我國城鎮化進程促進民營經濟發展的計量分析

呂文慧，段繼紅，賈晗睿

（南京財經大學經濟學院，南京 210046）

引言

我國推進城鎮化30多年來，城鎮化率已達到56.1%，取得了很大成績。同時，國內有關城鎮化的學術研究也取得了很好的成果。城鎮化的核心問題是農村剩余勞動力的轉移，而要實現農村居民的市民化，所要解決的關鍵問題是農村居民的就業問題。長期以來，學術界普遍認為，城鎮化能推動民營經濟的發展，民營經濟的發展也能有效地帶動城鎮聚集和城鎮化水平提高，即民營經濟和城鎮化之間存在著相輔相成的關系。

2016年3月4日，習近平總書記在民建、工商聯委員聯組會發表重要講話，再次重申非公有制經濟的地位和作用，引發各界高度關注。習近平指出：“長期以來，我國非公有制經濟快速發展，在穩定增長、促進創新、增加就業、改善民生等方面發揮了重要作用。”習總書記充分肯定了民營經濟的作用。

在當前加快民營經濟結構轉變的形勢下，理清城鎮化對民營經濟的發展作用，民營經濟對城鎮化的拉動效應，為政府決策提供參考。借助已有的研究文獻，本文選擇城鎮化率和民營經濟就業人數占城鎮人口的比重兩個指標，對我國城鎮化進程與民營經濟之間的關系進行計量分析。

一、文獻綜述

民營經濟是中國特色，城鎮化與民營經濟的關系研究多為國內文獻。在理論層面上，秦嶺、高懷定（2004）重點分析了民營經濟和城鎮化的互動關系和相關目標選擇上的沖突；梁賢、李達球、林濤（2007）認為，城鎮化的推進有利于民營經濟的發展；周丕娟（2005）和楊慧、夏凡（2011）認為，民營經濟能提供就業機會，推進城鎮化進程。也有學者對城鎮化和民營經濟的相互作用進行實證研究，武翠蓮（2011）借助河北省相關數據實證分析了民營經濟如何影響城鎮就業量和產業結構，實證分析了民營經濟對城鎮化的影響；秦尊文，龍（2013）以城鎮化率和民營經濟水平的數據為基礎，使用誤差修正模型和協整理論研究了城鎮化率與民營經濟之間的動態和長期均衡關系，認為民營經濟有利于發展中小城鎮的建設；于忠江（2016）結合河南省18個地級城市2006—2013年的面板數據，分析發現在控制其他因素的條件下，民營經濟總量對融合型城鎮化有顯著的積極影響。

縱觀上述研究成果，對于城鎮化水平和民營經濟二者直接定量關系的研究不夠深入。本文以我國1978—2014年城鎮化率和民營經濟就業人數占城鎮人口的比重年度時間序列數據為基礎，首先對變量進行單整檢驗和協整檢驗，接著建立反映城鎮化水平和民營經濟發展動態關系的向量自回歸模型，借助VAR模型，進行Granger因果檢驗、方差分解和脈沖響應函數分析民營經濟與城鎮化之間的關系。

二、城鎮化進程與民營經濟關系的計量分析

測度城鎮化水平的方法有許多種，其中最簡明最常用的方法是城鎮人口法，即用城鎮人口占總人口的百分比來測度，即城鎮化率。這一方法是測度城市化水平最基本的方法，一直為聯合國、國際社會、各國政府和學術機構所廣泛采用，因此，人們又稱之為國際通用方法。大量有關文獻資料和實際材料都表明，以城市人口占總人口的百分比表示的城市化水平的測度方法，不但形式上簡明實用，而且在內容上體現出城市化的深刻內涵。可以說，到目前為止，無論國內還是國外，幾乎無一例外地都用城市人口占總人口的百分比來表示城市化水平，所以本文選取城鎮化率測量城鎮化水平。

民營經濟一般指的是除國有及國有控股，港澳臺商投資和外商投資外的多種所有制經濟的統稱。因而民營經濟生產總值、就業人數、企業數等指標均可反映民營經濟經濟增長，秦尊文，龍（2013）分析城鎮化與民營經濟的關系時采用的是民營經濟總量。但是，考慮到城鎮化的進程所要解決的主要問題是農村人口轉變為城鎮人口，本文認為選擇民營經濟就業人數占城鎮人口的比重作為衡量民營經濟經濟增長的指標變量更為合理。民營經濟就業人數占城鎮人口的比重和城鎮化率分別記為p和u。在實證分析過程中，應用對數形式進行研究，原因在于對數形式能把可能存在的異方差消除，經過自然對數處理，記為lnp和lnu。

新中國建立以來，我國的民營經濟劃分為兩個歷史階段。1949—1978年改革開放前為第一個階段，國家對民營經濟采取了“利用、限制、改造”的政策，并在1956年就基本上完成了社會主義改造；此后的20余年，民營經濟在中國大陸基本上絕跡。1978年改革開放至今為第二個階段，隨著改革開放的深化，民營經濟得到迅猛發展，已成為國民經濟中不可或缺的重要組成部分。因而實證分析部分只對1978年以后的民營經濟與城鎮化水平進行研究。

本文只對1978年以后我國城鎮化水平與民營經濟的關系進行實證分析。

（一）單整檢驗

根據民營經濟就業人數占城鎮人口的比重和城鎮化率取對數后的時間序列圖（圖1和圖2）能夠說明二者之間不是平穩序列關系，因而需要繼續使用ADF單位根方法檢驗變量是否具有平穩性。根據表1可以判斷，變量lnp和lnu的ADF統計量都明結果都是小于臨界值，從而說明序列具有平穩性。由此可知，lnp和lnu都是一階單整變量。

圖1

圖2

（二）VAR模型的建立和估計

顯大于臨界值，這說明序列具有非平穩性，需要進行單位根

檢驗；進行一階差分之后，dlnp和dlnu序列的ADF統計量的

表1 ADF單位根檢驗

向量自回歸模型主要研究時間序列系統的預測以及隨機擾動對變量系統產生的動態影響，下面基于VAR模型擬合城鎮化率與民營經濟就業人數占城鎮人口的比重之間的傳導關系。

使用Eviews7.0中的VAR命令對調整后的數據，即對lnu和lnp一階差分后的數據dlnu和dlnp作出實證分析。根據Akaike Information Criterion，可以判斷VAR模型的最優滯后長度應該是2，采用OLS方法進行估計，估計結果為式（2）和式（3）：

（dlnu）t=0.011 006+0.264 811（dlnu）t-1+0.005 660（dlnp）t-1+0.285 636（dlnu）t-2+0.012 143（dlnp）t-2+e1t（2）

（dlnp）t=0.080 513+2.460 065（dlnu）t-1+0.502 077（dlnp）t-1+3.007 575（dlnu）t-2+0.093 314（dlnp）t-2+e2t（3）

向量自回歸模型（2）的參數顯著性的檢驗結果見表2，由表（3）可知，式（2）和式（3）估計出來的系數統計量值多數具有統計上的顯著性，由于多重共線性的存在，使得少部分t統計量不顯著。方程（2）和方程（3）的擬合優度分別是：從可決系數來看，方程的整體擬合優度還可以。

表2的估計結果表明：目前dlnu和它自身的滯后值關系較大，并且顯現出小幅的增長態勢，與dlnp滯后一階和滯后二階聯系較弱；目前dlnu滯后一階和滯后階是影響dlnp主要因素，同時dlnp與它自身滯后一階也存在著一定程度的關系。

表2 VAR（2）模型參數的顯著性檢驗結果

（三）格蘭杰因果檢驗

雖然經濟變量之間在統計上顯著相關，但是這種相關并一定具有意義。于是，Granger認為可以檢驗變量之間是否存在因果關系，即Granger因果檢驗，檢驗的實質是把引入變量的滯后變量，看看一個變量是否受到其他變量的滯后影響，如果受到滯后變量的影響，可以認為兩個變量具有Granger因果關系。在VAR（2）模型基礎上，檢驗與二者是否具有顯著的Granger因果關系。

根據表3的檢驗結果可以看出：民營經濟發展不是城鎮化的格蘭杰原因，而城鎮化是民營經濟發展的格蘭杰原因。由此我們可以認為：當前，大量推進城鎮化建設有助于提升和推動民營經濟的發展，而民營經濟的發展拉動城鎮化發展的貢獻卻不是很大。

表3 Granger因果檢驗結果

（四）脈沖響應函數分析

變量自回歸模型主要是說明隨機新變量的沖擊對內生變量是否重要以及重要程度，并不具有解釋回歸系數的意義，因而需要進行脈沖響應函數分析。脈沖響應函數主要刻畫的是標準差大小的沖擊如何影響變量自回歸模型中內生變量的當期值和未來值。

根據圖3我們可以有以下幾點結論：一是圖3中第一幅圖，顯示一單位標準差的城鎮化率初始沖擊發生后城鎮化率上升0.012，呈現逐漸波動性的下降趨勢，約十年左右沖擊影響完全消失；二是圖3中第二幅圖，顯示民營企業占城鎮從業總人口的比重的變化對城鎮化率的影響是正向的，但是影響幅度很小；三是圖3中的第三幅圖，城鎮化率對民營企業占城鎮從業總人口的比重的影響呈現波動性的變化，但是影響幅度也很小；四是圖3中的第四幅圖，民營企業占城鎮從業總人口的比重呈現明顯的序列正相關。

圖3

（五）方差分解分析

脈沖響應函數分析了自回歸變量模型中一個內生變量的沖擊如何影響其他內生變量，但是要描述每一個結構沖擊對內生變量變化貢獻度，評價各種沖擊的重要程度就必須建立方差分解模型。方差分解模型能夠提供對變量自回歸模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的信息。

民營企業就業率和城鎮化率10個時期波動的方差分解，從表3可以看出，在期初，民營企業就業率的波動主要是受到自身沖擊的影響，隨著時間推移，城鎮化率對民營企業就業率的影響越來越大。從表4可以看出，城鎮化率的波動主要是受到自身沖擊的影響，隨著時間推移，民營企業就業率對城鎮化率的影響不太明顯。

（六）協整檢驗

從協整檢驗的結果來看，lnu和lnp之間存在著協整關系。

（七）回歸方程

綜合上述檢驗，由于城鎮化引起民營企業就業比重的增加，因而因變量是lnp，自變量是lnu，可建立模型如下：

運用OLS回歸分析方法，得到以下結果：

回歸結果表明，城鎮化率每增長1個百分點，民營企業就業比重就會增長3.811 224個百分點，根據t統計量，城鎮化率對民營企業就業比重具有非常顯著的影響。

三、幾點啟示

通過以上對城鎮化與民營經濟發展的關系進行實證研究，可以得出以下三點結論。

1.通過單位根檢驗和協整分析可以得出，我國城鎮化與民營經濟發展之間存在著協整關系，即我國城鎮化水平與民營經濟發展存在著長期穩定的均衡關系。

2.借助Granger因果檢驗、方差分解和脈沖響應函數分析表明，民營經濟發展對城鎮化的貢獻并不大，而城鎮化水平對民營經濟發展卻具有積極的作用。

表4 民營經濟就業率對數的方差分解

表5 城鎮化率對數的方差分解

表6 民營經濟就業率對數與城鎮化率對數的協整檢驗

3.通過回歸分析可以看出，城鎮化率的提升對民營企業就業人數的增加具有非常顯著的影響。

當前，新型城鎮化帶來了三大利好消息：一是大量的投資機會；二是人口集聚帶來的商機和經濟增長點；三是巨大的消費市場。城鎮化意味著巨大商機，而城鎮化的性質、實現方式和地理位置決定了城鎮化的主力應該是民間資本和民營企業。原因有以下三點：一是城鎮化涉及的領域既不屬于國民經濟命脈，更不屬于高端戰略性領域，而是民生領域。二是新型城鎮化是各種生產要素的重新配置和聚合，為了實現經濟資源的優化配置，市場應該起主要作用，即城鎮化必須以市場化為依托，因而城鎮化的主力應該是民營企業和民營資本。三是新型城鎮化的地理區位不在大中城市，絕大多數都在縣域經濟帶，而這一區域是民營企業最為活躍的地理位置。作為城鎮化的主力軍、作為社會主義市場經濟的重要組成部分和社會主義現代化建設的重要推動力量，民營企業和民間資本應該借助城鎮化的契機加快發展，為新型城鎮化做出貢獻。綜上所述，本文認為應從以下幾個方面對城鎮化加以完善。

1.加大創新投入，發揮自主創新潛力。要重視制度創新、技術創新和管理創新，創新是企業更多的獲取市場份額的主要源泉。正如熊彼特指出：創新使得企業獲得“先驅者利潤”，民營企業以利潤最大化為最主要的目標，加之民營企業激烈的競爭生存環境要求企業必須進行創新。因而，民營企業應首先注重創新能力的培養，制定和選擇有效的創新戰略。一是培養、引進和使用創新人才，建立有效的人才激勵機制；二是注重保護知識產權，把創新和品牌戰略有效結合起來；三是強化企業家的創新精神，讓企業家在創新中充分發揮主導作用；四是讓創新深入企業文化之中，激發員工創新意識。

2.探索符合信息經濟技術發展要求的專業化分工發展路徑。當前，民營企業要積極參與新型城鎮化建設，把城鎮化質量和效率的提升與傳統農村的改造、新農村建設及其發展結合起來，在這一過程中，民營企業要能在城鎮化過程中進行準確定位。可以從以下兩個方面加以完善：一是民營企業要根據原料、銷路、品種、專業化程度、經濟效益等因素確定企業的合理經濟規模，做到準確定位，明確思路，優化結構，最大限度減少錯誤決策，降低經營風險；二是要建立現代企業制度，實行所有權與經營權的適當分離。

3.有效解決民營企業融資難的問題。一是金融機構為民營企業創造健康良好的金融環境；二是大力發展直接融資。民營企業最重要的融資渠道并不是銀行貸款，而是股票和債券融資；三是建立和發展由政府做東的擔保基金和擔保機構。擔保基金和擔保機構的大力發展能有效降低銀行承擔的風險，民營企業獲得貸款才相對容易；四是金融產品創新力度應加大，拓展更多的金融服務種類。民營企業主要以中小企業為主，因而金融機構應具體問題具體分析，依據民營企業的運營特征和資金流動特點，創新出更多樣化和靈活化的金融產品。

4.民營企業要提升信用等級，改善信用狀況。人無信不立，商無信不富。信用對于民營企業的發展至關重要，信用缺失的企業只能被市場拋棄。當然，企業失信的形成原因較為復雜，表面上是少數企業的機會主義行為，深層次在于法律治理機制不健全。因此，引導民營企業增強信用意識的同時，政府應加快誠信制度的建設。

[1]于忠江.融合型城鎮化及民營經濟對其的影響[J].信陽師范學院學報：哲學社會科學版，2016，（1）.

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