城鎮化對中國經濟增長的影響及其區域差異——基于省際面板數據的分析

陳美美

（中南財經政法大學金融學院，湖北　武漢　430073）

城鎮化對中國經濟增長的影響及其區域差異——基于省際面板數據的分析

陳美美

（中南財經政法大學金融學院，湖北武漢430073）

文章采用2005-2013年全國31個省份數據，運用面板數據的平穩性和協整檢驗，檢驗城鎮化是否拉動了中國經濟增長，在此基礎上分別建立面板誤差修正模型（PECM）和個體固定效應模型，實證分析了城鎮化對經濟增長的總體影響和區域性差異。結果發現，城鎮化水平和經濟增長之間存在長期均衡關系，城鎮化率每提高1個百分點將帶來0.37個百分點的經濟增長，并且兩者之間的均衡存在短期的波動抑制作用；進一步從區域差異上來看，城鎮化水平對經濟的影響程度呈現從西部、東部、中部、東北依次增強的趨勢。

城鎮化；經濟增長；面板誤差修正模型；區域差異

一、引言

城鎮化是指農村人口不斷向城鎮轉移，第二、三產業不斷向城鎮聚集，從而使城鎮數量增加，城鎮規模擴大的一種自然歷史過程，是各個國家在實現工業化、現代化過程中所經歷社會變遷的一種反映。改革開放以來，我國城鎮化進程突飛猛進，1978年我國的城鎮化率為21.1%，到2015年底已達到56.1%，與世界平均水平基本持平。在城鎮化水平飛速發展的同時，我國經濟也在迅速增長。1978年我國GDP僅為0.37億元，位列全球15位，到2015年我國GDP已經達到了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、英國等發達國家存在很大差距。

城鎮化是否是中國經濟增長的一大引擎成為國內外學者研究的重點。一種觀點認為城鎮化會促進經濟增長。Mccoskey，Kao［1］采用1965-1989年30個發展中國家數據和22個發達國家面板數據進行協整分析，發現樣本國家人均GDP與城鎮化率、勞動資本之間存在長期協整關系。Henderson［2］采用發展中國家的橫截面數據得出城鎮化水平和人均GDP相關系數達到0.85。CC Au，JV Henderson［3］通過分析得出中國城鄉分割的戶籍制度阻礙了勞動力的流動，不僅導致了農村勞動力過剩，而且阻礙了中國城鎮化水平的提高，從而不利于中國經濟的增長。朱孔來［4］分析了全國31個省份城鎮化率和GDP之間的關系，發現城鎮化率每提高1%，會促使經濟增長7.1%。蔣冠［5］選取中國1978-2012年的時間序列數據，通過分析發現，我國城鎮化與經濟增長之間存在長期均衡關系，進一步選取泰爾指數分析發現，中國省級的城鎮化差異總體呈現縮小趨勢。另一種觀點則認為，城鎮化對經濟增長的影響不顯著甚至為負。Abdel-Rahman［6］通過對35個發展中國家橫截面的實證分析，得出城鎮化與經濟增長呈負相關的結論。王婷［7］選取我國1996-2011年的省域面板數據，發現在西部地區人口城鎮化對經濟增長的拉動作用并不明顯。武永立［8］發現在研究城鎮化和經濟發展水平關系時，不同的指標和模型選擇會得出不同結論甚至是相反結論。

綜上所述，關于城鎮化對經濟增長的影響仍沒有一致的結論，并且現有文獻很少考慮到我國城鎮化水平區域差異對經濟發展的影響，而我國作為一個區域發展極不平衡的大國，各個地區的城鎮化發展水平有明顯不同，這種不同可能會造成對經濟增長的影響差異化。因此，根據城鎮化水平的不同，把全國分為東、中、西和東北4個區域，進一步分析城鎮化水平對經濟增長影響的區域差異具有重大的現實意義。本文的創新點在于：既運用總體回歸得出我國城鎮化對經濟增長的貢獻值，并且通過面板誤差修正模型發現城鎮化與經濟增長之間的均衡存在短期波動抑制作用，同時又將變量區域化，利用個體固定效應模型，探討了城鎮化對經濟增長的區域差異性影響。

二、城鎮化對經濟增長的作用機制

城鎮化作為一項基礎性的經濟、社會和制度的變革會產生多種經濟效應，其中主要通過規模經濟、分工和專業化和創新效應等促進經濟的增長。

首先，城鎮化是勞動力、資源等要素流動和積聚的過程，人口轉移會帶來需求的集中，促使供給集中，形成規模經濟效應。第一，產業規模在擴大的同時會帶來產品多樣化和產品質量的提升，從而產生技術進步，成為促進經濟增長的持續動力。第二，產業的發展吸納了農村剩余勞動力就業，滿足了城鎮化中各類需求。第三，規模經濟使得生產成本下降，收入增加，而收入用于消費或投資進一步拉動生產資料的需求，從而對經濟增長產生正向影響。

其次，在城鎮化發展的過程中，分工和專業化程度隨著市場規模的擴大不斷深化，具有技術性、專業性技能的工人可以更加熟練完成任務，生產效率得到提高，經濟增長也就能夠快速實現。

最后，城市是新知識、新觀念產生的中心，這些新思想在城市密集的經濟活動中可以實現低成本的擴散。熊彼特認為創新周期與經濟周期是同步的，即在創新低迷時，經濟處于下行，在創新涌現時，經濟處于繁榮期，知識和觀念的共享可以促進一國或地區的長期穩定增長。

三、城鎮化對經濟增長影響的實證分析

（一）指標選取與數據來源

本文借鑒了已有相關研究成果，采用人口城市化率度量城鎮化水平，即城鎮人口占總人口的比重（%），記為URB，這也是國際上通用的衡量城鎮化水平的指標。考慮到人均GDP剔除了人口規模的影響，本文選擇省份人均GDP來反映經濟增長，記為GDP。本文采用的數據主要來自國家統計局發布的歷年《中國統計年鑒》和巨靈金融服務平臺，選取了以上兩個指標2005-2013年全國31個?。ㄊ校┑哪甓葦祿Ａ硗?，為消除數據中存在的異方差，在進行面板數據分析時，對以上各變量進行對數處理，在實證分析前首先對變量進行統計性描述，結果如表1所示。

（二）總體回歸分析

1.面板數據的平穩性與協整分析。本文采用同質單位根檢驗中的LLC檢驗、異質單位根檢驗中的Fisher—ADF和Fisher—PP檢驗，對面板數據各個變量的不同截面分別進行單位根檢驗。如果三種檢驗中均拒絕存在單位根的原假設則說明該變量是平穩的，反之則不平穩，檢驗結果如表2所示。

通過表2的單位根檢驗，LLC，Fisher-ADF，Fisher-PP檢驗的原假設為存在單位根，從檢驗結果的P值來看，lnURB，lnGDP兩個變量的水平值均不能拒絕單位根假設，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，因此，得出這兩個變量均為I（1）過程的結論，可以進行下一步的協整分析。在協整檢驗中采用Pedroni的方法，以回歸殘差為基礎構造出4個統計量，并且均為左尾檢驗，這4個統計量的原假設均為不存在協整關系，模型的滯后階數按SIC準則自動選擇。Pedroni（1999）運用Monte Carlo模擬的結果顯示，對大樣本來說，所有的統計量的檢驗效力均很強并且穩定，但是對于小樣本來說，Group ADF統計量是最有效力的，接下來是Panel ADF、Group PP、Panel PP等統計量，由于本文研究的是小樣本數據，因此主要考察這4個統計量，具體結果見表3。

表1　變量統計性描述

表2　平穩性檢驗結果

表3　Pedroni協整關系檢驗結果

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“不存在協整關系”的原假設。據此可以判斷出lnURB與lnGDP這兩個序列存在協整關系。由上面的協整檢驗可知我國經濟增長與城鎮化水平存在長期協整關系，進而經估計得出的協整方程如下：

從方程（1）回歸系數的t值來看，協整回歸方程中各變量的系數均顯著，該方程成立?；谑‰H面板數據的實證結果顯示，中國城鎮化的提升對經濟增長具有顯著的正向影響，城鎮化率每提高1個百分點，經濟增長水平則增加0.37個百分點。

2.面板誤差修正模型的估計。在面板協整估計式（1）基礎上，建立面板誤差修正模型（PECM）進一步分析城鎮化水平對經濟增長的短期調整效應。

根據Granger表述定理，基于面板協整模型：

設定與式（2）對應的面板誤差校正模型（PECM）：

式（3）中εit-1為式（2）的面板協整殘差，λ為誤差調節系數，反映城鎮化水平與經濟增長的長期穩定關系對經濟增長的短期變化所產生的調節效應。當λ＜0，表示長期穩定的協整關系對短期經濟增長具有抑制調節作用，一旦變量之間的均衡關系偏離長期均衡時，會逐步調整到均衡狀態，而從面板協整和均衡角度來看，也進一步支持式（2）為面板協整模型；當λ＞0，則表示面板協整關系對短期經濟增長具有促進作用，預估計面板誤差修正模型式（3）中的λ符號為負。

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

從回歸結果看，誤差調節系數λ=-0.4970＜0，與預期符號一致，且其值顯著成立（t=-14.5898），說明當我國經濟增長水平與城鎮化水平偏離均衡狀態時，經濟系統將以這種偏離誤差的0.497倍強度在下一期朝均衡點進行調整，這從理論上進一步驗證了面板協整關系的成立。負的λ表明我國經濟增長與城鎮化水平之間不僅具有長期的均衡關系，而且會對短期內的波動產生明顯的抑制作用。

四、城鎮化對經濟增長的區域差異分析

（一）不同區域城鎮化水平的比較

根據陳耀，周洪霞［9］的劃分方法，按照城鎮化水平的不同，把全國劃分為東，中，西和東北4個區域，在此基礎上建立面板回歸模型，實證研究不同區域城鎮化水平對經濟增長的影響。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）；東北地區有3個省份，分別是遼寧（LN）、吉林（JL）和黑龍江（HLJ）。不同區域的城鎮化率如圖1-圖4所示。

圖1　東部各省的城鎮化率（%）

圖2　西部各省的城鎮化率（%）

圖3　中部各省的城鎮化率（%）

圖4東北各省的城鎮化率（%）

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

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

（二）區域差異分析

采用面板數據模型的估計方法有混合模型、個體固定效應模型和個體隨機效應模型。對于混合模型與個體固定效應模型的選擇，通過F統計量檢驗，在5%的顯著性水平下拒絕原假設，所以建立個體固定效應模型。對于個體固定效應模型和個體隨機效應模型的選擇，通過Hausman檢驗，在5%的顯著性水平下拒絕原假設，所以建立個體固定效應模型。所以建立經濟增長關于城鎮化率的個體固定效應模型，模型估計結果如表4所示。

表4　各地區城鎮化對經濟增長影響的估計結果

從表4可以看出各區域的城鎮化水平與經濟增長都呈顯著正相關關系。具體來說，東部、中部、西部和東北四個區域城鎮化水平對經濟增長的影響系數分別為1.0112、2.7713、0.2840和2.8976，即城鎮化水平每提高1%，東、中、西和東北地區經濟增長將分別提升1.0112%、2.7713%、0.2840%和2.8976%?？梢?，城鎮化對經濟增長的影響程度呈現從西部、東部、中部及東北地區依次提高的梯度分布，東北地區城鎮化對經濟增長影響最大。

綜上所述，在各個地區的模型中，考察城鎮化對經濟增長直接影響的結果顯示，城鎮化系數的估計值都為正，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，積極推進城鎮化有利于促進經濟的增長。

（三）穩健性檢驗

為了進一步驗證上述結果，本文采用處理特殊變量的方法進行穩健性檢驗。喻開志等［10］利用因子分析，將城鎮化水平劃分為人口、產業及衛生城鎮化、居民消費城鎮化、科學教育城鎮化以及公共基礎設施城鎮化四因子，參照此做法，分別用居民消費城鎮化、科學教育城鎮化和公共基礎設施城鎮化替代人口城鎮化進行回歸，實證結果基本與原模型保持一致。由此可見，無論是人口城鎮化、居民消費城鎮化、科學教育城鎮化還是公共基礎設施城鎮化，其對經濟增長的影響都存在顯著的區域性差異。其中，東北部地區城鎮化對經濟增長的促進作用最大，中部與東部地區次之，西部地區影響最小。

五、結論及建議

本文采用面板數據，對我國不同區域城鎮化對經濟增長的影響進行了實證分析，得出如下結論，并提出相應的政策建議。

1.從整體上來看，城鎮化對經濟增長的影響是顯著正向的，城鎮化水平每提高1個百分點將帶來0.37個百分點的經濟增長，另外通過面板誤差修正模型發現，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，為促進經濟的健康發展，有必要積極推進城鎮化的發展，抓住人口城鎮化這一核心要素，從城鎮中農業轉移人口的落戶制度入手，積極推進符合條件的農業轉移人口落戶城鎮，破除農村居民進程落戶的人為隔離，加快推進我國城鄉二元的戶籍制度改革，合理利用人口城鎮化的經濟效益。

2.通過把全國分為四個區域進行區域性分析，發現城鎮化水平對經濟增長的影響程度呈現從西部、東部、中部及東北依次提高的梯度分布。鑒于區域間的差異，應當實行差別化的區域管理，因地制宜，加強對中西部城鎮化建設的政策支持力度，依托絲綢之路經濟帶，擴大中西部地區的對外開放程度；加大對中西部地區基礎設施建設投資，培育中西部地區城市群，推動中西部地區城鎮化建設，從而促進中西部地區經濟發展。

3.穩健性檢驗顯示，人口城鎮化、居民消費城鎮化、教育城鎮化和公共基礎設施城鎮化水平越高，經濟增長越快。因此，在加快我國農業轉移人口落戶城鎮的同時，應當積極促進各類要素自由流動和優化配置：第一，要重視城鎮化過程中的產業轉型，充分釋放內需潛力，著力推進農村居民消費擴大升級。第二，應大力增加教育人力資本和教育經費的投入，完善高等教育、職業技術教育多層次的教育培訓體系，實現農村教育城鎮化。第三，著力解決我國農村公共基礎設施短缺問題，注重農村公共產品供給，城鎮化發展迫切需要公共基礎設施建設的支撐。

4.提高城鎮化的質量是轉變經濟增長方式的必然要求，要堅定不移地走可持續發展的新型城鎮化道路，發揮城鎮化的經濟效益，統籌城鎮化的社會效益和生態效益。

［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.

［2］Henderson，J.V.The effects of urban concentration on economic growth.NBER Working Paper，2000：7503.

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［5］蔣冠，等.中國城鎮化與經濟增長關系的理論與實證研究［J］.工業技術經濟2014，（3）：33-41.

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［7］王婷.中國城鎮化對經濟增長的影響及其時空分化［J］.人口研究，2013，（5）：53-67.

［8］武永立.城鎮化與中國經濟增長“長期均衡悖論”的實證檢驗［J］.經濟問題，2014，（7）：6-10.

［9］陳耀，周洪霞.中國城鎮化對經濟增長的影響機理及其區域差異——基于省際面板數據的實證分析［J］.當代經濟管理，2014，36（8）：59-66.

［10］喻開志，黃楚蘅，喻繼銀.城鎮化對中國經濟增長的影響效應分析［J］.財經科學，2014（7）：52-60.

（責任編輯：車碧云）

陳美美（1992-），女，湖北廣水人，碩士研究生，研究方向：宏觀經濟、區域經濟。