分。運用SPSS19.0對9個變量17年時間序列進行主成分分析，計算結果見表1。

2.城鎮化與農村居民消費水平的評價

使用通常意義上城鎮化的衡量方法，用“城鎮常住人口/總人口”來衡量我國城鎮化水平；農村居民消費水平則用農村居民生活消費支出占農村居民純收入（消費率）來衡量；數據來源于歷年《中國統計年鑒》。

三、城鄉統籌、城鎮化與農村居民消費的關系 本文基于VAR模型對我國城鄉統籌、城鎮化與農村居民消費的關系進行實證分析。為了防止出現自回歸系數的估計值向左偏向于0、傳統t檢驗失效以及偽回歸等現象，VAR模型要求時間序列是平穩的。本文使用ADF單位根檢驗方法對時間序列進行平穩性檢驗，為了增加平穩性，本文對農村居民消費率取對數后再進行檢驗。從結果來看（見表2），原始序列均不平穩，而一階差分以后均平穩，同階單整，可以進行協整分析。

雖然時間序列數據經過了一階差分以后平穩，但是差分以后的經濟含義與原序列不同，為了考察城鄉統籌、城鎮化與農村居民消費之間是否有長期關系，進一步進行Johansen協整檢驗。首先，確定VAR模型的滯后階數，綜合權衡自由度和LR、AIC等測度，選擇滯后階數為2；然后，確定協整秩，在5%的顯著水平下拒絕沒有協整關系的假設，而在5%的顯著水平上接受有一個協整關系，即認為城鄉統籌、城鎮化、農村居民消費之間有一個長期協整關系（表3）。

根據上述確定的滯后階數，進行回歸，再進行VAR系統的穩定性檢驗，如圖1，所有單位根均在單位圓內，說明此VAR系統是穩定的。繼續進行格蘭杰因果檢驗，格蘭杰因果反映的是動態統計意義上的關系，表明的是一個變量是否對另外一個變量具有預測能力（表4）。分析結果表明：城鎮化、農村居民消費均是城鄉統籌的格蘭杰原因，城鄉統籌和城鎮化均是農村居民消費的格蘭杰原因，而城鄉統籌和農村居民消費均不是城鎮化的格蘭杰原因。說明城鎮化水平的提高和農村居民消費率的增長會促進城鄉經濟社會的和諧發展，而城鄉統籌、城鎮化在統計意義上也能促進農村居民消費的增長，這與筆者提出的城鄉統籌和城鎮化可開啟和促進農村消費市場的猜想是一致的。

下面進行脈沖響應分析，以進一步明晰城鄉統籌、城鎮化和農村居民消費三者之間相互影響的關系。脈沖響應沖擊函數反映了一個內生變量對誤差沖擊的反應，即在隨機誤差項上施加一個標準差大小的沖擊后，對內生變量的當期值和未來值的影響。圖2中，橫軸代表時間，設定10期，縱軸代表變量對沖擊的響應幅度。對城鎮化施加一個標準差的正向沖擊，消費在第一年有一個負向的反應，而從第二年以后，反映為正向且幅度最大，從第六年以后反應逐漸減弱，說明城鎮化對農村居民消費有2～5年的激勵作用；對城鄉統籌施加一個標準差的正向沖擊，消費在前三年的反應都是負向的，說明政策具有滯后效應，而從第四年以后反應轉正，并且持續三年左右，但是反應幅度不如城鎮化對消費的沖擊大；對城鄉統籌施加正向沖擊，會促進城鎮化的進程，并且具有長期性，說明城鄉統籌改革利于城鎮化發展；對城鎮化施加正向沖擊，對城鄉統籌的影響更大，并且長期效應更明顯，更驗證了城鎮化是城鄉統籌的實現途徑；農村居民消費的沖擊對城鄉統籌和城鎮化也都具有一定短期效應，但幅度不大，且長期效應不明顯。

脈沖響應函數反映了變量之間的沖擊反映，而方差分解通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化（通常用方差度量）的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。從方差分解的結果（表5）可見，城鄉統籌和城鎮化的變動主要受自身沖擊影響，尤其以城鄉統籌更為明顯（在第1期貢獻幾乎全部來自自身，而到第10期時城鄉統籌對自身影響也占總影響的66%，城鎮化對其貢獻率占26%，農村居民消費對其貢獻不足10%）；城鄉統籌對城鎮化的貢獻度占30%，城鎮化的自身貢獻占60%，消費對其貢獻度只有1.3%；但是三者對農村居民消費的沖擊響應的貢獻度從長期來看比較平均，第10期時，城鄉統籌和城鎮化合計對農村居民消費的貢獻超過50%，這與脈沖響應分析中城鄉統籌和城鎮化對農村居民消費具有正向影響的結論相一致。

表5 方差分解列表

四、結論與建議

通過對城鄉統籌進行量化，繼而對城鄉統籌指數、城鎮化水平和農村居民消費率進行向量自回歸、協整檢驗、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應和方差分解，分析發現：城鄉統籌、城鎮化和農村居民消費之間存在長期穩定的關系，城鄉統籌和城鎮化都是農村居民消費增長的格蘭杰原因，并且城鄉統籌、城鎮化的變化對農村居民消費的沖擊較大。但是農村居民消費對城鎮化的促進機理尚不明顯，沖擊變動的長期影響效果也不明顯。這與通常認為的農村居民消費水平的提升會提高城鎮化水平的觀點不一致。基于我國的現實，筆者認為主要原因在于下面兩個問題：第一，我國長期以投資推動、大拆大建、農民被進城為特點的城鎮化模式不能實現內需型、內生性的城鎮化，在長期的投資沖動中和政績效益的不當激勵機制下，農民實際收入增長較慢，農村消費市場難以開啟，消費率難以提升，對高速的人口城鎮化進程不能產生有效的推進作用；第二，由于收入預期較低、農村社會保障的低水平以及傳統養老觀念的根深蒂固，農民不敢消費的心理嚴重影響了內需的擴大。因此，我國的農村居民消費對城鎮化在統計意義上構不成格蘭杰原因是成立的?；谏鲜龇治鼋Y論，筆者提出以下建議：

第一，城鄉統籌和城鎮化的最終目標是人本身的發展，根據格蘭杰因果分析和脈沖響應與方差分解的結論，筆者認為進一步優化城鄉關系以及提升城鎮化水平將有助于農村居民內需市場的開啟和發展。從理論意義上而言，城鄉關系的優化即實現城鄉要素的合理流動、縮小城鄉居民生活水平差異、提升農村基本保障水平、創造更多就業機會、提升增加收入的可能性并增加農民的樂觀預期，這將會擴大有效需求，減少農村居民消費的后顧之憂，進而實現傳統經濟發展方式的改變。而城鎮化水平的進一步提高將改變農民的生產生活方式，激發“新市民”的潛在消費需求。因此城鄉統籌和城鎮化是開啟和擴大農村內需市場的兩大有效路徑。

第二，改變過去投資驅動型城鎮化模式，改變消費增長與城鎮化水平提高脫軌的現狀，提升消費對城鎮化的促進作用，以實現經濟發展方式的轉型和內生性新型城鎮化的推進。最終在城鄉協調發展的背景下，以城鄉統籌和城鎮化激發農村居民消費需求，并以提振內需助推可持續的城鎮化進程，實現城鄉統籌、城鎮化和農村居民消費的相互促進和良性循環。

參考文獻：

陳成，李標.2012.四川省城鄉統籌與兩化互動的關系與路徑[J].軟科學（11）：123129.

程世勇，王勇.2009.當前擴大內需的制度選擇：實證的視角[J].經濟問題（5）：2830.

胡日東，蘇梽芳.2007.中國城鎮化發展與居民消費增長關系的動態分析——基于VAR模型的實證研究[J].上海經濟研究（5）：5865.

姜凌，高文玲.2013.城鎮化與農村居民消費——基于我國31個省動態面板數據模型的實證研究[J].投資研究（1）：141149.

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劉根榮，種璟.2012.促進消費視角下城鄉流通協調發展研究[J].經濟學家（9）：2936.

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邱皓政.2011.量化研究與統計分析——SPSS中文視窗版數據分析范例解析[M].重慶：重慶大學出版社：305.

楊振寧.2008.城鄉統籌發展與城鎮化關系的實證研究——基于安徽的數據[J].農業經濟問題（5）：4954.

張書云，周玲瑤.2010.我國城鎮化發展與農村居民消費關系的實證研究[J].農業技術經濟（11）：3037.

曾令華.2001.我國現階段擴大內需的根本途徑——城鎮化[J].經濟學動態（3）：2629.

朱寶樹.2006.人口城鎮化與城鄉統籌發展[J].華東師范大學學報（哲學社會科學版）（4）：2834.

（編輯：夏 冬）

為了獲得城鄉統籌的綜合指數，本文采用主成分分析法對上述9維變量進行降維處理，保留解釋力較強的成分。運用SPSS19.0對9個變量17年時間序列進行主成分分析，計算結果見表1。

2.城鎮化與農村居民消費水平的評價

使用通常意義上城鎮化的衡量方法，用“城鎮常住人口/總人口”來衡量我國城鎮化水平；農村居民消費水平則用農村居民生活消費支出占農村居民純收入（消費率）來衡量；數據來源于歷年《中國統計年鑒》。

三、城鄉統籌、城鎮化與農村居民消費的關系 本文基于VAR模型對我國城鄉統籌、城鎮化與農村居民消費的關系進行實證分析。為了防止出現自回歸系數的估計值向左偏向于0、傳統t檢驗失效以及偽回歸等現象，VAR模型要求時間序列是平穩的。本文使用ADF單位根檢驗方法對時間序列進行平穩性檢驗，為了增加平穩性，本文對農村居民消費率取對數后再進行檢驗。從結果來看（見表2），原始序列均不平穩，而一階差分以后均平穩，同階單整，可以進行協整分析。

雖然時間序列數據經過了一階差分以后平穩，但是差分以后的經濟含義與原序列不同，為了考察城鄉統籌、城鎮化與農村居民消費之間是否有長期關系，進一步進行Johansen協整檢驗。首先，確定VAR模型的滯后階數，綜合權衡自由度和LR、AIC等測度，選擇滯后階數為2；然后，確定協整秩，在5%的顯著水平下拒絕沒有協整關系的假設，而在5%的顯著水平上接受有一個協整關系，即認為城鄉統籌、城鎮化、農村居民消費之間有一個長期協整關系（表3）。

根據上述確定的滯后階數，進行回歸，再進行VAR系統的穩定性檢驗，如圖1，所有單位根均在單位圓內，說明此VAR系統是穩定的。繼續進行格蘭杰因果檢驗，格蘭杰因果反映的是動態統計意義上的關系，表明的是一個變量是否對另外一個變量具有預測能力（表4）。分析結果表明：城鎮化、農村居民消費均是城鄉統籌的格蘭杰原因，城鄉統籌和城鎮化均是農村居民消費的格蘭杰原因，而城鄉統籌和農村居民消費均不是城鎮化的格蘭杰原因。說明城鎮化水平的提高和農村居民消費率的增長會促進城鄉經濟社會的和諧發展，而城鄉統籌、城鎮化在統計意義上也能促進農村居民消費的增長，這與筆者提出的城鄉統籌和城鎮化可開啟和促進農村消費市場的猜想是一致的。

下面進行脈沖響應分析，以進一步明晰城鄉統籌、城鎮化和農村居民消費三者之間相互影響的關系。脈沖響應沖擊函數反映了一個內生變量對誤差沖擊的反應，即在隨機誤差項上施加一個標準差大小的沖擊后，對內生變量的當期值和未來值的影響。圖2中，橫軸代表時間，設定10期，縱軸代表變量對沖擊的響應幅度。對城鎮化施加一個標準差的正向沖擊，消費在第一年有一個負向的反應，而從第二年以后，反映為正向且幅度最大，從第六年以后反應逐漸減弱，說明城鎮化對農村居民消費有2～5年的激勵作用；對城鄉統籌施加一個標準差的正向沖擊，消費在前三年的反應都是負向的，說明政策具有滯后效應，而從第四年以后反應轉正，并且持續三年左右，但是反應幅度不如城鎮化對消費的沖擊大；對城鄉統籌施加正向沖擊，會促進城鎮化的進程，并且具有長期性，說明城鄉統籌改革利于城鎮化發展；對城鎮化施加正向沖擊，對城鄉統籌的影響更大，并且長期效應更明顯，更驗證了城鎮化是城鄉統籌的實現途徑；農村居民消費的沖擊對城鄉統籌和城鎮化也都具有一定短期效應，但幅度不大，且長期效應不明顯。

脈沖響應函數反映了變量之間的沖擊反映，而方差分解通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化（通常用方差度量）的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。從方差分解的結果（表5）可見，城鄉統籌和城鎮化的變動主要受自身沖擊影響，尤其以城鄉統籌更為明顯（在第1期貢獻幾乎全部來自自身，而到第10期時城鄉統籌對自身影響也占總影響的66%，城鎮化對其貢獻率占26%，農村居民消費對其貢獻不足10%）；城鄉統籌對城鎮化的貢獻度占30%，城鎮化的自身貢獻占60%，消費對其貢獻度只有1.3%；但是三者對農村居民消費的沖擊響應的貢獻度從長期來看比較平均，第10期時，城鄉統籌和城鎮化合計對農村居民消費的貢獻超過50%，這與脈沖響應分析中城鄉統籌和城鎮化對農村居民消費具有正向影響的結論相一致。

表5 方差分解列表

四、結論與建議

通過對城鄉統籌進行量化，繼而對城鄉統籌指數、城鎮化水平和農村居民消費率進行向量自回歸、協整檢驗、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應和方差分解，分析發現：城鄉統籌、城鎮化和農村居民消費之間存在長期穩定的關系，城鄉統籌和城鎮化都是農村居民消費增長的格蘭杰原因，并且城鄉統籌、城鎮化的變化對農村居民消費的沖擊較大。但是農村居民消費對城鎮化的促進機理尚不明顯，沖擊變動的長期影響效果也不明顯。這與通常認為的農村居民消費水平的提升會提高城鎮化水平的觀點不一致。基于我國的現實，筆者認為主要原因在于下面兩個問題：第一，我國長期以投資推動、大拆大建、農民被進城為特點的城鎮化模式不能實現內需型、內生性的城鎮化，在長期的投資沖動中和政績效益的不當激勵機制下，農民實際收入增長較慢，農村消費市場難以開啟，消費率難以提升，對高速的人口城鎮化進程不能產生有效的推進作用；第二，由于收入預期較低、農村社會保障的低水平以及傳統養老觀念的根深蒂固，農民不敢消費的心理嚴重影響了內需的擴大。因此，我國的農村居民消費對城鎮化在統計意義上構不成格蘭杰原因是成立的?；谏鲜龇治鼋Y論，筆者提出以下建議：

第一，城鄉統籌和城鎮化的最終目標是人本身的發展，根據格蘭杰因果分析和脈沖響應與方差分解的結論，筆者認為進一步優化城鄉關系以及提升城鎮化水平將有助于農村居民內需市場的開啟和發展。從理論意義上而言，城鄉關系的優化即實現城鄉要素的合理流動、縮小城鄉居民生活水平差異、提升農村基本保障水平、創造更多就業機會、提升增加收入的可能性并增加農民的樂觀預期，這將會擴大有效需求，減少農村居民消費的后顧之憂，進而實現傳統經濟發展方式的改變。而城鎮化水平的進一步提高將改變農民的生產生活方式，激發“新市民”的潛在消費需求。因此城鄉統籌和城鎮化是開啟和擴大農村內需市場的兩大有效路徑。

第二，改變過去投資驅動型城鎮化模式，改變消費增長與城鎮化水平提高脫軌的現狀，提升消費對城鎮化的促進作用，以實現經濟發展方式的轉型和內生性新型城鎮化的推進。最終在城鄉協調發展的背景下，以城鄉統籌和城鎮化激發農村居民消費需求，并以提振內需助推可持續的城鎮化進程，實現城鄉統籌、城鎮化和農村居民消費的相互促進和良性循環。

參考文獻：

陳成，李標.2012.四川省城鄉統籌與兩化互動的關系與路徑[J].軟科學（11）：123129.

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姜凌，高文玲.2013.城鎮化與農村居民消費——基于我國31個省動態面板數據模型的實證研究[J].投資研究（1）：141149.

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呂景春，胡鈞浪.2011.城鎮化與擴大內需的作用機理——兼談我國農村城鎮化的基本路徑[J].中國流通經濟（8）：7378.

邱皓政.2011.量化研究與統計分析——SPSS中文視窗版數據分析范例解析[M].重慶：重慶大學出版社：305.

楊振寧.2008.城鄉統籌發展與城鎮化關系的實證研究——基于安徽的數據[J].農業經濟問題（5）：4954.

張書云，周玲瑤.2010.我國城鎮化發展與農村居民消費關系的實證研究[J].農業技術經濟（11）：3037.

曾令華.2001.我國現階段擴大內需的根本途徑——城鎮化[J].經濟學動態（3）：2629.

朱寶樹.2006.人口城鎮化與城鄉統籌發展[J].華東師范大學學報（哲學社會科學版）（4）：2834.

（編輯：夏 冬）

為了獲得城鄉統籌的綜合指數，本文采用主成分分析法對上述9維變量進行降維處理，保留解釋力較強的成分。運用SPSS19.0對9個變量17年時間序列進行主成分分析，計算結果見表1。

2.城鎮化與農村居民消費水平的評價

使用通常意義上城鎮化的衡量方法，用“城鎮常住人口/總人口”來衡量我國城鎮化水平；農村居民消費水平則用農村居民生活消費支出占農村居民純收入（消費率）來衡量；數據來源于歷年《中國統計年鑒》。

三、城鄉統籌、城鎮化與農村居民消費的關系 本文基于VAR模型對我國城鄉統籌、城鎮化與農村居民消費的關系進行實證分析。為了防止出現自回歸系數的估計值向左偏向于0、傳統t檢驗失效以及偽回歸等現象，VAR模型要求時間序列是平穩的。本文使用ADF單位根檢驗方法對時間序列進行平穩性檢驗，為了增加平穩性，本文對農村居民消費率取對數后再進行檢驗。從結果來看（見表2），原始序列均不平穩，而一階差分以后均平穩，同階單整，可以進行協整分析。

雖然時間序列數據經過了一階差分以后平穩，但是差分以后的經濟含義與原序列不同，為了考察城鄉統籌、城鎮化與農村居民消費之間是否有長期關系，進一步進行Johansen協整檢驗。首先，確定VAR模型的滯后階數，綜合權衡自由度和LR、AIC等測度，選擇滯后階數為2；然后，確定協整秩，在5%的顯著水平下拒絕沒有協整關系的假設，而在5%的顯著水平上接受有一個協整關系，即認為城鄉統籌、城鎮化、農村居民消費之間有一個長期協整關系（表3）。

根據上述確定的滯后階數，進行回歸，再進行VAR系統的穩定性檢驗，如圖1，所有單位根均在單位圓內，說明此VAR系統是穩定的。繼續進行格蘭杰因果檢驗，格蘭杰因果反映的是動態統計意義上的關系，表明的是一個變量是否對另外一個變量具有預測能力（表4）。分析結果表明：城鎮化、農村居民消費均是城鄉統籌的格蘭杰原因，城鄉統籌和城鎮化均是農村居民消費的格蘭杰原因，而城鄉統籌和農村居民消費均不是城鎮化的格蘭杰原因。說明城鎮化水平的提高和農村居民消費率的增長會促進城鄉經濟社會的和諧發展，而城鄉統籌、城鎮化在統計意義上也能促進農村居民消費的增長，這與筆者提出的城鄉統籌和城鎮化可開啟和促進農村消費市場的猜想是一致的。

下面進行脈沖響應分析，以進一步明晰城鄉統籌、城鎮化和農村居民消費三者之間相互影響的關系。脈沖響應沖擊函數反映了一個內生變量對誤差沖擊的反應，即在隨機誤差項上施加一個標準差大小的沖擊后，對內生變量的當期值和未來值的影響。圖2中，橫軸代表時間，設定10期，縱軸代表變量對沖擊的響應幅度。對城鎮化施加一個標準差的正向沖擊，消費在第一年有一個負向的反應，而從第二年以后，反映為正向且幅度最大，從第六年以后反應逐漸減弱，說明城鎮化對農村居民消費有2～5年的激勵作用；對城鄉統籌施加一個標準差的正向沖擊，消費在前三年的反應都是負向的，說明政策具有滯后效應，而從第四年以后反應轉正，并且持續三年左右，但是反應幅度不如城鎮化對消費的沖擊大；對城鄉統籌施加正向沖擊，會促進城鎮化的進程，并且具有長期性，說明城鄉統籌改革利于城鎮化發展；對城鎮化施加正向沖擊，對城鄉統籌的影響更大，并且長期效應更明顯，更驗證了城鎮化是城鄉統籌的實現途徑；農村居民消費的沖擊對城鄉統籌和城鎮化也都具有一定短期效應，但幅度不大，且長期效應不明顯。

脈沖響應函數反映了變量之間的沖擊反映，而方差分解通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化（通常用方差度量）的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。從方差分解的結果（表5）可見，城鄉統籌和城鎮化的變動主要受自身沖擊影響，尤其以城鄉統籌更為明顯（在第1期貢獻幾乎全部來自自身，而到第10期時城鄉統籌對自身影響也占總影響的66%，城鎮化對其貢獻率占26%，農村居民消費對其貢獻不足10%）；城鄉統籌對城鎮化的貢獻度占30%，城鎮化的自身貢獻占60%，消費對其貢獻度只有1.3%；但是三者對農村居民消費的沖擊響應的貢獻度從長期來看比較平均，第10期時，城鄉統籌和城鎮化合計對農村居民消費的貢獻超過50%，這與脈沖響應分析中城鄉統籌和城鎮化對農村居民消費具有正向影響的結論相一致。

表5 方差分解列表

四、結論與建議

通過對城鄉統籌進行量化，繼而對城鄉統籌指數、城鎮化水平和農村居民消費率進行向量自回歸、協整檢驗、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應和方差分解，分析發現：城鄉統籌、城鎮化和農村居民消費之間存在長期穩定的關系，城鄉統籌和城鎮化都是農村居民消費增長的格蘭杰原因，并且城鄉統籌、城鎮化的變化對農村居民消費的沖擊較大。但是農村居民消費對城鎮化的促進機理尚不明顯，沖擊變動的長期影響效果也不明顯。這與通常認為的農村居民消費水平的提升會提高城鎮化水平的觀點不一致?；谖覈默F實，筆者認為主要原因在于下面兩個問題：第一，我國長期以投資推動、大拆大建、農民被進城為特點的城鎮化模式不能實現內需型、內生性的城鎮化，在長期的投資沖動中和政績效益的不當激勵機制下，農民實際收入增長較慢，農村消費市場難以開啟，消費率難以提升，對高速的人口城鎮化進程不能產生有效的推進作用；第二，由于收入預期較低、農村社會保障的低水平以及傳統養老觀念的根深蒂固，農民不敢消費的心理嚴重影響了內需的擴大。因此，我國的農村居民消費對城鎮化在統計意義上構不成格蘭杰原因是成立的。基于上述分析結論，筆者提出以下建議：

第一，城鄉統籌和城鎮化的最終目標是人本身的發展，根據格蘭杰因果分析和脈沖響應與方差分解的結論，筆者認為進一步優化城鄉關系以及提升城鎮化水平將有助于農村居民內需市場的開啟和發展。從理論意義上而言，城鄉關系的優化即實現城鄉要素的合理流動、縮小城鄉居民生活水平差異、提升農村基本保障水平、創造更多就業機會、提升增加收入的可能性并增加農民的樂觀預期，這將會擴大有效需求，減少農村居民消費的后顧之憂，進而實現傳統經濟發展方式的改變。而城鎮化水平的進一步提高將改變農民的生產生活方式，激發“新市民”的潛在消費需求。因此城鄉統籌和城鎮化是開啟和擴大農村內需市場的兩大有效路徑。

第二，改變過去投資驅動型城鎮化模式，改變消費增長與城鎮化水平提高脫軌的現狀，提升消費對城鎮化的促進作用，以實現經濟發展方式的轉型和內生性新型城鎮化的推進。最終在城鄉協調發展的背景下，以城鄉統籌和城鎮化激發農村居民消費需求，并以提振內需助推可持續的城鎮化進程，實現城鄉統籌、城鎮化和農村居民消費的相互促進和良性循環。

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（編輯：夏 冬）