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摘 要：
运用1978-2011年的时间序列数据，建立VEC模型，来分析城市化、消费与经济增长之间的动态关系，并得出如下三点结论：第一，通过协整来分析变量之间的长期关系，显示消费对经济增长有显著地正向作用，而城镇化却抑制了经济增长。第二，通过误差修正项和调整参数向量来分析变量偏离长期均衡状态的动态调整情况，显示经济的正向冲击会使消费增量减少、城镇化增量变大；而城镇化的正向冲击，能同时使经济增长的增量和消费的增量得到提升。第三，Granger因果关系检验表明，消费和经济增长都是城镇化的Granger原因。
关键词：
VEC模型；协整；城镇化；消费；经济增长
中图分类号：
F2
文献标识码：A
文章编号：1672-3198（2013）19-0009-03
1 引言
国际经济形势依然不够明朗、充满变数，美国的财政问题以及欧债危机使欧美央行相继推出新一轮的量化宽松的货币政策，如美联储在2012年9月13日宣布开始实施第三轮资产购买计划（QE3），而欧央行也在2012年9月6日出台了二级市场的直接货币交易计划（OMT），眼前的宏观经济形势势必对中国这种外向型的经济体造成深刻而持久的影响。再加上各种形式的贸易保护明显抬头以及通胀和资产泡沫的压力进一步加大，经济增长方式的转变已经迫在眉睫。在我们思考转变经济增长方式这个问题的同时，不妨看看世界银行的统计数据，2002年的世界平均投资率为19.9%，世界平均消费率为80.1%，不难看出，发达地区的投资率远远低于消费率，他们把绝大部分的经济活动成果用于提高居民的生活水平和社会福利，消费对经济增长起到决定性的作用，这才是经济发展的较为合理的模式。至此，提升消费水平的迫切性已经凸显。
而我们国内的政策又有何导向呢？中央经济工作会议的基调是，把稳步推进城镇化建设作为调结构和扩内需的重要依托。和很多专家和学者的想法不谋而合，城镇化是需求的源泉，同时，城镇化对我国经济的转型还有着它自己的独特作用，一般而言，工业化的中后期，城镇化对产业结构的转换和升级起到很大的推动作用，城镇化不但可以大大增加第三产业的就业规模，而且为新技术的研发和推广提供了发展和交流的平台。
因此，本文旨在考察消费、城市化与经济增长之间的动态关系，同时，国家根据经济运行的态势，会利用货币政策对金融机构的贷款数量进行控制，为了不受国家宏观经济政策的影响，本文还将引入金融机构的贷款余额作为控制变量进入我们的VEC模型，实证分析他们之间的关系。
本文余下部分安排如下：第二部分，文献综述；第三部分，模型设定与变量介绍；第四部分，实证分析；第五部分，结论和政策建议。
2 文献综述
在城镇化与内需的关系研究方面。Fujita等（2000）证明，人口与经济活动的空间集聚有正的外部性，如劳动力共享和技术溢出效应，而城市化正是通过这种集聚效应来推动内需和经济发展的。Carroll等（2000）认为，进城人口的生活方式受到城镇居民的影响，消费将逐渐从以食品为主要内容的低层次结构向文娱、保健为主要内容的高层次消费结构转变。从而推动了消费结构的转型和升级，并最终使全体居民的消费总额不断增大。万勇（2012）从效应分解的视角，将城市化对内需的驱动作用分解为交易效应、收入效应、结构效应和保障效应等方面，并采用31个省份的面板数据，得出城镇化的保障效应和结构效应不是很明显，城镇化使交易效应增加，但收入差距却抑制了内需。
在消费与经济增长的关系方面。卢万青、张伦军（2010）通过VAR模型，证明了内需以及外需与经济增长存在协整关系。王怡、李树民（2012）利用面板VAR模型，对我国东部的十省市的内需结构与经济增长进行实证分析，结果表明两者存在双向的互动机制。王安岭（2012）认为，2012年的经济疲软，证明中国正处于经济发展的拐点，转变经济发展方式是长久之计，而消费主导将是经济持续发展的必由之路。
在城镇化与经济增长的关系方面。Renaud（1981）通过111个国家的实证分析，发现城市化进程与经济增长高度相关。朱孔来等（2011）通过向量自回归模型、脉冲响应、方差分解以及面板数据模型印证了城镇化与经济增长之间具有长期均衡关系。苏发金（2011）运用协整检验、ECM以及格兰杰因果检验证明了城镇化与农村经济的发展之间具有长期的均衡关系，同时，两者在不同的滞后期有单向的因果关系。
在城镇化、消费和经济增长的关系方面，Raunch（1993）认为，农村人口的市民化可以通过缩小收入差距，来带动消费需求的提高和经济的发展。刘世锦等国务院发展研究中心课题组（2010）通过对我国的城镇化模式进行分析，得到城镇化模式通过哪些机制和渠道制约了经济的增长，并建立CGE模型来模拟市民化对内需和经济发展的作用。
从上面的分析可以看出，基于城市化、消费和经济增长三者之间的动态关系的研究比较少。而我国当前的发展基调是扩大内需、推进城镇化进程，以此作为转变经济发展方式的着力点，同时在经济的发展过程中，使人们的消费水平不断提高，并使城市化水平不断提升，让人们真正能够享受到经济发展的果实。鉴于此，本文尝试使用VEC模型，并采用1978-2011年的时间序列数据，来分析城市化、消费和经济增长的动态关系。
3 模型设定与变量介绍
3.1 变量选取、数据来源及处理
本文数据是根据2012年《中国统计年鉴》计算得到。城市化、消费及经济增长的指标介绍如下：
城市化（Urba）。本文选取城镇人口占总人口的比重来衡量城市化的水平。
消费（Cons）。本文选取最终消费支出作为消费水平的度量，为了消除通货膨胀的影响，消费数据均以1978年为基期，使用消费品价格指数（CPI）换算为可比价。 经济增长（GDP）。为了消除物价变动的影响，GDP数据都以1978年为基期，采用GDP平减指数换算为可比价。
金融机构贷款余额（Loan）。由于央行每年的货币政策不同，会影响到城市化、消费和经济增长三者的动态关系，而货币政策对金融机构的贷款余额有直接的效应，因此本文采用金融机构的贷款余额作为控制变量。由于贷款余额也是综合类的数据，所以，本文采用GDP平减指数把贷款余额换算为以1978年为基期的可比价。
为了消除数据的自相关及异方差问题，本文对三个内生变量和一个控制变量均作对数处理，即LnUrba、LnCons、LnGDP、LnLoan。
3.2 VEC模型的设定
其中：yt=（LnConst，LnUrbat，LnGDPt）'， xt=LnLoan=（a1t，a2t，a3t）'，εt=（ε1t，ε2t，ε3t）'，ecmt-1=β′yt-1是误差修正项，反映了变量之间的长期均衡关系，系数矩阵α反映了变量之间偏离长期均衡状态时，将其调整到均衡状态的调整速度。
4 实证分析
4.1 平稳性检验
向量自回归模型的基本假定是变量具有平稳性或者变量具有同阶单整的特性。本文选择ADF检验（Augment Dickey-Fuller Test）来分析变量（包括内生变量LnUrba、LnCons、LnGDP，以及控制变量LnLoan）的平稳性，ADF检验结果如表1所示。
注：本表检验形式（C，T，K）中的各项分别表示ADF检验中的截距项、趋势项以及滞后阶数。本表采用包括截距项和趋势项的单位根检验方程的形式，其中（C，T，K）中的截距项和趋势项是根据单位根检验的输出结果判断是否具有显著性得到的，而滞后阶数是根据SCI准则自动选择的。
从上面的单位根检验结果可以看出，变量LnUrba、LnCons、LnGDP、LnLoan都是一阶单整的。这里需要对LnGDP作出解释，虽然P=0.0064，虽然拒绝了LnGDP序列存在单位根的零假设，但输出结果中趋势项是显著的，说明序列是不平稳的，经过一阶差分去除趋势项得到平稳的序列。
4.2 VAR滞后阶数检验
由于变量LnUrba、LnCons、LnGDP、LnLoan都是一阶单整的，所以我们可以建立VEC模型，在建立VEC模型之前，我们使用变量LnUrba、LnCons、LnGDP、LnLoan检验VAR的滞后阶数的选择。从表2的检验结果可以看出，5种检验的标准都选择了滞后三阶。
注：*表示每种检验标准选择的滞后阶数。
4.3 协整检验
由于是多方程模型，本文采用Johansen协整检验方法，取滞后阶数为3，特征根迹检验（trace检验）和最大特征值检验（Maximum Eigenvalue）都显示存在一个协整关系。Johansen协整检验trace检验方法的输出结果如表3所示。
从方程（2）可以看出，消费每增加1个百分点，会拉动经济增长3.3个百分点。同时，城镇化水平每增加1个百分点，经济会下滑5.7个百分点，说明当前消费仍是我国经济增长的主要着力点。但是，我国目前的城镇化的数量虽在大幅度的提升，但是质量仍有待提高，诸如产业集群以及知识技术的溢出效应还没有形成，导致城镇化自身的经济软效应不能显现，显然远远没有达到城镇化的最终目的。结果便是城镇化的系数显著为负值。
4.4 VEC模型的参数估计
滞后两阶的VEC模型能够同时满足系统的稳定性和自由度，下面是VEC模型的输出结果。
如果经济增长突然加速，从而ecmt-1为正值，而误差修正项的系数分别为-0.1129（负值）、-0.0170（负值）、0.0584（正值）， 使得经济增量减少，向经济增长的长期均衡点靠近，经济增长偏离长期均衡的11.29%会在一年内得到调整；类似的，经济增长的突然加速，会导致消费增量的减少，并且这种冲击的1.7%会在一年内得到调整；经济增长的突然加速，会导致城镇化增量的提高，而且这种冲击的5.84%会在一年内得到调整。因此可以看出，经济的正向冲击不能促进消费水平的提高，但却能推动城镇化的进程。
由于消费变量在误差修正项中的回归系数在统计上不显著，我们这里不再分析它的经济影响。
如果城镇化突然变大，从而ecmt-1为负值，调整系数分别为负值、负值、正值，同上面的分析相同，经济增长的增量、消费的增量、城镇化的增量分别增加、增加、减少。因此，城镇化水平的迅速增加能够促进经济增长和消费水平的提高。同时，也使得城镇化能够实现自身的调节机制，向长期均衡点靠近。
4.5 Granger因果关系检验
为了对变量之间的关系做进一步的描述，本文在滞后三阶的VAR模型下进行Granger因果关系检验，检验结果如表4所示。
上表可以看出，消费在10%的显著性水平下是城镇化的Granger原因；经济增长不是城镇化的Granger原因，而消费和经济增长在5%的显著性水平下能同时Granger引起城镇化的变化。出现这种情况的原因可能是消费在城镇化的过程中更重要，遗漏了重要的消费变量从而导致经济增长不能单独引起城镇化水平的提高。
5 结论与政策建议
本文运用1978-2011年的时间序列数据，通过三个内生变量LnGDP、LnCons、LnUrba和一个控制变量LnLoan建立VEC模型，通过协整来研究城镇化、消费与经济增长三者之间的长期关系；通过误差修正项和调整参数向量来分析变量偏离长期均衡状态的动态调整情况；并通过 Granger因果关系检验进一步验证变量之间的关系，并得出如下三点结论： 第一，协整来分析显示消费对经济增长有显著地正向作用，而城镇化却抑制了经济增长。
可能是由于我国城镇化的道路和机制存在一定的问题，城镇化只是在量上扩张，软效应还不能显现。
第二，误差修正项和调整参数向量的分析显示经济的正向冲击会使消费增量减少、城镇。
化增量变大；而城镇化的正向冲击，能同时使经济增长的增量和消费的增量得到提高。由于我国长期谨慎消费的原则，短期内的经济的正向冲击不但不能促进消费的增长，反而让人们对经济产生观望的态度，从而出现了消费增量减少的状态。
第三，Granger因果关系检验表明，消费和经济增长都是城镇化的Granger原因。这个分析为我们改善民生、进行全面的城镇化提供了路径。
综上，作为世界第二大经济体的中国，出口见证了中国经济的迅速崛起，可是，在外部环境不断恶化的前提下，我们不能坐以待毙。我国有着巨大的消费潜力，我们有能力也有信心通过消费来实现我国经济的成功转型。同时，城镇化对经济的潜能没有真正发挥出来，我国政府要实现绩效考核的转型，真正认识到城镇化的重要意义，它不只是人口的简单集聚，它更多的是经济迅速崛起的载体，它聚集着发达的工业园区，并共享着知识和人才的交流，同时也蕴藏着巨大的消费潜能和投资机会。
参考文献
[1]Fujita M，Krugman P，Venables A.The spatial economy[J].Cambridge：MIT Press，2004.
[2]Carroll C，Overland J，Weil D.Saving and growth with habit formation[J].American Economic Review，2000，90（3）.
[3]万勇.城市化驱动居民消费需求的机制与实证——基于效应分解视角的中国省级区域数据研究[J].财经研究，2012，（6）.
[4]Renaud，B.National Urbanization Policy in Developing Countries[M].Oxford University Press，1981.
[5]Rauch，J.Economic Development，Urban Underemployment，and Income Inequality[J].Canadian Journal of Economics，1993.
[6]国务院发展研究中心课题组，刘世锦，陈昌盛，许召元，崔小勇.农民工市民化对扩大内需和经济增长的影响[J].经济研究，2010，（6）.
运用1978-2011年的时间序列数据，建立VEC模型，来分析城市化、消费与经济增长之间的动态关系，并得出如下三点结论：第一，通过协整来分析变量之间的长期关系，显示消费对经济增长有显著地正向作用，而城镇化却抑制了经济增长。第二，通过误差修正项和调整参数向量来分析变量偏离长期均衡状态的动态调整情况，显示经济的正向冲击会使消费增量减少、城镇化增量变大；而城镇化的正向冲击，能同时使经济增长的增量和消费的增量得到提升。第三，Granger因果关系检验表明，消费和经济增长都是城镇化的Granger原因。
关键词：
VEC模型；协整；城镇化；消费；经济增长
中图分类号：
F2
文献标识码：A
文章编号：1672-3198（2013）19-0009-03
1 引言
国际经济形势依然不够明朗、充满变数，美国的财政问题以及欧债危机使欧美央行相继推出新一轮的量化宽松的货币政策，如美联储在2012年9月13日宣布开始实施第三轮资产购买计划（QE3），而欧央行也在2012年9月6日出台了二级市场的直接货币交易计划（OMT），眼前的宏观经济形势势必对中国这种外向型的经济体造成深刻而持久的影响。再加上各种形式的贸易保护明显抬头以及通胀和资产泡沫的压力进一步加大，经济增长方式的转变已经迫在眉睫。在我们思考转变经济增长方式这个问题的同时，不妨看看世界银行的统计数据，2002年的世界平均投资率为19.9%，世界平均消费率为80.1%，不难看出，发达地区的投资率远远低于消费率，他们把绝大部分的经济活动成果用于提高居民的生活水平和社会福利，消费对经济增长起到决定性的作用，这才是经济发展的较为合理的模式。至此，提升消费水平的迫切性已经凸显。
而我们国内的政策又有何导向呢？中央经济工作会议的基调是，把稳步推进城镇化建设作为调结构和扩内需的重要依托。和很多专家和学者的想法不谋而合，城镇化是需求的源泉，同时，城镇化对我国经济的转型还有着它自己的独特作用，一般而言，工业化的中后期，城镇化对产业结构的转换和升级起到很大的推动作用，城镇化不但可以大大增加第三产业的就业规模，而且为新技术的研发和推广提供了发展和交流的平台。
因此，本文旨在考察消费、城市化与经济增长之间的动态关系，同时，国家根据经济运行的态势，会利用货币政策对金融机构的贷款数量进行控制，为了不受国家宏观经济政策的影响，本文还将引入金融机构的贷款余额作为控制变量进入我们的VEC模型，实证分析他们之间的关系。
本文余下部分安排如下：第二部分，文献综述；第三部分，模型设定与变量介绍；第四部分，实证分析；第五部分，结论和政策建议。
2 文献综述
在城镇化与内需的关系研究方面。Fujita等（2000）证明，人口与经济活动的空间集聚有正的外部性，如劳动力共享和技术溢出效应，而城市化正是通过这种集聚效应来推动内需和经济发展的。Carroll等（2000）认为，进城人口的生活方式受到城镇居民的影响，消费将逐渐从以食品为主要内容的低层次结构向文娱、保健为主要内容的高层次消费结构转变。从而推动了消费结构的转型和升级，并最终使全体居民的消费总额不断增大。万勇（2012）从效应分解的视角，将城市化对内需的驱动作用分解为交易效应、收入效应、结构效应和保障效应等方面，并采用31个省份的面板数据，得出城镇化的保障效应和结构效应不是很明显，城镇化使交易效应增加，但收入差距却抑制了内需。
在消费与经济增长的关系方面。卢万青、张伦军（2010）通过VAR模型，证明了内需以及外需与经济增长存在协整关系。王怡、李树民（2012）利用面板VAR模型，对我国东部的十省市的内需结构与经济增长进行实证分析，结果表明两者存在双向的互动机制。王安岭（2012）认为，2012年的经济疲软，证明中国正处于经济发展的拐点，转变经济发展方式是长久之计，而消费主导将是经济持续发展的必由之路。
在城镇化与经济增长的关系方面。Renaud（1981）通过111个国家的实证分析，发现城市化进程与经济增长高度相关。朱孔来等（2011）通过向量自回归模型、脉冲响应、方差分解以及面板数据模型印证了城镇化与经济增长之间具有长期均衡关系。苏发金（2011）运用协整检验、ECM以及格兰杰因果检验证明了城镇化与农村经济的发展之间具有长期的均衡关系，同时，两者在不同的滞后期有单向的因果关系。
在城镇化、消费和经济增长的关系方面，Raunch（1993）认为，农村人口的市民化可以通过缩小收入差距，来带动消费需求的提高和经济的发展。刘世锦等国务院发展研究中心课题组（2010）通过对我国的城镇化模式进行分析，得到城镇化模式通过哪些机制和渠道制约了经济的增长，并建立CGE模型来模拟市民化对内需和经济发展的作用。
从上面的分析可以看出，基于城市化、消费和经济增长三者之间的动态关系的研究比较少。而我国当前的发展基调是扩大内需、推进城镇化进程，以此作为转变经济发展方式的着力点，同时在经济的发展过程中，使人们的消费水平不断提高，并使城市化水平不断提升，让人们真正能够享受到经济发展的果实。鉴于此，本文尝试使用VEC模型，并采用1978-2011年的时间序列数据，来分析城市化、消费和经济增长的动态关系。
3 模型设定与变量介绍
3.1 变量选取、数据来源及处理
本文数据是根据2012年《中国统计年鉴》计算得到。城市化、消费及经济增长的指标介绍如下：
城市化（Urba）。本文选取城镇人口占总人口的比重来衡量城市化的水平。
消费（Cons）。本文选取最终消费支出作为消费水平的度量，为了消除通货膨胀的影响，消费数据均以1978年为基期，使用消费品价格指数（CPI）换算为可比价。 经济增长（GDP）。为了消除物价变动的影响，GDP数据都以1978年为基期，采用GDP平减指数换算为可比价。
金融机构贷款余额（Loan）。由于央行每年的货币政策不同，会影响到城市化、消费和经济增长三者的动态关系，而货币政策对金融机构的贷款余额有直接的效应，因此本文采用金融机构的贷款余额作为控制变量。由于贷款余额也是综合类的数据，所以，本文采用GDP平减指数把贷款余额换算为以1978年为基期的可比价。
为了消除数据的自相关及异方差问题，本文对三个内生变量和一个控制变量均作对数处理，即LnUrba、LnCons、LnGDP、LnLoan。
3.2 VEC模型的设定
其中：yt=（LnConst，LnUrbat，LnGDPt）'， xt=LnLoan=（a1t，a2t，a3t）'，εt=（ε1t，ε2t，ε3t）'，ecmt-1=β′yt-1是误差修正项，反映了变量之间的长期均衡关系，系数矩阵α反映了变量之间偏离长期均衡状态时，将其调整到均衡状态的调整速度。
4 实证分析
4.1 平稳性检验
向量自回归模型的基本假定是变量具有平稳性或者变量具有同阶单整的特性。本文选择ADF检验（Augment Dickey-Fuller Test）来分析变量（包括内生变量LnUrba、LnCons、LnGDP，以及控制变量LnLoan）的平稳性，ADF检验结果如表1所示。
注：本表检验形式（C，T，K）中的各项分别表示ADF检验中的截距项、趋势项以及滞后阶数。本表采用包括截距项和趋势项的单位根检验方程的形式，其中（C，T，K）中的截距项和趋势项是根据单位根检验的输出结果判断是否具有显著性得到的，而滞后阶数是根据SCI准则自动选择的。
从上面的单位根检验结果可以看出，变量LnUrba、LnCons、LnGDP、LnLoan都是一阶单整的。这里需要对LnGDP作出解释，虽然P=0.0064，虽然拒绝了LnGDP序列存在单位根的零假设，但输出结果中趋势项是显著的，说明序列是不平稳的，经过一阶差分去除趋势项得到平稳的序列。
4.2 VAR滞后阶数检验
由于变量LnUrba、LnCons、LnGDP、LnLoan都是一阶单整的，所以我们可以建立VEC模型，在建立VEC模型之前，我们使用变量LnUrba、LnCons、LnGDP、LnLoan检验VAR的滞后阶数的选择。从表2的检验结果可以看出，5种检验的标准都选择了滞后三阶。
注：*表示每种检验标准选择的滞后阶数。
4.3 协整检验
由于是多方程模型，本文采用Johansen协整检验方法，取滞后阶数为3，特征根迹检验（trace检验）和最大特征值检验（Maximum Eigenvalue）都显示存在一个协整关系。Johansen协整检验trace检验方法的输出结果如表3所示。
从方程（2）可以看出，消费每增加1个百分点，会拉动经济增长3.3个百分点。同时，城镇化水平每增加1个百分点，经济会下滑5.7个百分点，说明当前消费仍是我国经济增长的主要着力点。但是，我国目前的城镇化的数量虽在大幅度的提升，但是质量仍有待提高，诸如产业集群以及知识技术的溢出效应还没有形成，导致城镇化自身的经济软效应不能显现，显然远远没有达到城镇化的最终目的。结果便是城镇化的系数显著为负值。
4.4 VEC模型的参数估计
滞后两阶的VEC模型能够同时满足系统的稳定性和自由度，下面是VEC模型的输出结果。
如果经济增长突然加速，从而ecmt-1为正值，而误差修正项的系数分别为-0.1129（负值）、-0.0170（负值）、0.0584（正值）， 使得经济增量减少，向经济增长的长期均衡点靠近，经济增长偏离长期均衡的11.29%会在一年内得到调整；类似的，经济增长的突然加速，会导致消费增量的减少，并且这种冲击的1.7%会在一年内得到调整；经济增长的突然加速，会导致城镇化增量的提高，而且这种冲击的5.84%会在一年内得到调整。因此可以看出，经济的正向冲击不能促进消费水平的提高，但却能推动城镇化的进程。
由于消费变量在误差修正项中的回归系数在统计上不显著，我们这里不再分析它的经济影响。
如果城镇化突然变大，从而ecmt-1为负值，调整系数分别为负值、负值、正值，同上面的分析相同，经济增长的增量、消费的增量、城镇化的增量分别增加、增加、减少。因此，城镇化水平的迅速增加能够促进经济增长和消费水平的提高。同时，也使得城镇化能够实现自身的调节机制，向长期均衡点靠近。
4.5 Granger因果关系检验
为了对变量之间的关系做进一步的描述，本文在滞后三阶的VAR模型下进行Granger因果关系检验，检验结果如表4所示。
上表可以看出，消费在10%的显著性水平下是城镇化的Granger原因；经济增长不是城镇化的Granger原因，而消费和经济增长在5%的显著性水平下能同时Granger引起城镇化的变化。出现这种情况的原因可能是消费在城镇化的过程中更重要，遗漏了重要的消费变量从而导致经济增长不能单独引起城镇化水平的提高。
5 结论与政策建议
本文运用1978-2011年的时间序列数据，通过三个内生变量LnGDP、LnCons、LnUrba和一个控制变量LnLoan建立VEC模型，通过协整来研究城镇化、消费与经济增长三者之间的长期关系；通过误差修正项和调整参数向量来分析变量偏离长期均衡状态的动态调整情况；并通过 Granger因果关系检验进一步验证变量之间的关系，并得出如下三点结论： 第一，协整来分析显示消费对经济增长有显著地正向作用，而城镇化却抑制了经济增长。
可能是由于我国城镇化的道路和机制存在一定的问题，城镇化只是在量上扩张，软效应还不能显现。
第二，误差修正项和调整参数向量的分析显示经济的正向冲击会使消费增量减少、城镇。
化增量变大；而城镇化的正向冲击，能同时使经济增长的增量和消费的增量得到提高。由于我国长期谨慎消费的原则，短期内的经济的正向冲击不但不能促进消费的增长，反而让人们对经济产生观望的态度，从而出现了消费增量减少的状态。
第三，Granger因果关系检验表明，消费和经济增长都是城镇化的Granger原因。这个分析为我们改善民生、进行全面的城镇化提供了路径。
综上，作为世界第二大经济体的中国，出口见证了中国经济的迅速崛起，可是，在外部环境不断恶化的前提下，我们不能坐以待毙。我国有着巨大的消费潜力，我们有能力也有信心通过消费来实现我国经济的成功转型。同时，城镇化对经济的潜能没有真正发挥出来，我国政府要实现绩效考核的转型，真正认识到城镇化的重要意义，它不只是人口的简单集聚，它更多的是经济迅速崛起的载体，它聚集着发达的工业园区，并共享着知识和人才的交流，同时也蕴藏着巨大的消费潜能和投资机会。
参考文献
[1]Fujita M，Krugman P，Venables A.The spatial economy[J].Cambridge：MIT Press，2004.
[2]Carroll C，Overland J，Weil D.Saving and growth with habit formation[J].American Economic Review，2000，90（3）.
[3]万勇.城市化驱动居民消费需求的机制与实证——基于效应分解视角的中国省级区域数据研究[J].财经研究，2012，（6）.
[4]Renaud，B.National Urbanization Policy in Developing Countries[M].Oxford University Press，1981.
[5]Rauch，J.Economic Development，Urban Underemployment，and Income Inequality[J].Canadian Journal of Economics，1993.
[6]国务院发展研究中心课题组，刘世锦，陈昌盛，许召元，崔小勇.农民工市民化对扩大内需和经济增长的影响[J].经济研究，2010，（6）.