我國城市化與經濟增長關系實證分析
——基于1978～2014年城市化率

張廣威

(1.山東工商學院 經濟學院,山東 煙臺 264005;2.中國海洋大學 經濟學院,山東 青島 266100)

半島經濟研究

我國城市化與經濟增長關系實證分析
——基于1978～2014年城市化率

張廣威

(1.山東工商學院 經濟學院,山東 煙臺 264005;2.中國海洋大學 經濟學院,山東 青島 266100)

基于1978～2014年我國城市化率、人均GDP時間數列,采用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗、誤差修正、脈沖響應、方差分解系列方法進行計量分析,研究我國城市化與經濟增長之間的關系,結果表明,城市化與經濟增長具有長期正向相關關系;經濟增長對城市化的推動作用明顯,而城市化對經濟增長的推動作用不明顯;城市化與經濟增長之間都產生負向的相互影響。為形成城市化與經濟增長的有效推動局面,我國今后應保持較快經濟增長速度,優化城市產業結構,創新城鄉管理體制。

城市化;經濟增長;協整檢驗;格蘭杰因果檢驗;脈沖響應

一、引言

城市化是農村人口向城市遷移的過程,主要表現為城市人口增加,城市產業結構和就業結構優化,城市居民收入提高,城市文明不斷提高。進入21世紀以來,我國的城市化已被公認為世界經濟增長與社會發展的兩大驅動因素(顧朝林,2007)[1]。的確,我國城市化給我國經濟社會發展帶來了巨大變化。

美國城市規劃專家貝利(Berry)認為,一個國家的經濟發展水平與該國的城市化程度之間存在某種天然的聯系。國內外諸多研究表明,城市化與經濟增長之間具有密切的關系。美國經濟學家錢納里(Chenery,1988)[2]對1950～1970年101個國家的經濟發展與城市化數據分析,發現不同的人均 GNP 水平上就有不同的經濟結構與城市化水平與之對應。貝利(Berry,1965)對95個國家的43個變量進行分析,證明了城市化與經濟增長之間存在正相關關系。美國城市經濟學家亨德森(Henderson,2000)對不同國家的橫截面數據測算,得出城市化水平與人均 GDP之間具有正相關關系,且相關系數為0.85[3]。我國的周一星(1995)對1977年世界157個國家和地區的資料進行統計分析,發現除20國家外其余137個國家的城市化水平與經濟增長呈現十分明顯的對數關系[4]。高佩義(2004)對世界168 個國家和地區的城市化水平、人均 GDP分析,得出城市化與經濟發展存在互促共進關系[5]。李金昌、程開明(2006)對1978～2004年我國城市化與經濟增長之間關系進行分析,證明經濟增長對城市化的正向作用強于城市化對經濟的負向作用[6]。施建剛、王哲(2011)對1978～2008年我國城市化與經濟增長分析,驗證結果是短期內城市化與經濟增長的相互促進作用是存在的,而從長期來看城市化與經濟增長之間的相互影響是負向的[7]。以上主要代表觀點表明城市化與經濟增長關系研究結論或相近或不同,主要原因在于專家們的模型設計、測算方法、樣本數量等差異性大。就我國城市化與經濟增長的實證看,我國學者對該問題所選取的數據樣本相對較少,得出的結論不盡相同。為進一步研究城市化與經濟增長之間動態關系,筆者擴大研究樣本數量,選取1978～2014年期間37年數據進行實證測算。

二、數據的選取

改革開放前30年,由于受政治等因素嚴重影響,我國城市化水平和經濟增長都處于上下震蕩階段,波動很大,難以探究二者規律性關系,那么，研究我國1978年后的數據間關系更為科學。城市化水平指標選取人口城市化率,即城鎮人口占總人口的比重,用UR標記;經濟增長指標選取人均國內生產總值(GDP),用PG標記,本文認為，這一指標可以較合理地反映經濟增長的人均水平,可以大幅度減少人口規模因素的影響。UR與PG將構成兩個時間序列數據,數據詳見表1。為剔除物價變動影響、消除時間序列引起的異方差性,對兩個時間序列數據取自然對數,分別用LnUR和LnPG標記。文章實證過程采用Eviews7.2軟件進行計量分析。

三、城市化與經濟增長關系分析

1.平穩性檢驗分析

由于選取的城市化率和人均GDP兩個變量都是時間序列數據,若尋找二者的關系須要觀察是否能夠協整,只有兩個相同單整階數的兩個變量才有可能存在協整關系。那么,首先對兩個變量進行平穩性檢驗。此處選用ADF方法檢驗變量的平穩性問題。

表1 1978～2014年我國城市化率、人均GDP

注:以上數據來源于《中國統計年鑒(2015)》。

通過對LnUR和LnPG進行ADF檢驗,檢驗結果見表2,顯示LnUR和LnPG的ADF檢驗值都大于顯著性水平10%的臨界值,表明LnUR和LnPG時間序列都呈現非平穩性;然后對LnUR、LnPG兩個時間序列分別做一階差分ΔLnUR、ΔLnPG,再進行ADF檢驗,結果顯示,ΔLnUR的檢驗值-3.730 270小于顯著水平1%下的臨界值-3.670 170,ΔLnPG的檢驗值-3.779 267小于顯著水平1%下的臨界值-3.653 730,表明ΔLnUR和ΔLnPG序列都表現出平穩性,ΔLnUR和ΔLnPG都具有一階單整,即LnUR～I(1)、LnPG～I(1),滿足協整的條件。主要數據和結果見表2。

表2 我國城市化水平與人均GDP系列ADF檢驗結果

注:(1)Δ為一階差分運算。(2)檢驗形式(C,T,L)中的C、T、L分別為模型中的常數項、時間趨勢、滯后階數。(3)滯后期的選擇以赤池信息準則(AIC)為依據。

2.協整分析

Enger-Granger是檢驗兩變量的協整關系有效方法,此處采用EG兩步法,先協整回歸方程,再檢驗殘差的平穩性[8]。

第一步,建立回歸模型,如方程(1),其中LnUR是被解釋變量,LnPG是解釋變量,μ為隨機繞動項。

LnURt=α+βLnPGt+μt

(1)

利用普通最小二乘法(OLS)對方程(1)進行回歸,估計結果如下:

LnUR=1.655389+0.216432LnPG

t=(35.31524) (39.25909)

對方程(1)進行檢驗:擬合優度與修正的擬合優度都大于0.977,表明所建立模型對樣本數據擬合很好;由于樣本數量是37,解釋變量數量是1,可知F0.05(1,35)

第二步,對方程殘差項進行ADF檢驗,結果顯示(見表3),ADF檢驗值為-1.455905,小于顯著性水平5%的臨界值,表明殘差序列

εt不存在單位根,為平穩序列,即εt～I(0)。

EG兩步法表明,LnUR和LnPG確實存在

表3 殘差項ADF檢驗結果

協整關系,即我國改革開放后城市化與經濟增長存在著長期動態均衡關系,兩者關系具有協調性。回歸結果顯示,從長期看我國經濟增長與城市化之間呈正相關關系,人均GDP每變動1%,城市化率將同方向變動0.216個百分點。

3.誤差修正模型分析

由于LnUR與LnPG存在協整關系,兩個時間序列變量存在誤差修正機制,可以通過建立誤差修正模型來反映短期偏離長期均衡的修正過程。基本思路是,先建立長期關系模型,通過水平變量和OLS法估計出時間序列變量的關系,然后建立誤差修正方程,將長期關系模型中各變量以一階差分形式重新加以構造,并將長期關系模型所形成的殘差序列作為解釋變量引入,對短期動態關系進行逐項檢驗。

構建誤差修正模型,如方程(2),其中et-1為誤差修正項。

ΔLnURt=α+βΔLnPG+γet-1+εt

(2)

利用普通最小二乘法(OLS)對方程(2)進行回歸,估計結果如下:

ΔLnURt=0.038441-0.055802ΔLnPGt-0.069414et-1

t=(8.135511) (1.721422) (1.814304)

其他藥物 抗結核藥中的比嗪酰、利尿藥中的雙氫克尿噻以及心血管類藥如硝苯地平、胺碘酮等，也有誘發光敏反應的可能性。

R2=0.171019, DW=1.429042

方程(2)的OLS估計結果表明,我國城市化變化不僅取決于人均GDP增加值的變化,還取決于前一期城市化水平對均衡水平的偏離,誤差修正項et-1估計系數為-0.069,體現了對偏離的修正,當短期波動偏離長期均衡時,將以-0.069的力度將非均衡狀態拉回均衡狀態。表明,LnUR和LnPG相互協整的時間序列存在誤差修正機制,能夠進行短期調節。

4.格蘭杰因果檢驗分析

協整檢驗可以發現變量序列之間是否保持長期均衡關系,但不能確認變量之間是否具有因果關系。因果關系是指變量之間的依賴性,作為結果的變量是由作為原因的變量所決定的,原因變量的變化引起結果變量的變化[9]。此處采用格蘭杰因果(Granger)關系檢驗尋求我國城市化率與人均GDP之間的因果關系。格蘭杰因果關系檢驗本質上是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中,一個變量如果受到其他變量的滯后影響,則稱它們具有格蘭杰因果關系。下面構建我國城市化水平與人均GDP之間的格蘭杰因果關系模型,如方程(3):

(3)

方恒(3)式中下標t為年度,k為最大滯后階數,εt為白噪聲。建立向量自回歸模型(VAR),然后進行格蘭杰因果檢驗。選取滯后8期,結果見表4。

表4 我國城市化率與人均GDP之間的格蘭杰因果檢驗結果

表中數據顯示,LnPG不是LnUR的格蘭杰原因的概率在第1、2、3、4期分別是8.9%、5%、3.6%、4.3%,都小于10%,第6～8期的概率也都小于10%,第5期的概率是30.3%,表明我國經濟增長對城市化的推動效應滯后1年后顯現,經濟增長是城市化發展的主要原因,具有顯著推動作用。LnUR不是LnPG的格蘭杰原因的概率在第1、2、4、6、7期分別是64.6%、27.7%、16.2%、12.5%、18.5%,大于10%,第3、第5期的概率分別為2.3%、5.7%,表明城市化對經濟增長具有一定程度的推動作用,但并不顯著。

5.脈沖響應分析

圖1顯示,城市化對自身沖擊的脈沖響應圖,受到自身沖擊后第1期就有響應,上升到0.9%,到第5期達到1.4%,第5期后沖擊效應逐漸衰減,到第10期減小到0.4%。圖2顯示,人均GDP對自身沖擊的脈沖響應圖,受到自身沖擊后第1期就有響應,上升到3.8%,隨后逐步上升,第6期到最高為6.7%,之后較快衰減,10期減小為1.5%。圖3顯示,當本期對城市化一個標準差沖擊后,經濟增長產生較大響應,呈現“上升——下降——上升”的波動過程,前3期為正向變化,第2期響應凸顯,然后不斷下落,從第3期到第8期產生負向變化,第5期負向響應最大,第8期之后為正向變化,這表明城市化對經濟增長既有正向沖擊效應,又有顯著的負向沖擊效應。圖4顯示,當本期對人均GDP增加值一個標準差沖擊后,城市化率有顯著反應,呈現先小幅下降后快速上升趨勢,第1期沒反應,第2、3、4期為小幅度負向沖擊反應,第4期之后為正向反應,且產生顯著沖擊效應,第10期沖擊最大。這表明經濟增長初期未對城市化產生正向沖擊,經過短期過渡后正向沖擊效果越來越明顯。以上結論與脈沖響應結論、格蘭杰因果檢驗結論基本一致。

圖1 我國城市化對自身脈沖的響應圖

圖2 我國人均GDP對自身脈沖的響應圖

圖3 我國城市化對人均GDP脈沖的響應圖

圖4 我國人均GDP對城市化脈沖的響應

6.方差分解分析

方差分解是分析每個結構沖擊對變量變化的貢獻度,能夠進一步評價不同結構沖擊的重要性。根據方差分解理論模型,對我國城市化率和人均GDP的預測均方差進行分解,結果見表5。

從我國城市化水平波動看,第1期只受自身波動影響,人均GDP對城市化的沖擊從第2期開始,0到第2期就上升到1.58%,一直到第5期基本保持1.1～1.7%之間低幅波動,從第5期后逐漸上升,到第10期達到20.9%;同期,城市化水平受自身波動沖擊影響減弱,隨后第2期稍有下降,第2到第5期后相對穩定,在98～99%之間波動,第6期后逐步下降,一直到第10期減少到79.1%,這與脈沖圖像分析的結果基本一致。從我國人均GDP波動看,第1期就受到自身波動和城市化沖擊,即受自身波動影響大于城市化的影響,第1期達到91.3%,隨后人均GDP呈小幅上升態勢,第7期后基本穩定,處于93～94%之間;同期,人均GDP受城市化的影響稍有下降,第7期后基本穩定,處于7～8%之間。可以判斷,經濟增長對城市化的正向沖擊效應,顯著大于城市化對經濟增長的負向沖擊效應,由此可見,經濟增長是城市化波動的主要原因。

表5 我國城市化率和人均GDP的預測均方差分解結果

四、結論與建議

1.結論

(1)城市化與經濟增長之間呈正相關關系。通過對城市化率、人均GDP的自然對數LnUR、LnPG進行一階差分后,時間序列變得平穩,經過協整分析后,發現1978～2014年期間我國城市化與經濟增長之間保持長期均衡關系,二者呈正相關關系,我國經濟增長率每提高1%,城市化率將提高0.216%。

(2)城市化與經濟增長之間相互影響的正負作用機制同時存在。根據脈沖圖像分析,經濟增長對城市化的沖擊影響有3期為負向影響,之后較快變為正向影響;城市化對經濟的沖擊的第3～8期為負向影響,且影響幅度較大,其他期為正向影響,這表明無論經濟增長對城市化還是城市化對經濟增長的影響都不能形成十足的正向沖擊,各自反作用的力量都存在。主要原因在于,我國產業結構在一定程度上制約農村人口向城市轉移,城鄉二元結構和城市管理體制反過來制約產業經濟增長。

(3)經濟增長對城市化的推動作用顯著。根據格蘭杰因果檢驗、脈沖函數響應分析、方差分解分析,發現我國城市化的波動主要由經濟增長產生,經濟增長能較顯著地推動城市化發展,而城市化對推動經濟增長有一定促進作用,效果不明顯,就是說,經濟增長對城市化的推動作用顯著大于城市化對經濟的推動作用。

2.建議

(1)保持經濟持續較快增長。加快城市化發展是我國當前的戰略任務,原因是城市化是我國擴大投資需求和消費需求的重要載體,是“轉方式、調結構”的有效手段。由于經濟增長能夠提供更多的城市就業崗位,吸引農業轉移人口到城市就業和安家,為此我國需要保持較快的經濟增長速度。近10年我國城市化率年均增長約1.2%,根據長期動態關系測算,若今后我國加快城市化發展,那么我國經濟增長需要持續較快增長,預計要保持6%或稍快的增長速度。

(2)優化城市產業結構。農業轉移人口進城的關鍵在于城市產業能夠有效吸納這些群體。當前我國城市產業結構比較突出的問題是,重工業比重偏大,服務業比重較小,而重工業吸納就業人口少,服務業吸納就業人口多,從而影響了人口向城市轉移。基于我國農民多且勞動力素質不高的現狀,今后城市產業結構優化的重點是積極發展勞動密集型產業,盡快壯大服務業規模,注重發展輕工業,適度減小重工業比重,使產業城市化與人口城市化有機融合[11]。

(3)加大城市管理體制改革力度。城市化之所以對經濟增長產生反向機制,主要在于我國封閉的城鄉二元結構、不合理的城市體系和城市規模。今后,我國堅決破除二元體制桎梏,重點是放開約束農民進城的戶籍管理制度,構建有利于農民進城的社會保障制度、土地管理和教育管理制度,加快農民進城步伐。圍繞優化城市體系,要不斷創新城鄉管理體制,構建城市群協同發展機制,控制特大城市和超大城市規模,積極發展中小城市,重點提高縣域城鎮的承載力,使城市形成強有力的集聚效應和溢出效應,對經濟增長產生良性推動。

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[責任編輯:李效杰]

10.3969/j.issn.1672-5956.2017.02.002

2017-12-08

山東省軟科學研究計劃項目“山東新型城鎮化擴大內需的效應與路徑研究”(2016RKB01110),山東省高校人文社會科學研究計劃項目“山東新型城鎮化與服務業協同發展研究”(J15WG41)。

張廣威,1975年生,男,山東菏澤人,山東工商學院講師,經濟學博士,中國海洋大學博士后，研究方向為區域經濟和海洋經濟,(電子信箱)zgw2008@126.com。

F124.1;F299.21

A

1672-5956(2017)02-0009-07