城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長互動關(guān)系協(xié)整分析

陳利兵+張子龍

內(nèi)容摘要：本文以江西省為例，根據(jù)江西省1978-2010年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關(guān)系檢驗等計量模型，利用Eviews6.0分析軟件，對江西省城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行實證研究。結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長之間存在著協(xié)整關(guān)系；從格蘭杰因果檢驗來看，經(jīng)濟增長對江西省城鎮(zhèn)化水平的提高具有重要的作用，但城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長只存在著單向因果關(guān)系，城鎮(zhèn)化水平不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，僅僅通過人口城鎮(zhèn)化來促進經(jīng)濟增長的作用比較有限。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)化水平 經(jīng)濟增長 協(xié)整檢驗 E-G兩步法

問題的提出

十八大報告指出，我國要走新型的工業(yè)化、城鎮(zhèn)化發(fā)展道路，新型城鎮(zhèn)化被稱為中國經(jīng)濟增長和社會發(fā)展的強大引擎。龍永圖（2010）、左小蕾（2010）等認為，在國內(nèi)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的背景下，城鎮(zhèn)化是我國未來經(jīng)濟發(fā)展的重要動力，城鎮(zhèn)化水平和經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)出顯著的相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)化水平之間有很大的一致性。

另一方面，段愛明（2011）等人指出，采取鼓勵城鎮(zhèn)化水平提高的政策并不能典型地促進經(jīng)濟增長，城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系依賴于政府的政策、制度的安排和城市間互動等因素。李宇嘉（2013）認為城鎮(zhèn)化是伴隨工業(yè)化的一個自然過程，這在個過程中，是工業(yè)化帶動了城鎮(zhèn)化，而非城鎮(zhèn)化推動工業(yè)化，城鎮(zhèn)化是工業(yè)化的結(jié)果而非原因，經(jīng)濟增長在很大程度上是靠工業(yè)化來推動的，而非城鎮(zhèn)化，城鎮(zhèn)化不應(yīng)是經(jīng)濟增長的“工具”。梁欣然（2007）通過對安徽省的數(shù)據(jù)檢驗表明，城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長之間存在著單向的因果關(guān)系，城鎮(zhèn)化不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。

改革開放以來，江西經(jīng)濟發(fā)展很快，從1978-2010年，經(jīng)濟總量從87億元增長到9451.26億元，增長了108.6倍。城鎮(zhèn)化水平也從1978年的16.75%上升到2010年的44.06%。江西經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)化水平之間的關(guān)系問題，是值得研究的課題。本文利用江西省1978-2010年的數(shù)據(jù)，運用Eviews6.0進行數(shù)據(jù)的定量分析，通過協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗，對江西省城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長之間的數(shù)量依存關(guān)系和因果關(guān)系進行研究，具有一定的現(xiàn)實意義。

數(shù)據(jù)來源與處理

本文使用的數(shù)據(jù)來源于2011年的《江西省統(tǒng)計年鑒》，樣本區(qū)間為1978-2010年的數(shù)據(jù)。城鎮(zhèn)化水平（URB）是以人口的城鎮(zhèn)化指標(biāo)來衡量，即非農(nóng)業(yè)人口數(shù)量/總?cè)丝跀?shù)量。該指標(biāo)較為客觀地反映人口在城鄉(xiāng)空間的分布情況，是衡量城鎮(zhèn)化水平比較通用的指標(biāo)。經(jīng)濟增長（GDP）指標(biāo)以國內(nèi)生產(chǎn)總值來表示。

為了消除可能存在的異方差，需要對數(shù)據(jù)進行處理，處理方法是對原時間序列取對數(shù)，分別記為LnURB、LnGDP，相應(yīng)的一階差分記為△LnURB、△LnGDP。

實證分析

（一）各時間序列平穩(wěn)性檢驗

時間序列分析經(jīng)常遇到數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性問題，假如時間序列數(shù)據(jù)是非平衡的，則回歸的結(jié)果是不可信的，該回歸只是一個模似回歸。檢查時間序列平穩(wěn)性的通用方法是單位根檢驗，本文采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗方法，如果原假設(shè)的時間序列存在單位根，則時間序列是非平穩(wěn)的，如果不存在單位根，則時間序列是平穩(wěn)的。對城鎮(zhèn)化水平和經(jīng)濟增長的各項指標(biāo)進行檢驗，結(jié)果見表1。通過分析，LnGDP、LnURB序列接受原假設(shè)，存在單位根，均為非平穩(wěn)序列，但其一階差分后的序列△LnGDP、△LnURB在1%的顯著性水平下都拒絕原假設(shè)，一階差分序列沒有單位根，都是平穩(wěn)序列，因此LnGDP、LnURB都是1階平穩(wěn)序列。

（二）協(xié)整檢驗

從ADF檢驗結(jié)果來看，LnURB和LnGDP都是一階單整序列，即I（1），可以進行協(xié)整檢驗。對LnURB和LnGDP進行協(xié)整檢驗?zāi)康氖钦撟C它們是否存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。由于只考慮城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長水平兩個變量，在進行協(xié)整檢驗時使用Engl-Grange兩步法檢驗。

首先用OLS方法對LnGDP和LnURB進行回歸，得到回歸方程：

（1）

該回歸方程的殘差項為et，et=LnGDPt+8.518-4.721LnURBt。從回歸方程的參數(shù)看，擬合優(yōu)度達到92.3%，但DW值太低，說明殘差et有可能存在自相關(guān)，有必要對et進行平穩(wěn)性檢驗，殘差et檢驗結(jié)果如表2所示。檢驗結(jié)果顯示，ADF檢驗統(tǒng)計量為-3.06，小于在5%的顯著性水平下的臨界值-2.96，P值為0.005，表明拒絕原假設(shè)，殘差序列沒有單位根，et是平穩(wěn)序列，et～I（1），所以變量LnGDPt與LnURBt是（1，1）階協(xié)整關(guān)系。

（三）誤差修正模型的建立

上述回歸方程是一個長期的靜態(tài)均衡模型，為了既能反映不同時間序列的長期均衡關(guān)系，又能反映短期偏離向長期均衡修正的機制，彌補長期靜態(tài)模型的不足，需要建立誤差修正模型。如果變量之間是協(xié)整關(guān)系，它們之間的這種短期非均衡關(guān)系可以通過誤差修正模型（ECM，Error Correction Model）來描述。

如果兩個變量X與Y的長遠均衡關(guān)系用Yt=α0+α1Xt+μt來表示，由于現(xiàn)實經(jīng)濟中X與Y很少處于均衡點上，因此，建模時需要用數(shù)據(jù)的動態(tài)非均衡過程來逼近經(jīng)濟理論的長期均衡過程，最一般的模型是自回歸分布滯后模型（ADL模型，autoregressive distributed lag），具有（1，1）階分布滯后形式的模型如下：

（2）

此模型可以看出，Y的t期值與X的t期值有關(guān)，也與t-1期的X與Y值有關(guān)，考慮到變量的非平穩(wěn)性，不能直接用OLS法，需要進行變形，在式（2）的兩端減去Yt-1 ，在右邊加減β0Xt-1 得到：

（3）

利用，式（3）可以改成：endprint

（4）

式中δ=β1-1，其中Yt-1-α0-α1Xt-1就是誤差修正項，記作ECMt-1，公式（4）簡化為：

（5）

通過OLS法，建立的誤差修正模型為：

（6）

（四）Granger因果關(guān)系檢驗

通過上述分析，可知城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長兩個變量之間存在一階協(xié)整關(guān)系，接下來通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗來確定二者的因果關(guān)系，檢驗結(jié)果如表3所示。

檢驗結(jié)果顯示，在滯后期3年和4年，LnGDP不是LnURB的格蘭杰原因的概率在0.38%和2.71%，通過不斷試驗，滯后期4年以上也都是拒絕原假設(shè)，這說明江西省經(jīng)濟增長是城鎮(zhèn)化水平的格蘭杰原因。但從城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟增長的作用來看，在滯后期1年至4年，LnURB不是LnGDP的格蘭杰原因的概率始終都在68%以上，接受原假設(shè)，說明江西省城鎮(zhèn)化水平不經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，這一結(jié)論與梁欣然（2007）檢驗結(jié)論相吻合。

結(jié)論

通過上述單位根檢驗、協(xié)整檢驗、誤差修正模型建立和格蘭杰因果關(guān)系檢驗，可以得出以下結(jié)論：

首先，江西省城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長之間存在較強的相關(guān)關(guān)系，兩個指標(biāo)取對數(shù)后，經(jīng)過一階差分，通過了ADF檢驗，不存在單位根，是平穩(wěn)性序列。協(xié)整檢驗表明，它們之間構(gòu)成了長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，由于取了對數(shù)，江西省城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)為4.721，即江西省城鎮(zhèn)化水平每提高1%，經(jīng)濟總量會有4.721%的增長與之相對應(yīng)。

其次，根據(jù)ECM模型可以看出，江西省城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長之間存在密切聯(lián)系，兩者之間同方向變動，城鎮(zhèn)化水平變化1%，引起經(jīng)濟增長變化3.213%。誤差修正系數(shù)δ為-0.032，小于0，符合反向修正機制，意味著向平衡狀態(tài)較快收斂。若當(dāng)期的江西省經(jīng)濟增長變化偏離了城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長之間的均衡，在下一期，會有3.2%的偏差得到反向的修正，反之亦然。隨著經(jīng)濟總量的提高，江西省城鎮(zhèn)化水平肯定會得到提高，這符合經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律。

再次，從格蘭杰因果關(guān)系檢驗來看，城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長存在著單向因果關(guān)系，經(jīng)濟增長是江西省城鎮(zhèn)化水平的格蘭杰原因，在滯后期3年以上表現(xiàn)非常明顯，通過工業(yè)化帶動經(jīng)濟增長會引起人口向城鎮(zhèn)集聚，城鎮(zhèn)化水平明顯提高，說明經(jīng)濟增長對城鎮(zhèn)化水平的提高具有重要的作用。但是檢驗結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化水平不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，江西省城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長基本上沒有起到很大的促進作用，即使有的話，促進作用也是很不明顯的。所以從目前來看，通過人口城鎮(zhèn)化來促進江西經(jīng)濟增長的作用是比較有限的。

參考文獻：

1.龍永圖.城鎮(zhèn)化和工業(yè)化是中國經(jīng)濟增長的動力[J].IT時代周刊，2010（6）

2.左小蕾.城鎮(zhèn)化是新的經(jīng)濟增長點[J].上海國資，2010（3）

3.段愛明.城鎮(zhèn)化與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系文獻綜述[J].武漢金融，2011（8）

4.李宇嘉.城鎮(zhèn)化不應(yīng)是經(jīng)濟增長工具[N].證券時報，2013-2-1

5.梁欣然.安徽省城市化與經(jīng)濟增長的相互關(guān)系分析[J].江淮論壇，2007（6）

6.高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模[M].清華大學(xué)出版社，2006endprint

（4）

式中δ=β1-1，其中Yt-1-α0-α1Xt-1就是誤差修正項，記作ECMt-1，公式（4）簡化為：

（5）

通過OLS法，建立的誤差修正模型為：

（6）

（四）Granger因果關(guān)系檢驗

通過上述分析，可知城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長兩個變量之間存在一階協(xié)整關(guān)系，接下來通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗來確定二者的因果關(guān)系，檢驗結(jié)果如表3所示。

檢驗結(jié)果顯示，在滯后期3年和4年，LnGDP不是LnURB的格蘭杰原因的概率在0.38%和2.71%，通過不斷試驗，滯后期4年以上也都是拒絕原假設(shè)，這說明江西省經(jīng)濟增長是城鎮(zhèn)化水平的格蘭杰原因。但從城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟增長的作用來看，在滯后期1年至4年，LnURB不是LnGDP的格蘭杰原因的概率始終都在68%以上，接受原假設(shè)，說明江西省城鎮(zhèn)化水平不經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，這一結(jié)論與梁欣然（2007）檢驗結(jié)論相吻合。

結(jié)論

通過上述單位根檢驗、協(xié)整檢驗、誤差修正模型建立和格蘭杰因果關(guān)系檢驗，可以得出以下結(jié)論：

首先，江西省城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長之間存在較強的相關(guān)關(guān)系，兩個指標(biāo)取對數(shù)后，經(jīng)過一階差分，通過了ADF檢驗，不存在單位根，是平穩(wěn)性序列。協(xié)整檢驗表明，它們之間構(gòu)成了長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，由于取了對數(shù)，江西省城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)為4.721，即江西省城鎮(zhèn)化水平每提高1%，經(jīng)濟總量會有4.721%的增長與之相對應(yīng)。

其次，根據(jù)ECM模型可以看出，江西省城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長之間存在密切聯(lián)系，兩者之間同方向變動，城鎮(zhèn)化水平變化1%，引起經(jīng)濟增長變化3.213%。誤差修正系數(shù)δ為-0.032，小于0，符合反向修正機制，意味著向平衡狀態(tài)較快收斂。若當(dāng)期的江西省經(jīng)濟增長變化偏離了城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長之間的均衡，在下一期，會有3.2%的偏差得到反向的修正，反之亦然。隨著經(jīng)濟總量的提高，江西省城鎮(zhèn)化水平肯定會得到提高，這符合經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律。

再次，從格蘭杰因果關(guān)系檢驗來看，城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長存在著單向因果關(guān)系，經(jīng)濟增長是江西省城鎮(zhèn)化水平的格蘭杰原因，在滯后期3年以上表現(xiàn)非常明顯，通過工業(yè)化帶動經(jīng)濟增長會引起人口向城鎮(zhèn)集聚，城鎮(zhèn)化水平明顯提高，說明經(jīng)濟增長對城鎮(zhèn)化水平的提高具有重要的作用。但是檢驗結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化水平不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，江西省城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長基本上沒有起到很大的促進作用，即使有的話，促進作用也是很不明顯的。所以從目前來看，通過人口城鎮(zhèn)化來促進江西經(jīng)濟增長的作用是比較有限的。

參考文獻：

1.龍永圖.城鎮(zhèn)化和工業(yè)化是中國經(jīng)濟增長的動力[J].IT時代周刊，2010（6）

2.左小蕾.城鎮(zhèn)化是新的經(jīng)濟增長點[J].上海國資，2010（3）

3.段愛明.城鎮(zhèn)化與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系文獻綜述[J].武漢金融，2011（8）

4.李宇嘉.城鎮(zhèn)化不應(yīng)是經(jīng)濟增長工具[N].證券時報，2013-2-1

5.梁欣然.安徽省城市化與經(jīng)濟增長的相互關(guān)系分析[J].江淮論壇，2007（6）

6.高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模[M].清華大學(xué)出版社，2006endprint

（4）

式中δ=β1-1，其中Yt-1-α0-α1Xt-1就是誤差修正項，記作ECMt-1，公式（4）簡化為：

（5）

通過OLS法，建立的誤差修正模型為：

（6）

（四）Granger因果關(guān)系檢驗

通過上述分析，可知城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長兩個變量之間存在一階協(xié)整關(guān)系，接下來通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗來確定二者的因果關(guān)系，檢驗結(jié)果如表3所示。

檢驗結(jié)果顯示，在滯后期3年和4年，LnGDP不是LnURB的格蘭杰原因的概率在0.38%和2.71%，通過不斷試驗，滯后期4年以上也都是拒絕原假設(shè)，這說明江西省經(jīng)濟增長是城鎮(zhèn)化水平的格蘭杰原因。但從城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟增長的作用來看，在滯后期1年至4年，LnURB不是LnGDP的格蘭杰原因的概率始終都在68%以上，接受原假設(shè)，說明江西省城鎮(zhèn)化水平不經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，這一結(jié)論與梁欣然（2007）檢驗結(jié)論相吻合。

結(jié)論

通過上述單位根檢驗、協(xié)整檢驗、誤差修正模型建立和格蘭杰因果關(guān)系檢驗，可以得出以下結(jié)論：

首先，江西省城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長之間存在較強的相關(guān)關(guān)系，兩個指標(biāo)取對數(shù)后，經(jīng)過一階差分，通過了ADF檢驗，不存在單位根，是平穩(wěn)性序列。協(xié)整檢驗表明，它們之間構(gòu)成了長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，由于取了對數(shù)，江西省城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)為4.721，即江西省城鎮(zhèn)化水平每提高1%，經(jīng)濟總量會有4.721%的增長與之相對應(yīng)。

其次，根據(jù)ECM模型可以看出，江西省城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長之間存在密切聯(lián)系，兩者之間同方向變動，城鎮(zhèn)化水平變化1%，引起經(jīng)濟增長變化3.213%。誤差修正系數(shù)δ為-0.032，小于0，符合反向修正機制，意味著向平衡狀態(tài)較快收斂。若當(dāng)期的江西省經(jīng)濟增長變化偏離了城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長之間的均衡，在下一期，會有3.2%的偏差得到反向的修正，反之亦然。隨著經(jīng)濟總量的提高，江西省城鎮(zhèn)化水平肯定會得到提高，這符合經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律。

再次，從格蘭杰因果關(guān)系檢驗來看，城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長存在著單向因果關(guān)系，經(jīng)濟增長是江西省城鎮(zhèn)化水平的格蘭杰原因，在滯后期3年以上表現(xiàn)非常明顯，通過工業(yè)化帶動經(jīng)濟增長會引起人口向城鎮(zhèn)集聚，城鎮(zhèn)化水平明顯提高，說明經(jīng)濟增長對城鎮(zhèn)化水平的提高具有重要的作用。但是檢驗結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化水平不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，江西省城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長基本上沒有起到很大的促進作用，即使有的話，促進作用也是很不明顯的。所以從目前來看，通過人口城鎮(zhèn)化來促進江西經(jīng)濟增長的作用是比較有限的。

參考文獻：

1.龍永圖.城鎮(zhèn)化和工業(yè)化是中國經(jīng)濟增長的動力[J].IT時代周刊，2010（6）

2.左小蕾.城鎮(zhèn)化是新的經(jīng)濟增長點[J].上海國資，2010（3）

3.段愛明.城鎮(zhèn)化與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系文獻綜述[J].武漢金融，2011（8）

4.李宇嘉.城鎮(zhèn)化不應(yīng)是經(jīng)濟增長工具[N].證券時報，2013-2-1

5.梁欣然.安徽省城市化與經(jīng)濟增長的相互關(guān)系分析[J].江淮論壇，2007（6）

6.高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模[M].清華大學(xué)出版社，2006endprint