中國城鎮化水平與經濟增長關系的實證研究

李 妍，薛 儉

(1.中國礦業大學 管理學院，江蘇 徐州 221116；2.復旦大學管理學院，上海 200433)

1 問題的提出

中國城鎮化在全球城鎮化浪潮中備受注目，大規模的流動人口經由中國沿海的制造業加入全球產業鏈和全球貿易，對全球經濟格局產的生影響不容忽視。經濟增長引起結構效率、規模效率和城鎮化水平的提高，城鎮化反過來對經濟增長也有顯著的促進作用。城鎮化是中國推動經濟增長、實現經濟轉型的一個主線索，但是城鎮化與經濟增長相互影響程度究竟有多大？這個問題是目前討論的焦點，關系到中國城鎮化的未來發展。然而二者的關系不僅僅在于政府如何規劃、如何推動，更與市場力量緊密聯系。本文在借鑒已有研究成果基礎上，選取了城鎮化水平和人均國內生產總值兩個變量，利用Eveiws軟件中Granger因果關系檢驗、脈沖響應函數分析、方差預測分析對城鎮化進程與經濟增長之間的關系進行實證分析。

2 城鎮化進程與經濟增長的實證分析

2.1 數據選取及處理

（1）樣本區間

我國的城鎮化過程大致分為改革前和改革后兩個階段。我國改革開放前1949～1978年期間，中國城鎮化水平呈現出反復、曲折的特征，并且為了追求均衡，城鎮化布局出現不斷西移的現象。雖然總體水平上升，但是城鎮人口的自然增長是主要的人口增長方式。而且這一階段的城鎮化進程基本上總是與政府意向及政治運動聯系。1978年后，城鎮化過程出現平緩上升態勢，尤其是1996年以后，進入高速發展階段，城鎮化受到了市場機制與政府政策力量雙重驅動，市場機制影響力明顯增強。因此，本文選取1978～2012年間城鎮化水平和經濟增長的數據作為下面計量模型分析的樣本。

（2）城鎮化率

城鎮化水平是國際上衡量一個國家或地區城鎮化程度的重要指標。目前，城鎮化的測算方法主要有三大類：主要指標法、綜合指標法和其他指標法。常見的測算方法有人口比重法、城鎮土地利用比重法、農村城鎮化指標體系和現代城鎮化指標體系等。鑒于已有的研究成果，考慮到全國及各省數據的統計口徑一致性，本文采用城鎮化率測算最普遍的方法：人口比重法，即用居住在城鎮的人口占總人口的比例來表示,記為UR。

（3）人均GDP

反映經濟增長的指標有國內生產總值GDP、人均GDP、人均收入等，現有研究成果中大部分采用GDP總量作為衡量全國或地區增長的指標，但是人均GDP剔除了人口因素的影響，相比GDP總量而言，人均GDP更為準確地反映經濟增長水平。因此，本文選取人均GDP作為衡量經濟增長的指標變量，記為AG。

由于時間序列數據中可能存在異方差現象，下面在計量分析過程中，分別對以上UR和AG兩個指標進行對數轉變，記為lnUR和lnAG。

2.2 單位根檢驗

用ADF檢驗方法來檢驗lnUR、lnAG兩變量的平穩性，避免偽回歸的現象。由表1可知，在1%、5%和10%的顯著水平上，lnUR和lnAG的ADF統計值都大于臨界值，表明兩序列是非平穩的。然而，兩變量一階差分dlnUR和dlnAG，在1%、5%和10%的顯著水平上，其ADF統計值均小于臨界值，是平穩的序列。因此，lnUR和lnAG都是1階單整。

表1 ADF單位根檢驗

2.3 變量自回歸滯后階數的判斷

僅憑借自相關、偏自相關函數值難以判斷自回歸的階數，對于變量lnUR和lnAG的滯后階數的確定，下面借助AIC與SIC信息準則，將3階以內的ARMA(p,q)模型經過反復試算，其AIC與SIC的結果如表2、表3所示。

表2 變量lnAG自回歸滯后階數判斷

表3 變量lnUR自回歸滯后階數判斷

由表2和表3可知，我們選取ARMA（1,1）模型較為合適地描述了兩個變量的序列特征。雖然此時AIC和SIC值不是最小，但是依據大多數金融數據反復驗證都能被GARCH（1，1）擬合，因此，我們在這里選擇滯后階數為（1,1）。對于lnAG，系數 α1+ β1=0.425098-0.493446小于1,說明滿足參數約束條件,模型具有可預測性，同時模型AIC=-2.721461和SC=-2.494718值都比較小,可以認為該模型較好地擬合了數據；同理，對于lnUR，GARCH（1，1）該模型也較好地擬合了數據。

2.4 VAR模型估計

城鎮化率與人均GDP的關系可以用VAR模型來測量，即向量自回歸模型。該模型對于相關時間序列系統的預測和隨機擾動對變量系統的動態測量效果較好。VAR模型的特點在于：它不以嚴格的經濟學理論為依據，確定好變量的滯后期，把關系變量引入到模型中即可反映出變量間的相互關系；VAR模型能預測長期變動趨勢，尤其是在樣本外近期預測準確性方面效果顯著。由于VAR模型要求每個變量必須是平穩的，并且已驗證lnUR和lnAG的一階差分是平穩的，因此，建立VAR模型中要引入dlnUR和dlnAG。

根據上述AIC與SIC信息準則，最優滯后期為2，利用EVEIWS軟件中的最小二乘法估計該模型，得到以下方程式：

方程式估計的系數的T統計量值均是顯著的，并且擬合優度分別是0.772002和0.438891，整體擬合度較好。可見，dlnUR受其自身滯后一階和dlnAG變量滯后一階影響較大，受兩變量滯后二階影響較弱；dlnAG受dlnUR變量滯后一階影響最大，同時受dlnUR滯后二階、dlnAG滯后二階也有較大關系。

2.5 Granger因果關系檢驗

從前面估計的模型中，可以看到dlnUR和dlnAG在回歸關系中顯示出顯著相關，但是兩者是否具有因果關系并不能解釋，在回歸方程中解釋變量是被解釋變量的原因這是先驗設定的。然而格蘭杰因果檢驗方法能夠證明變量之間的依賴性，解釋原因變量的變化是否會引起結果變量的變化。

表4 Granger因果關系檢驗結果

表4的檢驗結果表明：城鎮化是經濟發展的格蘭杰原因，經濟發展也是城鎮化的格蘭杰原因。說明兩者在一定程度上有著相互促進的作用的。

對于城鎮化對經濟增長的作用可以用外溢效應來解釋，在有關經濟增長理論提到，規模經濟、知識外溢、集聚經濟是經濟增長的源泉。城市擁有較完善的生產、金融、信息、技術服務、基礎設施等，這些優良條件在人口集中過程中形成外溢效應。首先，城鎮化水平的提高使得農民轉為城鎮居民，剩余的農民擁有的生產要素增加，這會顯著提高我國的勞動生產率，從而帶動我國的潛在經濟增長速度；其次，農民進城后，城鎮居民的增加會帶來基礎設施建設資金的投入，促使城鎮化過程中產生的巨大需求，有助于形成供給與需求良性互動增長；再次，城市信息產業和服務業的發展，勞動力的非農化程度提高，有助于產業結構的調整和升級，從而間接拉動了經濟增長；還有，城鎮人口相比農村人口素質高、消費水平高，帶動消費需求增加。可見，在城鎮化過程中，農村剩余勞動力和農業潛在失業者不斷向城市轉移，使得農業和工業的生產產值得到提高，整個國民經濟收入也呈現出相當的增長趨勢。

經濟增長會引起城市的聚集和城鎮化水平的提高，是城鎮化發展的根本動力。伴隨著經濟增長，經濟結構也會發生調整，一是，農業向工業和服務業轉變，二是農村人口向城鎮人口的遷移。人口和企業逐漸向城市聚集，使得交通更加便利、運輸成本降低，另外，經濟增長促使需求變化，產業結構變化，企業聚集，城市規模擴大和人口數量增加，大量的勞動力從農村轉移到城市中就業，從農業轉向工業和服務業，進而城鎮化水平提高。但是，我們也要看到，經濟增長拉動城鎮化發展的效果不如城鎮化對經濟增長的促進作用顯著，這主要是我國現階段城鎮化進程與經濟發展不是很協調，城鎮化水平滯后于經濟發展，存在一些制約的因素，比如，基礎設施建設資金不足、土地政策、戶籍制度、社保制度等不完善、相關體系不健全等等多方面影響。

2.6 脈沖響應函數分析

脈沖響應函數分析方法可以用來描述一個內生變量對由誤差項所帶來的沖擊反映，即在隨機誤差項上施加一個標準差大小的沖擊后，對內生變量的當期值和將來值產生的影響程度。通過在EVIEWS軟件檢驗VAR模型中方程特征根的倒數都小于1，即都在單位圓內，則VAR模型是穩定的，能做脈沖響應分析。選擇VAR對象工具欄中的“View”/“Impulse Response”得到如圖1～4所示，圖中的實線為響應函數的預測值，虛線則為響應函數值加減兩倍標準差的置信帶。

首先，我們來觀察人均GDP和城鎮化水平分別對其自身的一個標準差的響應情況。如圖1所示，人均GDP對自身的影響整體呈現較強的正向響應，前四年波動較為明顯，但是在第四年后逐漸趨于穩定、強度較弱的響應，尤其是在第八年開始，強度基本趨于零。這說明當前期的人均GDP與其本身滯后值有一定程度上的關聯，但是關聯度逐漸弱化，最終趨于穩定。圖4所示，城鎮化水平對自身的影響基本上也呈現出較強的正向響應，前兩年波動較大，但在第三年逐漸恢復，直到第四年開始趨于良好的穩定狀態。第八年開始強度逐漸趨于零。表明當前期的城鎮化水平與本身滯后值有一定程度的關聯，特別是的前幾期表現的尤為強烈，隨后關聯強度逐漸弱化并趨于零。

其次，觀察人均GDP和城鎮化水平兩者互相響應情況。如圖2所示，人均GDP對城鎮化水平擾動響應，在前四年處于波動幅度較大的階段，甚至在第三年出現了最強的負響應，直到第五年恢復并趨于零響應，這顯示出我國人均GDP對城鎮化水平在長期內呈現出密切的相關性。短期，人均GDP對城鎮化的正向響應不明顯，有幾期還出現了負響應，但是，長期來看，人均GDP對城鎮化的發展還是有一定的作用的。這種現象主要是因為我國城鎮化還存在如下問題：全國各地區城鎮化水平分布不均衡，部分地區城鎮化水平滯后于工業化，產業結構升級較慢，制約著整個國家經濟增長質量和效益的提高；城鎮體系結構不合理，有的地區城鎮規模小，實力弱，區域經濟活動的核心效應、集聚效應、集約經濟等優勢發揮不充分；城鎮綜合職能不健全，基礎實施建設步伐落后，出現供水供氣不足、排水不暢、交通擁擠、環境破壞嚴重等問題仍需完善。再如圖3所示，城鎮化水平對人均GDP的響應情況。前五年處于一個微調的階段，波動幅度較大，先是出現了城鎮化水平對人均GDP增長的正向響應，期初開始出現負向響應，并在第三年達到最大負向響應，隨后開始恢復，負向響應逐漸減弱，并在第五年趨于穩定。可見，城鎮化水平與人均GDP之間存在著很大的關聯性。

圖1 人均GDP對自身新息的響應路徑

圖2 人均GDP對城鎮化水平的響應路徑

圖3 城鎮化水平對人均GDP新息的響應路徑

圖4 城鎮化水平對自身新息的響應路徑

2.7 方差分解

脈沖響應函數分析說明的是模型中一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響，但不能描述每個結構沖擊對內生變量變化的程度。而方差分解的基本思想是把系統中全部內生變量的波動按其成因分解為與各個方程新息相關聯的組成部分，從而得到新息對模型內生變量的相對重要程度。下面對VAR(2)模型進行預測方差分解，SE為D(LNAG)和D(LNUR)的各期越策標準誤差，D(LNAG)和D(LNUR)列中的數據分別代表D(LNAG)和D(LNUR)列為因變量的方程新息對各期預測誤差的貢獻度。

通過人均GDP和城鎮化水平的方差分解表可知，人均GDP的波動在第一期只受自身波動的影響，在第二期城鎮化水平對人均GDP的沖擊開始顯現出來，沖擊效果非常微弱，僅僅0.62%左右，隨后逐漸增強并在第五期沖擊的影響趨于穩定在4.6%左右。而對于城鎮化水平，在第一期就開始受到自身波動和人均GDP沖擊影響，人均GDP對城鎮化水平的沖擊在前兩期影響較微弱，但在第三期影響明顯增強，隨后，在第四期開始整體穩定在15.4%左右，尤其是在第五期開始穩定性較為明顯。通過以上人均GDP和城鎮化水平的方差分解分析，可以得到樣本范圍外的因果關系，而且看到一個結構沖擊給內生變量帶來的影響程度，較為清晰地分析出人均GDP和城鎮化水平兩變量受各自影響與相互沖擊效果，并且得到的結果與脈沖響應函數分析的情況基本保持一致性。

3 結論

通過Granger因果檢驗、脈沖響應函數分析以及方差分解分析城鎮化水平與經濟增長的關系進行了實證分析，可以看到：

（1）城鎮化水平與經濟增長保持著高度的相關性，并且城鎮化拉動經濟增長的效應較強。這種關聯性主要是在全球化浪潮、市場化改革和貨幣化過程三方面共同驅動了中國城鎮化進程，從而帶動了經濟的快速增長。具體地說，城鎮化過程中，大量農村人口涌入城鎮，要求更多的城市基礎設施建設；戶籍制度的松動使得勞動力從農業向工商業流動，結構效率、規模效應和分工效率三方面的提高，使得生產效率大大提升；中國制造業、出口貿易市場空間得到拓展，中國的工業化、城鎮化和經濟增長出現了協同效應。

（2）城鎮化水平與經濟增長兩者相互沖擊作用表現如下：在前幾期都存在微調階段，波動幅度大，這主要是因為我國城鎮化過程中存在一些問題產生負效應。一是，戶籍制度還存在一些問題。由于外來流動人口沒有城市戶口，則無法享受與戶籍掛鉤的城市基本公共服務，如基本社會保險、最低生活保障、子女義務教育、保障性住房等，這就迫使流動人口需要增加儲蓄部分作為個人生活的保障手段，從而居民的儲蓄率上升，消費率出現下降。二是，我國在城鎮化過程中，大量農村人口流入城市，生產和就業結構發生變化，全要素生產力會出現弱化，中國的全要素生產率在2009年時達到了最快的年均增長速度，隨后便出現明顯下滑現象。三是，土地城鎮化速度快于人口城鎮化速度。中國土地傾向于工業、忽視了城市居住、交通、綠地占地。土地使用結構扭曲使得資源配置不合理、公共福利水平低下，經濟發展出現低效率和高耗能趨勢。四是，規模效益和分工效率不足。中國城鎮化過程中很大程度上表現為城市數量增加，而非人口密度增加，創新和規模經濟效應在一定程度上受到阻礙。再加上城市規模小且具有分散特征，諸如銀行、咨詢等專業化程度較高的創意產業、軟件開發和商業服務業未得到充分發展，潛在經濟增長的拉動作用受到制約。

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