陳美美

（中南財經(jīng)政法大學(xué)金融學(xué)院，湖北　武漢　430073）

城鎮(zhèn)化對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響及其區(qū)域差異——基于省際面板數(shù)據(jù)的分析

陳美美

（中南財經(jīng)政法大學(xué)金融學(xué)院，湖北武漢430073）

文章采用2005-2013年全國31個省份數(shù)據(jù)，運用面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗，檢驗城鎮(zhèn)化是否拉動了中國經(jīng)濟(jì)增長，在此基礎(chǔ)上分別建立面板誤差修正模型（PECM）和個體固定效應(yīng)模型，實證分析了城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的總體影響和區(qū)域性差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化水平和經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系，城鎮(zhèn)化率每提高1個百分點將帶來0.37個百分點的經(jīng)濟(jì)增長，并且兩者之間的均衡存在短期的波動抑制作用；進(jìn)一步從區(qū)域差異上來看，城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟(jì)的影響程度呈現(xiàn)從西部、東部、中部、東北依次增強的趨勢。

城鎮(zhèn)化；經(jīng)濟(jì)增長；面板誤差修正模型；區(qū)域差異

一、引言

城鎮(zhèn)化是指農(nóng)村人口不斷向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，第二、三產(chǎn)業(yè)不斷向城鎮(zhèn)聚集，從而使城鎮(zhèn)數(shù)量增加，城鎮(zhèn)規(guī)模擴大的一種自然歷史過程，是各個國家在實現(xiàn)工業(yè)化、現(xiàn)代化過程中所經(jīng)歷社會變遷的一種反映。改革開放以來，我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程突飛猛進(jìn)，1978年我國的城鎮(zhèn)化率為21.1%，到2015年底已達(dá)到56.1%，與世界平均水平基本持平。在城鎮(zhèn)化水平飛速發(fā)展的同時，我國經(jīng)濟(jì)也在迅速增長。1978年我國GDP僅為0.37億元，位列全球15位，到2015年我國GDP已經(jīng)達(dá)到了67.67萬億元，位列全球第二，僅次于美國。然而我國人均GDP仍處在相對較低的水平，與美國、日本、德國、英國等發(fā)達(dá)國家存在很大差距。

城鎮(zhèn)化是否是中國經(jīng)濟(jì)增長的一大引擎成為國內(nèi)外學(xué)者研究的重點。一種觀點認(rèn)為城鎮(zhèn)化會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。Mccoskey，Kao［1］采用1965-1989年30個發(fā)展中國家數(shù)據(jù)和22個發(fā)達(dá)國家面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)樣本國家人均GDP與城鎮(zhèn)化率、勞動資本之間存在長期協(xié)整關(guān)系。Henderson［2］采用發(fā)展中國家的橫截面數(shù)據(jù)得出城鎮(zhèn)化水平和人均GDP相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.85。CC Au，JV Henderson［3］通過分析得出中國城鄉(xiāng)分割的戶籍制度阻礙了勞動力的流動，不僅導(dǎo)致了農(nóng)村勞動力過剩，而且阻礙了中國城鎮(zhèn)化水平的提高，從而不利于中國經(jīng)濟(jì)的增長。朱孔來［4］分析了全國31個省份城鎮(zhèn)化率和GDP之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化率每提高1%，會促使經(jīng)濟(jì)增長7.1%。蔣冠［5］選取中國1978-2012年的時間序列數(shù)據(jù)，通過分析發(fā)現(xiàn)，我國城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系，進(jìn)一步選取泰爾指數(shù)分析發(fā)現(xiàn)，中國省級的城鎮(zhèn)化差異總體呈現(xiàn)縮小趨勢。另一種觀點則認(rèn)為，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的影響不顯著甚至為負(fù)。Abdel-Rahman［6］通過對35個發(fā)展中國家橫截面的實證分析，得出城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長呈負(fù)相關(guān)的結(jié)論。王婷［7］選取我國1996-2011年的省域面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在西部地區(qū)人口城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用并不明顯。武永立［8］發(fā)現(xiàn)在研究城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平關(guān)系時，不同的指標(biāo)和模型選擇會得出不同結(jié)論甚至是相反結(jié)論。

綜上所述，關(guān)于城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的影響仍沒有一致的結(jié)論，并且現(xiàn)有文獻(xiàn)很少考慮到我國城鎮(zhèn)化水平區(qū)域差異對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，而我國作為一個區(qū)域發(fā)展極不平衡的大國，各個地區(qū)的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平有明顯不同，這種不同可能會造成對經(jīng)濟(jì)增長的影響差異化。因此，根據(jù)城鎮(zhèn)化水平的不同，把全國分為東、中、西和東北4個區(qū)域，進(jìn)一步分析城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟(jì)增長影響的區(qū)域差異具有重大的現(xiàn)實意義。本文的創(chuàng)新點在于：既運用總體回歸得出我國城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)值，并且通過面板誤差修正模型發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長之間的均衡存在短期波動抑制作用，同時又將變量區(qū)域化，利用個體固定效應(yīng)模型，探討了城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的區(qū)域差異性影響。

二、城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的作用機制

城鎮(zhèn)化作為一項基礎(chǔ)性的經(jīng)濟(jì)、社會和制度的變革會產(chǎn)生多種經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，其中主要通過規(guī)模經(jīng)濟(jì)、分工和專業(yè)化和創(chuàng)新效應(yīng)等促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。

首先，城鎮(zhèn)化是勞動力、資源等要素流動和積聚的過程，人口轉(zhuǎn)移會帶來需求的集中，促使供給集中，形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。第一，產(chǎn)業(yè)規(guī)模在擴大的同時會帶來產(chǎn)品多樣化和產(chǎn)品質(zhì)量的提升，從而產(chǎn)生技術(shù)進(jìn)步，成為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的持續(xù)動力。第二，產(chǎn)業(yè)的發(fā)展吸納了農(nóng)村剩余勞動力就業(yè)，滿足了城鎮(zhèn)化中各類需求。第三，規(guī)模經(jīng)濟(jì)使得生產(chǎn)成本下降，收入增加，而收入用于消費或投資進(jìn)一步拉動生產(chǎn)資料的需求，從而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向影響。

其次，在城鎮(zhèn)化發(fā)展的過程中，分工和專業(yè)化程度隨著市場規(guī)模的擴大不斷深化，具有技術(shù)性、專業(yè)性技能的工人可以更加熟練完成任務(wù)，生產(chǎn)效率得到提高，經(jīng)濟(jì)增長也就能夠快速實現(xiàn)。

最后，城市是新知識、新觀念產(chǎn)生的中心，這些新思想在城市密集的經(jīng)濟(jì)活動中可以實現(xiàn)低成本的擴散。熊彼特認(rèn)為創(chuàng)新周期與經(jīng)濟(jì)周期是同步的，即在創(chuàng)新低迷時，經(jīng)濟(jì)處于下行，在創(chuàng)新涌現(xiàn)時，經(jīng)濟(jì)處于繁榮期，知識和觀念的共享可以促進(jìn)一國或地區(qū)的長期穩(wěn)定增長。

三、城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長影響的實證分析

（一）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

本文借鑒了已有相關(guān)研究成果，采用人口城市化率度量城鎮(zhèn)化水平，即城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎兀?），記為URB，這也是國際上通用的衡量城鎮(zhèn)化水平的指標(biāo)?？紤]到人均GDP剔除了人口規(guī)模的影響，本文選擇省份人均GDP來反映經(jīng)濟(jì)增長，記為GDP。本文采用的數(shù)據(jù)主要來自國家統(tǒng)計局發(fā)布的歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和巨靈金融服務(wù)平臺，選取了以上兩個指標(biāo)2005-2013年全國31個?。ㄊ校┑哪甓葦?shù)據(jù)。另外，為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，在進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分析時，對以上各變量進(jìn)行對數(shù)處理，在實證分析前首先對變量進(jìn)行統(tǒng)計性描述，結(jié)果如表1所示。

（二）總體回歸分析

1.面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性與協(xié)整分析。本文采用同質(zhì)單位根檢驗中的LLC檢驗、異質(zhì)單位根檢驗中的Fisher—ADF和Fisher—PP檢驗，對面板數(shù)據(jù)各個變量的不同截面分別進(jìn)行單位根檢驗。如果三種檢驗中均拒絕存在單位根的原假設(shè)則說明該變量是平穩(wěn)的，反之則不平穩(wěn)，檢驗結(jié)果如表2所示。

通過表2的單位根檢驗，LLC，F(xiàn)isher-ADF，F(xiàn)isher-PP檢驗的原假設(shè)為存在單位根，從檢驗結(jié)果的P值來看，lnURB，lnGDP兩個變量的水平值均不能拒絕單位根假設(shè)，而其一階差分在5%的顯著性水平拒絕存在單位根的原假設(shè)，因此，得出這兩個變量均為I（1）過程的結(jié)論，可以進(jìn)行下一步的協(xié)整分析。在協(xié)整檢驗中采用Pedroni的方法，以回歸殘差為基礎(chǔ)構(gòu)造出4個統(tǒng)計量，并且均為左尾檢驗，這4個統(tǒng)計量的原假設(shè)均為不存在協(xié)整關(guān)系，模型的滯后階數(shù)按SIC準(zhǔn)則自動選擇。Pedroni（1999）運用Monte Carlo模擬的結(jié)果顯示，對大樣本來說，所有的統(tǒng)計量的檢驗效力均很強并且穩(wěn)定，但是對于小樣本來說，Group ADF統(tǒng)計量是最有效力的，接下來是Panel ADF、Group PP、Panel PP等統(tǒng)計量，由于本文研究的是小樣本數(shù)據(jù)，因此主要考察這4個統(tǒng)計量，具體結(jié)果見表3。

表1　變量統(tǒng)計性描述

表2　平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

表3　Pedroni協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果

由表3可知，在1%的顯著性水平下，Panel-PP、Panel-ADF、Group-PP和Group-ADF四種方法都拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)。據(jù)此可以判斷出lnURB與lnGDP這兩個序列存在協(xié)整關(guān)系。由上面的協(xié)整檢驗可知我國經(jīng)濟(jì)增長與城鎮(zhèn)化水平存在長期協(xié)整關(guān)系，進(jìn)而經(jīng)估計得出的協(xié)整方程如下：

從方程（1）回歸系數(shù)的t值來看，協(xié)整回歸方程中各變量的系數(shù)均顯著，該方程成立。基于省際面板數(shù)據(jù)的實證結(jié)果顯示，中國城鎮(zhèn)化的提升對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正向影響，城鎮(zhèn)化率每提高1個百分點，經(jīng)濟(jì)增長水平則增加0.37個百分點。

2.面板誤差修正模型的估計。在面板協(xié)整估計式（1）基礎(chǔ)上，建立面板誤差修正模型（PECM）進(jìn)一步分析城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟(jì)增長的短期調(diào)整效應(yīng)。

根據(jù)Granger表述定理，基于面板協(xié)整模型：

設(shè)定與式（2）對應(yīng)的面板誤差校正模型（PECM）：

式（3）中εit-1為式（2）的面板協(xié)整殘差，λ為誤差調(diào)節(jié)系數(shù)，反映城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟(jì)增長的長期穩(wěn)定關(guān)系對經(jīng)濟(jì)增長的短期變化所產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應(yīng)。當(dāng)λ＜0，表示長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系對短期經(jīng)濟(jì)增長具有抑制調(diào)節(jié)作用，一旦變量之間的均衡關(guān)系偏離長期均衡時，會逐步調(diào)整到均衡狀態(tài)，而從面板協(xié)整和均衡角度來看，也進(jìn)一步支持式（2）為面板協(xié)整模型；當(dāng)λ＞0，則表示面板協(xié)整關(guān)系對短期經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用，預(yù)估計面板誤差修正模型式（3）中的λ符號為負(fù)。

基于式（1）估計的協(xié)整方程，可以估計與式（1）相對應(yīng)的面板誤差修正模型如下所示：

從回歸結(jié)果看，誤差調(diào)節(jié)系數(shù)λ=-0.4970＜0，與預(yù)期符號一致，且其值顯著成立（t=-14.5898），說明當(dāng)我國經(jīng)濟(jì)增長水平與城鎮(zhèn)化水平偏離均衡狀態(tài)時，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)將以這種偏離誤差的0.497倍強度在下一期朝均衡點進(jìn)行調(diào)整，這從理論上進(jìn)一步驗證了面板協(xié)整關(guān)系的成立。負(fù)的λ表明我國經(jīng)濟(jì)增長與城鎮(zhèn)化水平之間不僅具有長期的均衡關(guān)系，而且會對短期內(nèi)的波動產(chǎn)生明顯的抑制作用。

四、城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的區(qū)域差異分析

（一）不同區(qū)域城鎮(zhèn)化水平的比較

根據(jù)陳耀，周洪霞［9］的劃分方法，按照城鎮(zhèn)化水平的不同，把全國劃分為東，中，西和東北4個區(qū)域，在此基礎(chǔ)上建立面板回歸模型，實證研究不同區(qū)域城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟(jì)增長的影響。其中東部包括11個省份，分別是北京（BJ）、天津（TJ）、河北（HB）、遼寧（LN）、上海（SH）、江蘇（JS）、浙江（ZJ）、福建（FJ）、山東（SD）、廣東（GD）和海南（HAN）；西部包括12個省份，分別是內(nèi)蒙古（NMG）、廣西（GX）、重慶（CQ）、四川（SC）、貴州（GZ）、云南（YN）、西藏（XZ）、陜西（SXI）、甘肅（GS）、青海（QH）、寧夏（NX）和新疆（XJ）；中部包括8個省份，分別是山西（SX）、吉林（JL）、黑龍江（HLJ）、安徽（AH）、江西（JX）、河南（HEN）、湖北（HUB）和湖南（HN）；東北地區(qū)有3個省份，分別是遼寧（LN）、吉林（JL）和黑龍江（HLJ）。不同區(qū)域的城鎮(zhèn)化率如圖1-圖4所示。

圖1　東部各省的城鎮(zhèn)化率（%）

圖2　西部各省的城鎮(zhèn)化率（%）

圖3　中部各省的城鎮(zhèn)化率（%）

圖4東北各省的城鎮(zhèn)化率（%）

圖1-圖4顯示，我國各省（市）的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平及發(fā)展質(zhì)量都在不同程度的提升，但不同地區(qū)之間的城鎮(zhèn)化進(jìn)程差異很大。東部各省城鎮(zhèn)化水平總體來說處于比較高的水平，近年來呈現(xiàn)緩慢上升的趨勢，這主要是因為我國東部城鎮(zhèn)化開始較早，近年已趨于穩(wěn)定；西部各省份城鎮(zhèn)化水平較低，尤其是西藏自治區(qū)，由于自然環(huán)境等因素的限制，城鎮(zhèn)化水平一直處于較低水平，并且近年來提升速度也比較緩慢；中部地區(qū)雖然城鎮(zhèn)化水平開始很低但是近年來發(fā)展速度很快，這主要得益于中部省份近年來大力推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程所實施的政策產(chǎn)生了顯著效果；東北地區(qū)作為我國老工業(yè)基地，工業(yè)發(fā)展集聚效應(yīng)帶來了較高的城鎮(zhèn)化率，所以東北部各省份城鎮(zhèn)化水平起點很高，近年來城鎮(zhèn)化水平也一直穩(wěn)步上升。

由此可見，雖然我國整體城鎮(zhèn)化進(jìn)程在持續(xù)推進(jìn)，但是從全國范圍來看，東、西部地區(qū)間絕對增量仍然相距很大，各省市之間城鎮(zhèn)化發(fā)展差異仍在不斷拉大。

（二）區(qū)域差異分析

采用面板數(shù)據(jù)模型的估計方法有混合模型、個體固定效應(yīng)模型和個體隨機效應(yīng)模型。對于混合模型與個體固定效應(yīng)模型的選擇，通過F統(tǒng)計量檢驗，在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，所以建立個體固定效應(yīng)模型。對于個體固定效應(yīng)模型和個體隨機效應(yīng)模型的選擇，通過Hausman檢驗，在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，所以建立個體固定效應(yīng)模型。所以建立經(jīng)濟(jì)增長關(guān)于城鎮(zhèn)化率的個體固定效應(yīng)模型，模型估計結(jié)果如表4所示。

表4　各地區(qū)城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長影響的估計結(jié)果

從表4可以看出各區(qū)域的城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟(jì)增長都呈顯著正相關(guān)關(guān)系。具體來說，東部、中部、西部和東北四個區(qū)域城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)分別為1.0112、2.7713、0.2840和2.8976，即城鎮(zhèn)化水平每提高1%，東、中、西和東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長將分別提升1.0112%、2.7713%、0.2840%和2.8976%?？梢?，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的影響程度呈現(xiàn)從西部、東部、中部及東北地區(qū)依次提高的梯度分布，東北地區(qū)城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長影響最大。

綜上所述，在各個地區(qū)的模型中，考察城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長直接影響的結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)化系數(shù)的估計值都為正，即在直接影響的作用下，不管是中部，還是東、西部和東北地區(qū)，積極推進(jìn)城鎮(zhèn)化有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了進(jìn)一步驗證上述結(jié)果，本文采用處理特殊變量的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。喻開志等［10］利用因子分析，將城鎮(zhèn)化水平劃分為人口、產(chǎn)業(yè)及衛(wèi)生城鎮(zhèn)化、居民消費城鎮(zhèn)化、科學(xué)教育城鎮(zhèn)化以及公共基礎(chǔ)設(shè)施城鎮(zhèn)化四因子，參照此做法，分別用居民消費城鎮(zhèn)化、科學(xué)教育城鎮(zhèn)化和公共基礎(chǔ)設(shè)施城鎮(zhèn)化替代人口城鎮(zhèn)化進(jìn)行回歸，實證結(jié)果基本與原模型保持一致。由此可見，無論是人口城鎮(zhèn)化、居民消費城鎮(zhèn)化、科學(xué)教育城鎮(zhèn)化還是公共基礎(chǔ)設(shè)施城鎮(zhèn)化，其對經(jīng)濟(jì)增長的影響都存在顯著的區(qū)域性差異。其中，東北部地區(qū)城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用最大，中部與東部地區(qū)次之，西部地區(qū)影響最小。

五、結(jié)論及建議

本文采用面板數(shù)據(jù)，對我國不同區(qū)域城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行了實證分析，得出如下結(jié)論，并提出相應(yīng)的政策建議。

1.從整體上來看，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的影響是顯著正向的，城鎮(zhèn)化水平每提高1個百分點將帶來0.37個百分點的經(jīng)濟(jì)增長，另外通過面板誤差修正模型發(fā)現(xiàn)，兩者之間不僅存在長期均衡，而且存在短期的波動抑制作用。因此，為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展，有必要積極推進(jìn)城鎮(zhèn)化的發(fā)展，抓住人口城鎮(zhèn)化這一核心要素，從城鎮(zhèn)中農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的落戶制度入手，積極推進(jìn)符合條件的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口落戶城鎮(zhèn)，破除農(nóng)村居民進(jìn)程落戶的人為隔離，加快推進(jìn)我國城鄉(xiāng)二元的戶籍制度改革，合理利用人口城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟(jì)效益。

2.通過把全國分為四個區(qū)域進(jìn)行區(qū)域性分析，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟(jì)增長的影響程度呈現(xiàn)從西部、東部、中部及東北依次提高的梯度分布。鑒于區(qū)域間的差異，應(yīng)當(dāng)實行差別化的區(qū)域管理，因地制宜，加強對中西部城鎮(zhèn)化建設(shè)的政策支持力度，依托絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶，擴大中西部地區(qū)的對外開放程度；加大對中西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資，培育中西部地區(qū)城市群，推動中西部地區(qū)城鎮(zhèn)化建設(shè)，從而促進(jìn)中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

3.穩(wěn)健性檢驗顯示，人口城鎮(zhèn)化、居民消費城鎮(zhèn)化、教育城鎮(zhèn)化和公共基礎(chǔ)設(shè)施城鎮(zhèn)化水平越高，經(jīng)濟(jì)增長越快。因此，在加快我國農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口落戶城鎮(zhèn)的同時，應(yīng)當(dāng)積極促進(jìn)各類要素自由流動和優(yōu)化配置：第一，要重視城鎮(zhèn)化過程中的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，充分釋放內(nèi)需潛力，著力推進(jìn)農(nóng)村居民消費擴大升級。第二，應(yīng)大力增加教育人力資本和教育經(jīng)費的投入，完善高等教育、職業(yè)技術(shù)教育多層次的教育培訓(xùn)體系，實現(xiàn)農(nóng)村教育城鎮(zhèn)化。第三，著力解決我國農(nóng)村公共基礎(chǔ)設(shè)施短缺問題，注重農(nóng)村公共產(chǎn)品供給，城鎮(zhèn)化發(fā)展迫切需要公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的支撐。

4.提高城鎮(zhèn)化的質(zhì)量是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式的必然要求，要堅定不移地走可持續(xù)發(fā)展的新型城鎮(zhèn)化道路，發(fā)揮城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟(jì)效益，統(tǒng)籌城鎮(zhèn)化的社會效益和生態(tài)效益。

［1］McCoskey S，Kao C.A residual-based test of the null of cointegration in panel data［J］.Econometric reviews，1998，17（1）：57-84.

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（責(zé)任編輯：車碧云）

陳美美（1992-），女，湖北廣水人，碩士研究生，研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)。