劉駿+薛偉賢

摘要：借鑒粘滯摩擦學中阻尼系數(shù)概念，建立中國城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對城市化進程阻尼系數(shù)測度模型，運用非參數(shù)估計方法對阻尼系數(shù)進行估計。研究發(fā)現(xiàn)：阻尼系數(shù)逐點估計值圍繞總體估計值0.07695在區(qū)間[0.06898，0.08799]內小幅波動，說明城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對城市化進程動力的耗損是其固有的一種能力;城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對科技進步動力的耗損遠大于對經(jīng)濟發(fā)展動力的耗損，通過經(jīng)濟發(fā)展加快城市化進程更為“劃算”。

關鍵詞：阻尼系數(shù);非參數(shù)估計;城市化進程;城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2015.01.28

中圖分類號：F061.5;F224 ? ?文獻標識碼：A ? ?文章編號：1001-8409（2015）01-0129-06

Measuring the Drag Coefficient of Urbanization from

Urban-rural Digital Divide in China

LIU Jun1， XUE Wei-xian2

（1.School of Business Administration， Guizhou University of Finance and Economics， Guiyang 550004;

2.School of Economics and Management， Xian University of Technology， Xian 710054）

Abstract：On the ground of thoughts concerning resistance from adhesive tribology， a model for measuring the drag coefficient of urbanization from urban-rural divide （URDD） in China is built.And drag coefficient is computed by using non-parametric methodology.The result shows that coefficients vary ranging from 0.06898 to 0.08799， around 0.07695 for the whole estimation， with a slight latitude of fluctuations， demonstrating that the ability of URDD cannibalizing urbanizing powers is inherent.This paper also finds that URDD damages scientific forces even more than economic ones.Therefore， it is more worthwhile that urbanization process is accelerated by power from economy growth.

Key words：drag coefficient;nonparametric estimation;urbanization process;urban-rural digital divide

城市化是人類歷史進程的必然趨勢，是城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會融合發(fā)展的重要過程。當今世界各國都在借助信息革命帶來的經(jīng)濟發(fā)展和科技進步來推動城市化，然而伴隨著信息化出現(xiàn)的城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝卻日益成為城市化發(fā)展的阻礙因素。城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝是美國通信與信息管理局（NTIA）于1995年提出的^[1]，指工業(yè)社會以來，特別是工業(yè)社會向信息社會轉變過程中在當前全球數(shù)字化背景下，城鄉(xiāng)間以網(wǎng)絡技術為代表的信息技術接入、利用差距以及影響接入、利用程度的主體意識與接入環(huán)境差距，反映了城鄉(xiāng)信息化差距，產生的影響正日益凸顯^[2]。進入信息時代以來，雖然城市化發(fā)展迅速，但是城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對城市化動力的影響也不容忽視^[3]。

阻尼系數(shù)是物理學分支學科摩擦學中的概念，其表征了產生阻尼的客體耗損動力的固有能力，而阻尼大小可以用阻尼系數(shù)與運動主體所受動力乘積來表示^[4]。經(jīng)濟學家Romer提出了經(jīng)濟增長阻尼理論，目的是考察資源約束對經(jīng)濟增長產生的阻尼^[5]。此后有學者將Romer阻尼理論引入城市化研究領域，關注了資源約束對城市化進程的阻尼系數(shù)。既然城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝會對城市化進程產生阻尼，那么城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝耗損城市化進程動力的能力如何、阻尼系數(shù)到底有多大，這一問題的研究對于我國采取何種措施減小城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝阻礙作用，以推進城市化進程有著重要意義。

1 文獻綜述

目前國內外文獻主要關注資源約束對城市化進程的阻尼系數(shù)測度，大都借鑒Romer阻尼理論，采用計量經(jīng)濟模型構建阻尼系數(shù)測度模型。如Liu運用自回歸分布滯后模型建立了一個能源約束對城市化進程阻尼系數(shù)測度模型，結果顯示，阻尼系數(shù)隨著能源短缺值的變化小幅波動^[6]。萬永坤等采用多元線性回歸構建了水土資源約束對經(jīng)濟增長阻尼系數(shù)測度模型，發(fā)現(xiàn)水土資源越緊缺阻尼系數(shù)就越大^[7]。近年來，隨著城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝在城市化中的影響越來越大，有學者開始研究城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對城市化阻礙作用的外在表現(xiàn)，但幾乎沒有研究過城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對城市化進程的阻尼系數(shù)。如Chatterjee認為，城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對城市化的阻礙作用表現(xiàn)在妨礙農村企業(yè)信息化，阻礙產業(yè)結構調整升級^[8]。Kim和Lee認為城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝影響了城鄉(xiāng)居民利用信息工具進行社會交際，阻礙了農村文化生活現(xiàn)代化^[9]。Bruckner認為其阻礙作用表現(xiàn)在阻礙農村人口向城市人口轉移，減少非農就業(yè)人口^[10]。

參數(shù)估計這種方法要求事先設定各變量間的關系函數(shù)，這對于城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對城市化進程阻礙作用這樣一個異常復雜的問題來說十分困難，因此在實際應用中會存在設定誤差，導致阻尼系數(shù)測度結果難以貼近現(xiàn)實。本文首次借鑒粘滯摩擦學中阻尼系數(shù)概念，建立中國城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對城市化進程阻尼系數(shù)測度模型，運用非參數(shù)估計方法估計出阻尼系數(shù)。

2 測度模型構建

2.1 建模思路

粘滯摩擦阻尼系統(tǒng)中阻尼系數(shù)通過運動主體所受動

力和阻尼大小來間接測度。根據(jù)粘滯摩擦阻尼系統(tǒng)的定義，可由三大特征判別一個系統(tǒng)是否屬于粘滯摩擦阻尼系

統(tǒng)^[4]：一是系統(tǒng)中存在運動主體，隨時間的變化不斷動態(tài)變化;二是系統(tǒng)中存在粘滯客體，其與運動主體發(fā)生摩擦從而阻礙運動;三是運動主體的速度隨時間的變化呈現(xiàn)波動狀態(tài)。中國城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對城市化進程阻尼系統(tǒng)符合上述三大特征：

（1）如果用城市人口數(shù)占總人口數(shù)比重來衡量城市化水平，則城市化水平從1990年的26.41%逐年動態(tài)變化至2011年的51.3%（見圖1），因此中國城市化不斷發(fā)展的進程可作為運動主體。

（2）中國城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝阻礙了產業(yè)結構調整升級、農村文化生活現(xiàn)代化以及非農就業(yè)人口增加等，從而影響了城市化向前推進，所以城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝可作為粘滯客體。

（3）如果用當年與上一年的城市化水平之差表示當年城市化速度，則運動主體（即城市化）的速度是隨時間變化呈現(xiàn)波動狀態(tài)，如圖1所示。

綜上所述，中國城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對城市化進程阻尼系統(tǒng)可以作為一個粘滯摩擦阻尼系統(tǒng)。本文的建模思路是：首先采用相關性分析和格蘭杰因果分析法研究中國城市化進程所受動力，然后由測度公式“中國城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對城市化進程阻尼系數(shù)=中國城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對城市化進程阻尼大小/城市化進程動力”求出阻尼系數(shù)。此阻尼系數(shù)表征的就是城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝這一產生阻尼的“客體”，耗損城市化進程這一“主體”動力的固有能力。

2.2 中國城市化進程的動力分析

2.2.1 理論分析與研究假設

城市化進程動力是指驅動城市化不斷發(fā)展演變的各種持續(xù)性社會經(jīng)濟力量。國內外學術界在對城市化進程動力的研究中，主要存在三種觀點^[11]：一是“多元動力論”，該觀點認為城市化進程的動力很多，主要有產業(yè)結構升級、農業(yè)發(fā)展、科技創(chuàng)新、勞動生產率提高等;二是“一元動力論”，即經(jīng)濟發(fā)展是推動城市化的唯一根本動力，其他動力（諸如產業(yè)結構升級、農業(yè)發(fā)展、勞動生產率提高等）都是由經(jīng)濟發(fā)展衍生出來的，都可以歸結到經(jīng)濟發(fā)展動力之中;三是“二元動力論”，該觀點從“一元動力論”演變而來，承認經(jīng)濟發(fā)展是動力，但認為其并不是唯一的動力，并依據(jù)新古典經(jīng)濟增長理論模型中納入廣義科技進步因子的思想，提出科技進步應獨立于經(jīng)濟發(fā)展作為動力之一，即經(jīng)濟發(fā)展和科技進步是城市化進程的兩大源動力，其他動力都是由它們派生出來的。自上世紀70年代開始這三種觀點就一直爭論不休^[12，13]，但近二十多年來隨著高新技術（尤其是數(shù)字信息技術）的快速擴散，科技對城市化的推動作用越來越明顯，似乎“二元動力論”更為流行，而不同國家的實證研究也表明“二元動力論”更符合實際^[14]。

“二元動力論”的具體內容是^[15]：（1）經(jīng)濟發(fā)展是城市化進程的一大源動力，城市化是在社會經(jīng)濟體系下的一種空間轉換過程，集聚經(jīng)濟和規(guī)模經(jīng)濟的作用促使資本、勞動力等生產要素向城市集中，經(jīng)濟發(fā)展必然引起人口向城市遷移以及城市空間的擴張;（2）科技進步是城市化進程的另一大源動力，科技進步會極大地促進技術、知識、信息等資源在城市空間中集聚，這不但能夠大幅提高生產效率，對產業(yè)結構轉化具有深刻的影響，而且能夠通過技術的擴散和溢出效應促進城鄉(xiāng)居民思維的改變與創(chuàng)新。

當今信息社會，經(jīng)濟發(fā)展和科技進步也是推動中國城市化的兩大源動力。在我國，以計算機和互聯(lián)網(wǎng)為核心的信息技術引發(fā)了社會生產力的變革，它與網(wǎng)絡經(jīng)濟相結合極大地促進了生產率和生產方式的升級、城市經(jīng)濟集聚效應的提升以及城市現(xiàn)代化的提高，并促使農村生活方式向城市生活方式快速轉變。具體來說：（1）中國的經(jīng)濟與城市化同步增長，以網(wǎng)絡經(jīng)濟為龍頭、工業(yè)經(jīng)濟為基礎的國民經(jīng)濟快速發(fā)展，城市作為生產要素聚集的中心，在資金、勞動力、通信設施以及市場容量等方面，比周圍地區(qū)擁有更多的優(yōu)勢，這就使得生產活動不斷向城市聚集，從而產生聚集的規(guī)模效應和經(jīng)濟效益;（2）中國日益進步的科學技術促進了產業(yè)結構升級，以信息技術為核心的信息產業(yè)已然成為產業(yè)發(fā)展的主導，持續(xù)帶動其他產業(yè)發(fā)展，二三產業(yè)就業(yè)需求急劇增長，不斷推動農村剩余勞動力向城市轉移，而城市的信息化、網(wǎng)絡化也使社會經(jīng)濟活動大大擺脫了空間限制，城市發(fā)展的承載力進一步提升，城鄉(xiāng)居民的思維也更加開放。許學強和周一星^[16]等一批知名城市經(jīng)濟學家與本文有著相同的觀點。通過動力的理論分析，提出以下研究假設：

假設1：經(jīng)濟發(fā)展、科技進步與中國城市化進程呈高度正相關關系，隨著經(jīng)濟持續(xù)增長和科技不斷進步，中國城市化水平也在持續(xù)提高

假設2：中國城市化進程的推進可歸因于經(jīng)濟發(fā)展、科技進步

其中，假設1表明，經(jīng)濟發(fā)展和科技進步是中國城市化進程的動力;而假設2進一步論證了二者是動力源泉。這兩個研究假設可以由淺入深地證明經(jīng)濟發(fā)展和科技進步是中國城市化進程的源動力。

2.2.2 研究假設證明

（1）數(shù)據(jù)收集與處理。本文用經(jīng)濟增長率表征經(jīng)濟發(fā)展，用科技進步率表征科技進步，用當年城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝使城市化速度下降的百分點表示中國城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對城市化進程的阻尼大小。其中，城市化水平數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（2012），經(jīng)濟增長率數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（1995～2012），科技進步率數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》（2000～2012），而阻尼大小數(shù)據(jù)則來自于文獻[17]。阻尼系數(shù)應當是沒有量綱的^[18]，而本文研究的目的就是估計出無量綱的阻尼系數(shù)。由于城市化水平與阻尼大小兩組數(shù)據(jù)相差近千倍，為了避免計算結果誤差過大，應當對原始數(shù)據(jù)進行標準化處理。選用均值法得到城市化水平、經(jīng)濟增長率、科技進步率和阻尼大小對應的標準化數(shù)據(jù)序列U、EG、TA、DragduS。

（2）U、EG、TA時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗。為了避免在相關性和格蘭杰因果分析過程中出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，需要對U、EG、TA的時間序列進行平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗。運用Eviews7.1軟件通過ADF檢驗法進行平穩(wěn)性檢驗，結果表明，U、EG、TA都是一階單整的，他們之間有可能存在協(xié)整關系。再對U、EG、TA進行協(xié)整檢驗，結果發(fā)現(xiàn)三者之間存在著協(xié)整關系，故可進行相關性和格蘭杰因果分析。

（3）中國城市化進程與經(jīng)濟發(fā)展、科技進步的相關性分析。由于U、EG、TA都是定距型變量，因此選擇Pearson相關系數(shù)進行分析。將1990年作為第一年（即1990年i=1，以后各年依此類推），則城市化水平與經(jīng)濟增長率的Pearson相關系數(shù)為：

rU1=∑22i=1EGi-EGUi-U∑22i=1EGi-EG2∑22i=1Ui-U2（1）

U與TA的Pearson相關系數(shù)為：

rU2=∑22i=1TAi-TAUi-U∑22i=1TAi-TA2∑22i=1Ui-U2（2）

運用SPSS19.0軟件計算出rU1、rU2均大于0.8，可初步判定EG、TA與U呈高度正相關關系。

通過Pearson相關系數(shù)值的大小可以判定兩變量之間相關強弱程度，然而就系數(shù)本身來看，未必真實反映了兩變量之間的關系，往往有夸大的趨勢。因此，單純利用Pearson相關系數(shù)來衡量變量間的相關性是不準確的，而需要在除去其他相關因素影響的條件下計算變量間的相關性。凈相關系數(shù)的作用就在于此，它能夠在控制其他變量影響的條件下分析兩變量間的相關性。將TA作為控制變量，計算U與EG的凈相關系數(shù)為：

rU1，2=rU1-rU2r121-r2U21-r212（3）

式（3）中r12表示EG與TA的Pearson相關系數(shù)。再將EG作為控制變量，計算U與TA的凈相關系數(shù)為：

rU2，1=rU2-rU1r121-r2U11-r212（4）

通過計算發(fā)現(xiàn)，rU1，2、rU2，1與rU1、rU2相比都有所減小，說明剔除其他相關因素影響后相關程度變弱，但更接近真實情況。計算結果還表明，rU1，2、rU2，1分別在1%、5%水平上顯著，且仍然大于0.8，故可最終判定EG、TA都與U高度正相關。

綜上所述，假設1能夠在95%的置信水平上得以證明。并且一些文獻也表明經(jīng)濟發(fā)展、科技進步與中國城市化進程呈高度正相關關系，這正好佐證了假設1的證明結果^[19]。

（4）中國城市化進程與經(jīng)濟發(fā)展、科技進步的格蘭杰因果分析。將U作為被解釋變量，EG和TA作為解釋變量，利用最小二乘法進行格蘭杰因果分析（見表1）可發(fā)現(xiàn)：①滯后階數(shù)為1至4時，EG不是U格蘭杰原因的原假設在5%顯著性水平上均被拒絕，這一方面說明有95%的把握可以說經(jīng)濟發(fā)展是城市化進程的原因，另一方面表明當年經(jīng)濟發(fā)展對城市化的影響可以延續(xù)四年之久，對城市化有較長期的、持續(xù)的推動作用;②滯后階數(shù)為1至3時，TA不是U格蘭杰原因的原假設在5%顯著性水平上均被拒絕，說明有95%的把握說科技進步是城市化進程的原因，另一方面也說明當年科技進步對城市化的影響可以延續(xù)三年之久，對城市化的推動作用具有持續(xù)性。因此，中國城市化進程的推進可歸因于經(jīng)濟發(fā)展、科技進步，從而支持了假設2。而一些研究也證實了經(jīng)濟發(fā)展、科技進步是中國城市化進程的格蘭杰原因，可以很好地佐證上述結論^[20]。

2.3 阻尼系數(shù)測度公式

設中國城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對城市化進程阻尼系數(shù)為Kdu，阻尼大小為DragduS，城市化進程總動力為UD（EG，TA），UD（·，·）是刻畫EG、TA共同作用以產生總動力的函數(shù)。由此得到式（5）中國城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對城市化進程阻尼系數(shù)測度公式：

Kdu=DragduSUDED，TA（5）

3 非參數(shù)估計

與傳統(tǒng)的參數(shù)估計方法不同，非參數(shù)估計方法無需事先假定經(jīng)濟變量間的關系，要對整個模型的參數(shù)進行估計，大大減小了模型的設定誤差，使得估計結果更貼近現(xiàn)實。由于中國城市化進程動力的產生過程異常復雜，到目前為止學者們仍無法打開這個黑箱，故本文不去假定UD（·，·）的函數(shù)形式，而是采用非參數(shù)估計方法來進行研究，以估計出阻尼系數(shù)。

3.1 非參數(shù)估計模型

將式（5）等價變換為：

DragduS=KduUDED，TA（6）

式（6）中DragduS為被解釋變量，EG、TA為解釋變量，Kdu為乘數(shù)，UD（·，·）設為未知函數(shù)，則式（6）就是一個非參數(shù)估計模型，即阻尼系數(shù)非參數(shù)估計模型。

3.2 局部線性估計

由于阻尼系數(shù)非參數(shù)估計模型中待估參數(shù)為一乘數(shù)Kdu，故此處可采用非參數(shù)估計中專門估計乘數(shù)的局部線性估計方法。

3.2.1 主成分回歸

在進行局部線性估計時，考慮到經(jīng)濟增長率與科技進步率兩變量之間的相關性較高，會導致出現(xiàn)多重共線性，故可用主成分回歸進行補救。主成分回歸通過構造原解釋變量的線性組合產生出不相關的新解釋變量，且新解釋變量帶有絕大部分的原解釋變量的信息^[21]。

（1）平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗。

主成分回歸要求回歸所用數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的或有協(xié)整關系。前述已知EG、TA的時間序列是一階單整的，現(xiàn)只需檢驗被解釋變量DragduS的時間序列。由檢驗結果可知其是二階單整的，DragduS、EG、TA之間可能存在著協(xié)整關系。再對DragduS、EG、TA進行協(xié)整檢驗，結果表明三者之間確實存在著協(xié)整關系，故可進行主成分回歸。

（2）新解釋變量提取。用SPSS19.0軟件對EG、TA進行主成分提取，第一主成分COMP1的貢獻率已高達98.88393%，因此可將COMP1作為提取出的新解釋變量，且在EG、TA上的載荷分別為0.71459、0.32597，則得到COMP1=0.71459EG+0.32597TA。

3.2.2 核密度函數(shù)設定

根據(jù)局部線性估計方法中核密度函數(shù)的形式，本文設核密度函數(shù)為：

FcCOMP1=122·Bw∑22i=1KeCOMP1（7）

式（7）中KeCOMP1被稱為核函數(shù)（Kernel Function），滿足KeCOMP1≥0，∫+∞-∞KeCOMP1 dCOMP1=1，且：

KeCOMP1 ?= 12πexp-COMP21 2（8）

而式（7）中Bw為窗寬（Bandwidth），核密度函數(shù)設定問題中最重要的就是窗寬的確定，因為Bw值對估計結果影響最大。若窗寬太小會導致隨機誤差項產生的噪音不能被排除;若窗寬太大則會使得估計結果的偏差過大。非參數(shù)估計給出的最佳窗寬函數(shù)如下：

Bw^=∫KeCOMP12 dCOMP1σ4∫Fc″COMP12dCOMP1 15/2215（9）

式（9）中σ是觀測點的標準差。將式（7）、式（8）、式（9）聯(lián)立方程組即可求出核密度函數(shù)FcCOMP1。

3.2.3 局部線性估計公式

令Yi=DragduSi（i=1，2，…，22），并將式（6）在Xi ?= COMP1 i 處局部線性化，則可把式（6）改寫為：

Yi=KduFcx+Xi-xdFcxdx+εi（10）

式（10）中εi為局部線性化之后的誤差項。

4 估算結果分析

將各年的DragduS和COMP1數(shù)據(jù)代入式（10），得到Kdu的兩類局部線性估計值。即Kdu的總體估計值與逐點估計值。其中：Kdu的總體估計值為0.07695，t檢驗統(tǒng)計量為8.2046，通過了5%的顯著性檢驗;Kdu的逐點估計結果見表2，至少通過了10%的顯著性檢驗。

4.1 總體估計值分析

將Kdu的總體估計值0.07695代入式（6）得：

DragduS=0.07695UDED，TA（11）

從式（11）可看出，阻尼大小與城市化進程總動力呈正相關關系，總動力增加一個百分點，阻尼大小將增大0.07695個百分點，或者說，總動力增加1/0.07695=12.9955個百分點，阻尼大小就會增大一個百分點，這表明了城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝耗損城市化進程總動力的能力。需要說明的是，由于阻尼大小是被解釋變量，是結果而不是原因，故阻尼大小的增大并不能導致動力的增大。

4.2 逐點估計值分析

本文計算阻尼系數(shù)逐點估計值的目的有兩個，一是通過逐點估計值波動幅度考察總體估計值是否穩(wěn)定，二是利用逐點估計值估計出偏導數(shù)DragduS/EG、DragduS/TA的乘數(shù)ρ1、ρ2。

（1）逐點估計值最大波動幅度（=（最大值-最小值）×100%）為1.901%。按照局部線性估計穩(wěn)定性判定標準^[22]，最大波動幅度在5%以內即為穩(wěn)定，因此總體估計值是穩(wěn)定的，這表明阻尼系數(shù)所表征的城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對城市化進程動力的耗損是一種“固有”能力。但是逐點估計值也只是在一定時間段內穩(wěn)定在總體估計值0.07695附近，正如本文中所考察的時間范圍1990～2011年，如果將來我國社會經(jīng)濟系統(tǒng)發(fā)生較大變化，那么逐點估計值有可能會穩(wěn)定在另一總體估計值的附近，則城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝耗損城市化進程動力的能力就有可能會發(fā)生較大變動。

（2）ρ1、ρ2這兩個乘數(shù)分別表示城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對經(jīng)濟發(fā)展動力和科技進步動力的耗損。通過逐點估計值，采用局部線性估計中的直接插入法^[22]將式（10）變換為：

Yi=KduFcx+Xi-xδx+εi（12）

式（12）中δx=DragduS/ED，DragduS/TAT為列向量，將式（12）的最小二乘解定義為δx的估計值則：

δ（x）=∑22i=1∑22j=1Xij-XijTXij-XijKeXij-xBwT

∑22i=1∑22j=1Xij-XijTXij-XijKeXij-xBw（13）

將Xi ?= COMP1 i 代入式（13）計算得ρ1=0.01476、ρ2=0.06113，阻尼大小與經(jīng)濟發(fā)展動力、科技進步動力呈正相關關系。經(jīng)濟發(fā)展動力和科技進步動力各增加一個百分點，阻尼大小將分別增大0.01476和0.06113個百分點。城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對科技進步動力的耗損大于對經(jīng)濟發(fā)展動力的耗損，前者約為后者的4倍，這說明城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對城市化動力產生的影響主要是在科技進步方面。上世紀90年代以來以信息技術為代表的高新科技發(fā)展在很大程度上為城市化進程提供了動力，而與此同時城市與農村的信息技術普及差距卻越拉越大，使得高新科技在城鄉(xiāng)的利用極不平衡，農村的生產生活難以吸納高新科技，科技進步所帶來的生產率提高、居民生活方式現(xiàn)代化等好處難以體現(xiàn)，最終導致城市化進程的科技進步動力減弱。

5 結論及政策啟示

本文旨在估算中國城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對城市化進程阻尼系數(shù)，分析城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對城市化進程動力的耗損能力。得出以下結論：（1）1990～2011年阻尼系數(shù)逐點估計值圍繞總體估計值0.07695在[0.06898，0.08799]小幅波動，估計值較穩(wěn)定，正好符合粘滯摩擦學中阻尼系數(shù)定義所隱含的“固有”這一層意思。這意味著阻尼大小與城市化進程總動力呈正相關關系，總動力增加1%則阻尼大小將增大0.07695%，這樣一來，動力作用將會被城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝削弱，導致城市化進程難以迅速推進。（2）阻尼大小與經(jīng)濟發(fā)展動力、科技進步動力呈正相關關系。經(jīng)濟發(fā)展動力、科技進步動力各增加1%則阻尼大小將分別增大0.01476%、0.06113%。城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對科技進步動力的耗損遠大于對經(jīng)濟發(fā)展動力的耗損，這說明城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對城市化動力產生的影響主要是在科技進步方面。

既然中國城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝耗損城市化進程動力的能力是客觀存在的固有能力，那么政府、企業(yè)或其他組織采取政策措施彌合城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝難道是“徒勞無功”的嗎？答案顯然是否定的，雖然政策措施無法改變城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝耗損城市化進程動力的客觀規(guī)律，但是合理有效的措施可以通過縮小城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝來減小阻尼大小，從而加速城市化進程。

從經(jīng)濟發(fā)展和科技進步兩大動力來看，通過經(jīng)濟發(fā)展途徑來加快城市化進程更為“劃算”。因為城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝對科技進步動力的耗損較大，即便是科技進步動力迅猛增長，城市化進程也難以加快，甚至可以說，科技進步動力越大，損失的動力越多，城市化就越“不劃算”。因此，今后可以考慮多引入一些能從經(jīng)濟增長角度推動城市化發(fā)展的因素，如增加城鄉(xiāng)基礎設施建設投資、提高城鄉(xiāng)市場交易效率等。

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（責任編輯：王惠萍）