姚星 杜艷 周茂

摘要農村居民消費不足是現(xiàn)階段我國經(jīng)濟失衡的一大表現(xiàn)，加快我國城鎮(zhèn)化建設的重要目標之一在于促進農村居民消費，于此同時，城鎮(zhèn)化建設對農村居民消費的影響，還受制于配套產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的高低。本文首先探索性地構建城鎮(zhèn)化影響農村居民消費的理論解釋。在此基礎上，采用2000—2012年我國30個省（市、區(qū)）的數(shù)據(jù)，運用雙向固定效應模型，實證檢驗了城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)發(fā)展與農村居民消費之間的關系，其中重點從地區(qū)工業(yè)發(fā)展水平和服務業(yè)發(fā)展水平兩個方面探討配套產(chǎn)業(yè)發(fā)展的調節(jié)效應。此外，在估計過程中考慮到研究對象的區(qū)域異質性，對于東、中、西部分樣本還進行了分組對比考察。本文研究結果表明：①城鎮(zhèn)化能夠顯著促進農村居民的消費，工業(yè)發(fā)展水平具有明顯的正向調節(jié)作用，但服務業(yè)發(fā)展水平的調節(jié)作用并不顯著；②東部地區(qū)相比中、西部地區(qū)，由于配套優(yōu)勢，城鎮(zhèn)化的推進更能有效地促進農村消費的提升；③東部地區(qū)工業(yè)發(fā)展水平的正向調節(jié)效應顯著存在于工業(yè)化水平由最低端向中端攀升的過程中，而在西部地區(qū)，由于工業(yè)發(fā)展低效益伴隨的農村勞動力外流以及對當?shù)馗氐牡托Ю?，工業(yè)發(fā)展反而削弱了城鎮(zhèn)化的正向調節(jié)作用。因此，為了更好地通過促進農村消費實現(xiàn)擴大內需，本文研究的政策建議包括：在當前我國城鎮(zhèn)化建設進程中，要特別注重對配套產(chǎn)業(yè)特別是工業(yè)的培育，防范產(chǎn)業(yè)空心化風險，穩(wěn)定就業(yè)。東部工業(yè)發(fā)展的重點應是扶持工業(yè)最不發(fā)達區(qū)域，縮小區(qū)域之間工業(yè)發(fā)展差距，西部工業(yè)發(fā)展的重點則在于提高工業(yè)發(fā)展的效益，引導農民工回流，調整經(jīng)濟發(fā)展結構和模式。

關鍵詞城鎮(zhèn)化；配套產(chǎn)業(yè)發(fā)展；農村居民消費；調節(jié)效應

中圖分類號F126.1文獻標識碼A文章編號1002-2104（2017）04-0041-08doi：10.12062/cpre.20170325

改革開放30多年來，中國經(jīng)濟持續(xù)快速增長，但其高速增長的背后隱藏著一系列的失衡現(xiàn)象，其中消費不足是其重要的一環(huán)，尤其是農村居民消費不足更為明顯，其中，2012年城鎮(zhèn)居民人均消費為16 674 元，農村居民人均消費為5 908元，農村居民消費僅為城鎮(zhèn)的30%左右（中國統(tǒng)計年鑒）。后危機時代，擴大內需是我國經(jīng)濟增長方式調整的長期戰(zhàn)略方針，農村居民消費不足，擴大內需的根源在農村。與此同時，在加強三農建設的基礎上，政府的經(jīng)濟工作重點也逐步向城鎮(zhèn)化建設轉變，以此實現(xiàn)開拓農村消費市場，提高遷入城鎮(zhèn)農民的生活水平的目的。那么城鎮(zhèn)化的發(fā)展對農村居民的消費到底有怎么的影響呢？此外，自改革開放以來，我國城鎮(zhèn)化發(fā)展與勞動力轉移呈現(xiàn)出“候鳥式遷移”的特點，這種模式下，如果只是簡單的人口空間轉移，不注重經(jīng)濟結構變遷與經(jīng)濟空間轉移的耦合，就不能使農村居民真正從這場改革中受益。這種耦合在現(xiàn)實中主要體現(xiàn)為城鎮(zhèn)化進程中的配套產(chǎn)業(yè)發(fā)展是否適宜。那么探討產(chǎn)業(yè)發(fā)展在利用城鎮(zhèn)化拉動農村居民消費過程中所發(fā)揮的作用具有重要的現(xiàn)實意義。鑒于此，本文將從以下三個方面進行關注：首先，探索性地構建城鎮(zhèn)化和農村居民消費關系的理論解釋；其次，充分考慮到城鎮(zhèn)化的空間轉移與產(chǎn)業(yè)的結構變遷之間的耦合，以產(chǎn)業(yè)發(fā)展的調節(jié)效應為研究視角，重新探討城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)發(fā)展和農村居民消費三者之間的關系；最后，在估計過程中對于東、中、西部分樣本的分組對比考察，可以充分考慮到研究對象的區(qū)域異質性以及政策的針對性。

1文獻綜述

在我國城鎮(zhèn)化進程不斷加快推進的背景下，究竟城鎮(zhèn)化的實施與農村居民的消費有怎樣的關系呢？既有文獻基于不同視角，對此問題進行了研究，一部分學者比較一致地認為城鎮(zhèn)化的發(fā)展有利于促進農村居民的消費。胡日東和蘇梽芳[1]基于1978—2004年的數(shù)據(jù)，構建VAR模型探討了城鎮(zhèn)化發(fā)展水平與城鎮(zhèn)居民、農村居民兩類人群消費之間的動態(tài)關系，研究發(fā)現(xiàn)從累計效應來看，城鎮(zhèn)化更能促進農村居民的消費；呂景春和胡鈞浪[2]認為擴大農村居民的消費尤其是生活性消費可以從消除制度方面的阻礙因素著手，借助城鎮(zhèn)化手段實現(xiàn)；蔣南平等[3]基于2008年234個地級城市層面的數(shù)據(jù)探討了城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對城鎮(zhèn)居民和農村居民兩類人群消費的差異性影響，結論認為無論是對于城鎮(zhèn)居民還是農村居民，城鎮(zhèn)化發(fā)展都能促進消費，但對比來看，對前者的促進效應更大；姜凌和高文玲[4]在回歸方程中加入了消費習慣的影響后，應用廣義距方法研究了我國城鎮(zhèn)化發(fā)展對農村居民消費的影響，結論認為城鎮(zhèn)化能顯著提高農村居民的消費水平。

然而，還有一部分學者認為由于某些制約條件的存在，導致城鎮(zhèn)化對農村居民消費的作用并不明確。吳敬璉[5]指出大力發(fā)展中小企業(yè)，逐步建立城鄉(xiāng)銜接的社會福利保障制度是實現(xiàn)農村剩余勞動力轉移和發(fā)揮城鎮(zhèn)化效應的必備前提；來自2010年度國務院發(fā)展研究中心關于城鎮(zhèn)化發(fā)展的相關研究[6]認為，進城農民缺乏對城市的歸屬感，從而造成這部分轉移的農民實際上在城市除基本生活之外的消費傾向非常低；鄧玲和張鷗[7]運用動態(tài)模型分析了四川的工業(yè)化與城鎮(zhèn)化的互動效應，得出了四川工業(yè)化與城鎮(zhèn)化互動對經(jīng)濟增長的推動效應強；薛賀香[8]重點考察農業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)、城鎮(zhèn)化與農村居民消費之間的互動，結論認為農業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展有助于擴大農村居民的消費及推進城鎮(zhèn)化建設，但對于城鎮(zhèn)化建設具有短暫的時滯性；夏鋒[9]認為為了釋放城鎮(zhèn)化的最大潛力，關鍵在于推進人口城鎮(zhèn)化的轉型與改革。

3實證模型、變量和數(shù)據(jù)

3.1實證模型

為此，根據(jù)（9）式的理論模型，我們將實證模型設定為雙向固定效應模型，如下：

Cit=α+βY′it+γUit+∑2[]j=1θjDjitUit+∑4[]j=3θjDjitUit+∑4[]j=1θjDjit+

瘙 窞 i+

瘙 窞 t+εit （10）

在估計式（10）中，Cit和Y′it分別表示i地區(qū)t年農村居民的消費水平和收入水平，Uit表示i地區(qū)t年的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，地區(qū)工業(yè)化發(fā)展水平和服務業(yè)發(fā)展水平分別用虛擬變量D1、D2以及D3、D4表示。

瘙 窞 i代表地區(qū)固定效應，控制省級層面不隨時間變化的因素對農村居民消費的影響，

瘙 窞 t代表時間固定效應，剔除時間趨勢的影響，α為常數(shù)項，εit表示誤差項。本文對整體樣本進行回歸后，為了分析區(qū)域差異對產(chǎn)業(yè)發(fā)展調節(jié)效應的異質性影響，將進一步采用分組回歸的方法。

3.2變量

農村居民消費指標（Cit）。選取各地區(qū)農村居民家庭人均消費支出衡量農村居民消費水平，以2000年為基期對數(shù)據(jù)進行平減處理。

農村居民收入指標（Y′it）。選取各地區(qū)農村居民家庭人均純收入衡量農村居民收入水平，以2000年為基期對數(shù)據(jù)進行平減處理。需要說明的是，按照理論模型，農村居民收入本應該用其中的經(jīng)營性收入和財產(chǎn)收入兩項加總，由于數(shù)據(jù)所限，這里用總收入近似替代。

城鎮(zhèn)化指標（Uit）。目前，對于城鎮(zhèn)化率的衡量主要有：人口比重指標法、調整系數(shù)法、現(xiàn)代化城鎮(zhèn)指標法、城鎮(zhèn)利用土地指標法和農村程序化指標法。由于上述很多測算方法在實際操作中存在概念和范圍界定等方面的困難，實際應用中最常用的是人口比重指標法?？紤]到我國現(xiàn)有戶籍制度的特點，本文主要根據(jù)人口比重指標法，采用城鎮(zhèn)常住人口在全地區(qū)總人口中的所占比重來表征城鎮(zhèn)化的發(fā)展水平。

工業(yè)化發(fā)展水平的劃分（D1、D2）。選取各地區(qū)工業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)總產(chǎn)值的比重來衡量工業(yè)化發(fā)展水平，再將30個省按照各自的工業(yè)化發(fā)展水平逐年排序，平均劃分為高、中、低三個區(qū)，給區(qū)內的各個省賦予相應的工業(yè)化發(fā)展水平虛擬變量。具體表示為：高（0，0），中（0，1），低（1，0）。那么從實證模型可知，參數(shù)γ、γ+θ2、γ+θ1分別表示在高、中、低三個等級的工業(yè)化發(fā)展水平下城鎮(zhèn)化對農村居民消費的影響，它們之間的差值很好地反映了工業(yè)化發(fā)展水平對于城鎮(zhèn)化影響消費的調節(jié)效應。

服務業(yè)發(fā)展水平的劃分（D3、D4）。選取各地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)總產(chǎn)值的比重來衡量服務業(yè)發(fā)展水平，關于服務業(yè)發(fā)展水平的劃分方法同上，虛擬變量的具體含義為：高（0，0），中（0，1），低（1，0），參數(shù)的解釋同上。

在參數(shù)估計過程中，考慮到以上變量可能存在的非線性關系，對于所有的解釋變量和被解釋變量均采用自然對數(shù)形式。所有變量的描述性統(tǒng)計如表1。

3.3數(shù)據(jù)

本文選取2000—2012年我國東、中、西部30個?。ㄊ小^(qū)）的數(shù)據(jù)，其中東部包括：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西、海南；中部包括：山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部包括：四川、重慶、貴州、云南、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆。各變量的數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒（2001—2013）》、《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》和各?。ㄊ?、區(qū)）2000—2012年的地方統(tǒng)計年鑒。

3.4面板數(shù)據(jù)的單位根及協(xié)整檢驗

3.4.1單位根檢驗

通常來說，消費、收入等宏觀數(shù)據(jù)多數(shù)不是平穩(wěn)的，如果直接用來回歸，很容易造成偽回歸問題。因此在做回歸分析之前，我們有必要先進行單位根檢驗。我們采用LLC、IPS、HADRI三種方法進行綜合判定。

3.4.2協(xié)整檢驗

進行單位根檢驗后，由于本文重點要通過回歸考察原序列變量之間的關系，因此需要判定各變量間是否存在協(xié)整關系，即需要進行面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗。在本文中，我們使用Kao檢驗和Pedroni檢驗兩種方法進行判定。

如表3所示，面板數(shù)據(jù)的Pedroni檢驗所包含的七組統(tǒng)計指標中，有四組的伴隨概率都小于5%，基本可以說明變量之間存在協(xié)整關系；Kao檢驗結果表明，ADF統(tǒng)計量非常顯著，也可以說明各變量間是存在協(xié)整關系的。綜上，通過對面板數(shù)據(jù)的單位根和協(xié)整檢驗說明，可以對模型進行回歸分析。

4實證結果及分析

4.1全樣本回歸

對（10）式進行全樣本回歸，回歸結果見表4：

綜合表4中的4列回歸結果，lnYit的系數(shù)為0.9左右，在1%的水平上顯著，表示農村居民收入變動1%，消費將同方向變動0.9%。收入與消費基本存在同比例變化關系，這充分表明農村消費很大程度受制于收入水平，農村居民收入的提高能有效推動農村居民的消費。這也符合王宏偉[13]、方松海等[14]的研究結論：進一步增強農村居民消費能力的根本著力點在于大幅度地提升農民的收入水平。

如表4中的第1列結果所示，lnUit的系數(shù)顯著為正，第2列到第4列回歸在考慮到地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和城鎮(zhèn)化交互作用后，可計算總效應也為正，表明城鎮(zhèn)化水平與農村居民消費呈明顯的正相關關系。這很好地證明了近十年來國家對于城鎮(zhèn)化進程的大力推進大大刺激了農村居民的消費，這符合國家實施城鎮(zhèn)化政策的一大初衷，也與姜Di的系數(shù)表示產(chǎn)業(yè)發(fā)展對于農村居民消費的直接影響?？梢娞摂M變量D1系數(shù)的絕對值顯著大于D2系數(shù)的絕對值。前文對表征工業(yè)化發(fā)展水平的虛擬變量D1和D2定義為：高（0，0），中（0，1），低（1，0），這表明隨著地區(qū)工業(yè)化發(fā)展水平的提升，當?shù)氐霓r村居民消費有增加的趨勢，且當某地區(qū)工業(yè)化水平由低端向中端爬升時，對消費的帶動作用最強。這種結果可能的解釋為：某地區(qū)工業(yè)化水平的提升一方面能增加農村居民的收入，從而引致消費的增加；另一方面工業(yè)化水平的提升能有效彌補農村消費品種類供應的不足，從而促進消費。

表征服務業(yè)發(fā)展水平的虛擬變量D3、D4的系數(shù)都不顯著。這表明目前中國某地區(qū)服務業(yè)的發(fā)展與農村居民消費沒有明顯的相關關系。這種結果與一些學者的觀點并不一致，可能的解釋為：鄉(xiāng)村生活方式主要以自我消費為主，以飯館、酒店、家政等為主的服務業(yè)消費市場在農村的規(guī)模容量非常有限，并且目前我國農民的收入水平還普遍較低，因而當?shù)胤諛I(yè)的發(fā)展很難有效刺激消費的增長。

本文重點關注地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展在城鎮(zhèn)化促進農村居民消費中起到的調節(jié)作用，即交互項的估計系數(shù)：

D1×lnUit和D2×lnUit的系數(shù)綜合表征工業(yè)化發(fā)展水平對城鎮(zhèn)化帶動農村消費的調節(jié)效應。以第（4）列結果為例，兩者的系數(shù)都顯著為負，分別為-0.213和-0.086，根據(jù)前文對虛擬變量系數(shù)含義的闡述，這代表的具體含義為：處于高工業(yè)化水平的地區(qū)，城鎮(zhèn)化率對于農村居民消費的邊際貢獻為0.333（即0.333-0.213×0-0.086×0），處于中等工業(yè)化水平的地區(qū)，城鎮(zhèn)化率對于農村居民消費的邊際貢獻為0.247（即0.333-0.213×0-0.086×1），處于低工業(yè)化水平的地區(qū)，城鎮(zhèn)化率對于農村居民消費的邊際貢獻僅為0.12（即0.333-0.213×1-0.086×0）。這種城鎮(zhèn)化對于農村居民消費的差異化影響集中體現(xiàn)在所在地區(qū)工業(yè)化發(fā)展水平上，隨著某地區(qū)工業(yè)化水平的提高，城鎮(zhèn)化進程的推進越有利于農村居民消費的增長，工業(yè)化發(fā)展能夠起到對于城鎮(zhèn)化帶動消費的正向調節(jié)的作用。對于工業(yè)化發(fā)展的正向調節(jié)效應，可能的解釋為：我國近十年的平均城鎮(zhèn)化率為40%左右，與發(fā)達國家相比，還處于勞動力從農業(yè)向非農轉化的早期階段，在這一階段工業(yè)是吸納勞動力就業(yè)的主要產(chǎn)業(yè)。以輕工業(yè)為例，其具有鮮明的勞動密集型特征，相比服務業(yè)而言對勞動力的專業(yè)技能沒有過高的要求，有助于農村地區(qū)剩余勞動力轉化為非農產(chǎn)業(yè)。在城鎮(zhèn)化的進程中，工業(yè)起到的吸納就業(yè)作用很大程度上提高了原本以“務農”為主的農民的收入，并且由經(jīng)營性收入向工資收入的收入結構轉化也大大減小了轉移農村勞動力的收入不確定性，收入的提高從根本上促進了農村居民消費的增長。如果說城鎮(zhèn)化是空間結構的變革，工業(yè)化是產(chǎn)業(yè)結構的變遷，那么工業(yè)化對于城鎮(zhèn)化帶動消費的正向調節(jié)作用表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結構與空間結構的良性互動。

D3×lnUit 和D4×lnUit的系數(shù)綜合表征服務業(yè)發(fā)展水平對城鎮(zhèn)化帶動農村消費的調節(jié)效應。然而兩者的系數(shù)都不顯著，說明城鎮(zhèn)化對農村居民消費的作用幾乎不受服務業(yè)發(fā)展水平的影響，即相比于工業(yè)化，服務業(yè)發(fā)展水平的調節(jié)效應并不顯著。對于此結果的分析同上，主要因為在城鎮(zhèn)化初期，服務業(yè)對農村勞動力的吸收作用很弱，在這場“人”的轉移過程中，并不能有效提升農村居民的收入，因此幾乎不能刺激消費的進一步增長。城鎮(zhèn)化拉動農村居民消費的最主要途徑是穩(wěn)定和提升收入預期，根據(jù)持久收入假說，對于低收入人群，熨平未來收入不確定性比提升收入更為重要。因此，發(fā)揮城鎮(zhèn)化拉動農村居民消費作用的關鍵在于要有能夠提供穩(wěn)定就業(yè)崗位的配套產(chǎn)業(yè)作支撐，在這方面，現(xiàn)階段工業(yè)吸納勞動力就業(yè)的持續(xù)期要遠長于服務業(yè)。

4.2分區(qū)域樣本分組回歸

在全樣本回歸中，已經(jīng)證明了城鎮(zhèn)化對于農村居民消費的促進作用以及工業(yè)化發(fā)展在其中發(fā)揮的正向調節(jié)作用，我國地域廣大，地區(qū)差距比較大，為了進一步分析各省份所處地區(qū)差異對上述結果的影響，我們將把全樣本分為東、中、西部三個區(qū)域進行分組回歸比較，結果見表5。

東、中、西部三個地區(qū)lnYit的系數(shù)及顯著性都與全樣本結果一致，農村居民收入的增長都能顯著地促進消費。

比較三個地區(qū)lnUit的系數(shù)發(fā)現(xiàn)，系數(shù)的顯著性存在明顯差異。東部地區(qū)相比中、西部地區(qū)，城鎮(zhèn)化的推進更能有效地促進農村消費的提升。這種結果可能的解釋是：從中國區(qū)域實踐看，中、西部的城鎮(zhèn)化無論是起步時間還是發(fā)展水平都明顯滯后于東部地區(qū)，并且在城鎮(zhèn)化的實施進程中，由于先天優(yōu)勢，東部在資金、產(chǎn)業(yè)、教育、社會保障等配套措施方面也都優(yōu)于中、西部，因此中、西部目前的城鎮(zhèn)化水平還不足以在提升農村居民收入、消費水平及構建真正意義上的“市民化”過程中發(fā)揮太大的作用。目前中西部城鎮(zhèn)化進程中存在的問題主要還體現(xiàn)為城鎮(zhèn)布局不合理，基本呈現(xiàn)東密西疏的特點，這種區(qū)域內部的斷層發(fā)展很不利于發(fā)揮城鎮(zhèn)化的功效，這種布局結構在一定程度上還可能會進一步拉大中西部整體與東部的差距。

三個地區(qū)的D3、D4、D3×lnUit、D4×lnUit的系數(shù)及顯著性也與全樣本結果一致，一是說明服務業(yè)的發(fā)展并不能顯著地促進農村居民的消費；二是說明在農村居民消費方面，服務業(yè)的發(fā)展也并不能顯著地起到對城鎮(zhèn)化的正向調節(jié)作用。

分組回歸的一大發(fā)現(xiàn)在于對工業(yè)化發(fā)展水平這一變量系數(shù)的挖掘。考慮到區(qū)域異質性后，差異性的結果主要體現(xiàn)在以下兩點：

一是，東部相比于中、西部地區(qū)，D1的系數(shù)顯著為負，D2的系數(shù)不顯著，表明工業(yè)化發(fā)展顯著地促進東部地區(qū)農村居民的消費，但是這種促進作用只存在于工業(yè)化水平由低端向中端攀升的過程中，換句話說，在東部區(qū)域內部，工業(yè)化水平最低的地區(qū)相對于工業(yè)化已經(jīng)發(fā)展較好的地區(qū)，其工業(yè)化發(fā)展對農村消費的邊際貢獻更大。這與齊紅倩和劉力[15]的發(fā)現(xiàn)是一致的：收入分配差距過大是長久以來中國消費市場疲軟的重要原因。據(jù)中國家庭金融調查報告顯示，東部的基尼系數(shù)為0.59，比中、西部要高，因此，重點加快東部區(qū)域內部最低工業(yè)化水平地區(qū)的發(fā)展，能有效地增加該地區(qū)居民尤其是處在城鎮(zhèn)化轉型期的農民收入，這樣有利于縮小東部地區(qū)的內部收入差距，進而促進東部地區(qū)的整體消費。

二是，與全樣本結果差異最大的是，西部地區(qū)D1×lnUit和D2×lnUit的系數(shù)都顯著為正。這表明在西部現(xiàn)階段實施城鎮(zhèn)化的進程中，工業(yè)化發(fā)展在西部地區(qū)對城鎮(zhèn)化的消費帶動作用呈現(xiàn)明顯的負向調節(jié)效應?；谖覈壳皡^(qū)域發(fā)展的實際，我們探索性把西部地區(qū)城鎮(zhèn)化與工業(yè)化無法耦合的癥結歸結于農村勞動力向東部沿海地區(qū)的大量外流。在城鎮(zhèn)化的進程中，政府大力推進配套工業(yè)的初衷是為了更好地吸納這部分“市民”，但是由于西部地區(qū)的工業(yè)較東部來講起步較晚，又由于先天的交通和基礎設施的劣勢，造成了工業(yè)化無法實現(xiàn)聚集和規(guī)?；?，效益不佳造成了西部地區(qū)工資水平普遍較低，結果導致農民工的大量外流，因此當?shù)毓I(yè)的零星發(fā)展對這部分“農轉非”居民來講，并不能起到有效增長收入和刺激當?shù)叵M的作用。相反，在城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的“同步”發(fā)展過程中，由于大量廢棄的規(guī)劃工業(yè)園區(qū)對原先耕地的占用，很大程度上還導致了農民這部分靠務農的經(jīng)營性收入的流失，這可能還會進一步降低農民的消費。西部的例子很好地說明了在城鎮(zhèn)化的進程中，低質量的配套產(chǎn)業(yè)發(fā)展不僅不會起到有效吸收“農轉非”居民就業(yè)促進消費的作用，還會由于擠占土地等有限自然資源反倒降低農民的務農收入，削弱農村居民的消費能力。

5結論及政策建議

農村消費市場的空間十分廣闊，蘊藏著極大的市場開拓潛力，對于農村消費市場的激活是我國擴大內需的重要著力點。在我國城鎮(zhèn)化進程不斷加快推進的背景下，究竟城鎮(zhèn)化的實施與農村居民的消費有怎樣的關系呢？經(jīng)濟發(fā)展是經(jīng)濟空間轉移和經(jīng)濟結構變遷不斷耦合的結果，那么在農村勞動力向城市的轉移過程中，產(chǎn)業(yè)結構變遷到底又發(fā)揮著怎樣的調節(jié)作用呢？本文通過構建理論模型與實證分析試圖回答這些問題，得到以下主要結論：

第一，從全樣本來看，城鎮(zhèn)化能夠顯著提升農村居民的消費水平；分樣本來看，東部地區(qū)相比中、西部地區(qū)，由于配套優(yōu)勢，城鎮(zhèn)化的推進更能有效地促進農村消費的提升。

第二，從全樣本來看，工業(yè)發(fā)展在城鎮(zhèn)化帶動農村居民消費中起到了非常顯著的正向調節(jié)作用，而服務業(yè)發(fā)展的調節(jié)效應并不顯著；分樣本來看，東部地區(qū)工業(yè)發(fā)展對于農村居民消費的促進作用只顯著存在于工業(yè)化水平由最低端向中端攀升的過程中，而在西部地區(qū)，由于農村勞動力的大量外流，工業(yè)化發(fā)展反而削弱了城鎮(zhèn)化的正向調節(jié)作用。

從我國城鎮(zhèn)化發(fā)展的現(xiàn)狀出發(fā)，結合研究結論，可以提出以下政策建議以完善我國城鎮(zhèn)化建設：

第一，農村居民消費水平的提高仍然很大程度上取決于收入水平，在城鎮(zhèn)化進程中，只要政府設法給“農轉非”居民提供創(chuàng)收途徑，并不斷改革完善社會保障制度，就能利用城鎮(zhèn)化進程的推進促進農村居民消費，很大程度上有利于解決我國內需不足的問題。

第二，自改革開放以來，我國城鎮(zhèn)化發(fā)展與勞動力轉移呈現(xiàn)出“候鳥式遷移”的特點[4]，這種模式下，只是簡單的人口空間轉移，不注重經(jīng)濟結構變遷與經(jīng)濟空間轉移的耦合，就不能使農村居民真正從這場改革中受益。政府在推進城鎮(zhèn)化的進程中，要注重配套產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，在城鎮(zhèn)化初期，尤其要注重對具有規(guī)模效應的工業(yè)產(chǎn)業(yè)的培育，達到有效地吸收農村勞動力，通過保障他們的就業(yè)使他們的收入穩(wěn)固提高，才能更好地發(fā)揮城鎮(zhèn)化在促進消費方面的重要作用。

第三，考慮城鎮(zhèn)化與工業(yè)化互動在促進農村居民消費方面的作用，東、中、西部地區(qū)要差異化對待。對于東部地區(qū)而言，基于收入差距不斷擴大的現(xiàn)狀，在城鎮(zhèn)化的進程中，要重點加快東部區(qū)域內部最低工業(yè)化水平地區(qū)的發(fā)展，通過給當?shù)剞r民創(chuàng)收，縮小內部收入差距，進而促進東部地區(qū)的整體消費；對于西部地區(qū)而言，在城鎮(zhèn)化的進程中，勞動力大量外流是工業(yè)發(fā)展產(chǎn)生負向調節(jié)效應的癥結所在，因此，如何吸引農村勞動力的回流是政府的當務之急。對此，西部地區(qū)還是要堅持以發(fā)展的觀念解決問題，一方面要保持經(jīng)濟增速，另一方面要調整經(jīng)濟發(fā)展結構和模式，要切實發(fā)展實體工業(yè)經(jīng)濟，減少對固定資產(chǎn)投資和房地產(chǎn)開發(fā)的依賴，防范產(chǎn)業(yè)空心化，提高工資的整體水平，使回流的農村勞動力的收入有實實在在的提高，才能在城鎮(zhèn)化進程中更好地發(fā)揮工業(yè)發(fā)展對當?shù)叵M的促進作用。

（編輯：劉呈慶）

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