城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期均衡與短期動(dòng)態(tài)關(guān)系——基于省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

項(xiàng)本武 張鴻武，2

（1．中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢430073；2．財(cái)政部 財(cái)政科學(xué)研究所，北京100142）

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)取得了舉世矚目的成就，與此同時(shí)，中國(guó)城市化進(jìn)程也在不斷推進(jìn)，《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)顯示：中國(guó)城市化率（城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎兀┰?978年只有17．9%，1990年上升到26．4%，2000年達(dá)到36．2%，2010年達(dá)到49．9%；而據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)公報(bào)數(shù)據(jù)，2011年的城市化率已經(jīng)攀升至51．3%。城市化率的快速提高與經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的同步性引起了學(xué)者們的關(guān)注：城市化是否促進(jìn)了中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)？城市化的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)究竟有多大？進(jìn)一步，城市化能否成為中長(zhǎng)期保持中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的動(dòng)力？對(duì)這些問(wèn)題的回答需要我們對(duì)中國(guó)城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期和短期關(guān)系進(jìn)行深入的實(shí)證研究，從而為中國(guó)經(jīng)濟(jì)未來(lái)持續(xù)增長(zhǎng)的路徑選擇和具體經(jīng)濟(jì)政策的實(shí)施提供支撐。

一、文獻(xiàn)回顧

經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為城市化的推進(jìn)有利于拉動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，并從溢出效應(yīng)、規(guī)模經(jīng)濟(jì)等角度分析了城市化的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的形成機(jī)制。早在1890年，Marshall就提出城市提供企業(yè)接觸緊密的環(huán)境，帶來(lái)了本地信息溢出，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；進(jìn)一步，內(nèi)生增長(zhǎng)理論進(jìn)行了更為細(xì)致的研究。Lucas認(rèn)為本地信息和知識(shí)溢出使得城市成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的引擎①，Romer認(rèn)為外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)和知識(shí)溢出一起提升了私人人力資本積累的收益，從而驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)②。而研究城市經(jīng)濟(jì)學(xué)的學(xué)者特別關(guān)注規(guī)模經(jīng)濟(jì)這一構(gòu)成城市的重要特征，進(jìn)而強(qiáng)調(diào)和分析了城市規(guī)模經(jīng)濟(jì)的微觀基礎(chǔ)，如溢出效應(yīng)③、本地勞動(dòng)力市場(chǎng)的搜尋匹配④，還有學(xué)者對(duì)這些溢出效應(yīng)和匹配效應(yīng)進(jìn)行了量化分析⑤。

在理論分析的基礎(chǔ)上，國(guó)外學(xué)者對(duì)城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了大量實(shí)證檢驗(yàn)。Lampard對(duì)美國(guó)歷史數(shù)據(jù)的考察發(fā)現(xiàn)：城市發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系⑥。Berry對(duì)95個(gè)國(guó)家43個(gè)變量進(jìn)行主成分分析，以解釋城市化水平與經(jīng)濟(jì)、技術(shù)、人口和教育等因子的關(guān)系，證實(shí)了城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的正相關(guān)關(guān)系⑦。McCoskey ＆Kao 基于1965—1989年30個(gè)發(fā)展中國(guó)家和22個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)所有樣本國(guó)家勞均GDP與城市化率、勞均資本存量之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系⑧。Henderson 利用發(fā)展中國(guó)家的橫截面數(shù)據(jù)計(jì)算出城市化水平與對(duì)數(shù)人均GDP之間的相關(guān)系數(shù)達(dá)0．85⑨。Bertinelli ＆Strobl利用半?yún)?shù)方法對(duì)39個(gè)國(guó)家1960—1990年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城市聚集之間呈現(xiàn)出U形變化⑩。Annez ＆ Buckley通過(guò)對(duì)1960—2000年間每十年的全球跨國(guó)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)分析，發(fā)現(xiàn)各國(guó)人均GDP 和城市化率之間呈顯著的對(duì)數(shù)線性關(guān)系，表明城市化是長(zhǎng)期中生產(chǎn)率增長(zhǎng)的重要因素?。

近年來(lái)，眾多國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)中國(guó)城市化的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)也進(jìn)行了相應(yīng)研究。李金昌、程開(kāi)明基于我國(guó)1978—2004年城市化率與人均GDP數(shù)據(jù)，利用格蘭杰因果檢驗(yàn)、協(xié)整和誤差修正模型發(fā)現(xiàn)，城市化對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著正影響，但短期效應(yīng)并不顯著?。段瑞君、安虎森使用1978—2006年的城鎮(zhèn)人口數(shù)和GDP 數(shù)據(jù)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行Grange因果關(guān)系檢驗(yàn)及基于狀態(tài)空間模型的彈性分析發(fā)現(xiàn)，城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有很大的促進(jìn)作用?。沈坤榮、蔣銳則分別使用我國(guó)1978—2003年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)和29個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了城市化對(duì)人均產(chǎn)出的影響，研究發(fā)現(xiàn)城市化水平和人均產(chǎn)出呈顯著正相關(guān)?。朱孔來(lái)等使用我國(guó)1978—2009年城市化率和人均GDP年度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析了城市化進(jìn)程與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的動(dòng)態(tài)影響，而他們使用我國(guó)2000—2009年31個(gè)省的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行的協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，我國(guó)城市化進(jìn)程與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系?。

綜上可見(jiàn)，無(wú)論是理論上，還是國(guó)內(nèi)外進(jìn)行的大量實(shí)證研究中，都表明城市化的確存在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。但目前國(guó)內(nèi)外的大部分實(shí)證研究存在兩個(gè)缺陷：一是僅對(duì)城市化率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者之間進(jìn)行相關(guān)分析或回歸檢驗(yàn)，這種用單一的城市化率來(lái)解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的計(jì)量方法，既缺乏理論基礎(chǔ)，又存在變量遺漏的缺陷，并直接影響到政策制定者所關(guān)注的城市化的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的具體數(shù)值；二是大部分研究主要使用的是時(shí)間序列數(shù)據(jù)或橫截面數(shù)據(jù)，較少使用面板數(shù)據(jù)展開(kāi)研究，從而未能充分利用橫截面和時(shí)間序列的二維信息。

有鑒于此，論文從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論出發(fā)，使用1995—2010年中國(guó)各省（直轄市、自治區(qū)，以下簡(jiǎn)稱為?。?shí)際產(chǎn)出（GDP）、物質(zhì)資本、人力資本和城市化率的面板數(shù)據(jù)，通過(guò)區(qū)域總量生產(chǎn)函數(shù)，實(shí)證分析城市化的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)；特別的，考慮到城市經(jīng)濟(jì)理論中強(qiáng)調(diào)城市化是通過(guò)溢出效應(yīng)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)等機(jī)制影響全要素生產(chǎn)率從而影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，論文將城市化率作為全要素生產(chǎn)率影響變量納入生產(chǎn)函數(shù)，從而具有較強(qiáng)的建模理論基礎(chǔ)。在計(jì)量方法上，論文運(yùn)用面板數(shù)據(jù)協(xié)整模型來(lái)考察城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期均衡，以此揭示城市化的長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)；進(jìn)一步，基于長(zhǎng)期均衡所派生的面板誤差修正（PVECM）模型，研究城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整效應(yīng)。

二、模型設(shè)定與估計(jì)

（一）面板協(xié)整模型設(shè)定

為分析城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，我們使用包含人力資本的Cobb－Douglas生產(chǎn)函數(shù)來(lái)刻畫中國(guó)省際生產(chǎn)行為，其一般形式為：

式（1）中i為截面單元，t為時(shí)間，Y、K、H分別表示實(shí)際產(chǎn)出、物質(zhì)資本和人力資本，α、β分別表示物質(zhì)資本、人力資本的產(chǎn)出彈性，A表示技術(shù)水平或全要素生產(chǎn)率。

考慮到城市為企業(yè)提供緊密聯(lián)系和區(qū)域鄰近的環(huán)境，便利了企業(yè)間的溝通和信息的交流，從而帶來(lái)本地信息溢出；同時(shí)，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)向城市地區(qū)集中所產(chǎn)生的集聚效應(yīng)，會(huì)帶來(lái)較高的規(guī)模收益，尤其是來(lái)自信息與知識(shí)的溢出不僅提升了私人人力資本積累的收益，而且為技術(shù)創(chuàng)新提供了便利條件，并提高了區(qū)域全要素生產(chǎn)率，從而驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期的內(nèi)生增長(zhǎng)。因此，為考察城市化對(duì)全要素生產(chǎn)率從而對(duì)區(qū)域生產(chǎn)的影響，我們將城市化率（URB）作為全要素生產(chǎn)率的影響因素納入其中：

將式（2）代入式（1），兩邊取對(duì)數(shù)后并加入誤差項(xiàng)εit，整理得到實(shí)證計(jì)量模型：

其中β1、β2 分別測(cè)度物質(zhì)資本和人力資本的產(chǎn)出彈性，β3 測(cè)度城市化對(duì)實(shí)際產(chǎn)出的平均增長(zhǎng)效應(yīng)。需要特別說(shuō)明的是，經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為城市化通過(guò)溢出效應(yīng)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)等機(jī)制影響生產(chǎn)率從而驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，體現(xiàn)為式（3）中城市化率成為自變量之一；但另一方面，由于經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)，人口和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)在地理空間上不斷聚集，導(dǎo)致不同規(guī)模和類型的城市不斷出現(xiàn)并日益擴(kuò)大，使得城市化成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的必然結(jié)果，因而式（3）的估計(jì)會(huì)產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題，但從中國(guó)城市化過(guò)程的具體特征來(lái)看，由于戶籍制度等制度性安排影響了城鄉(xiāng)人口之間的遷移，阻礙了人口和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)在地理空間上的自由聚集，部分切斷了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶動(dòng)城市化率提高的鏈條，一定程度上避免了內(nèi)生性問(wèn)題，因而我們?nèi)匀徊捎檬剑?）進(jìn)行實(shí)證分析。

若式（3）通過(guò)面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)，則意味著各變量之間存在面板協(xié)整關(guān)系；進(jìn)一步，為了檢驗(yàn)城市化對(duì)實(shí)際產(chǎn)出的短期調(diào)整效應(yīng)，我們根據(jù)Granger表述定理，基于面板協(xié)整模型式（3），設(shè)定對(duì)應(yīng)的面板誤差校正模型（PVECM）如下：

式（4）中εit－1為式（3）的面板協(xié)整殘差，λ為誤差調(diào)節(jié)系數(shù)，它反映城市化與實(shí)際產(chǎn)出的長(zhǎng)期穩(wěn)定（協(xié)整）關(guān)系對(duì)實(shí)際產(chǎn)出的短期變化所產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應(yīng)。當(dāng)λ＜0，表示長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系對(duì)短期實(shí)際產(chǎn)出具有抑制（調(diào)節(jié)）作用，反映一旦變量之間的均衡關(guān)系偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，會(huì)逐步調(diào)整到均衡狀態(tài)，而從面板協(xié)整和均衡角度來(lái)看，也進(jìn)一步支持式（3）為面板協(xié)整模型；當(dāng)λ＞0，則表示面板協(xié)整關(guān)系對(duì)短期實(shí)際產(chǎn)出具有促進(jìn)作用，預(yù)計(jì)實(shí)證分析中λ符號(hào)為負(fù)。

（二）面板協(xié)整模型的估計(jì)方法

要對(duì)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)，首先需要進(jìn)行的就是面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)，然后在此基礎(chǔ)上進(jìn)行面板協(xié)整分析。

1．面板單位根檢驗(yàn)方法

考慮面板數(shù)據(jù)的AR（1）過(guò)程：

其中Xit表示模型中的外生變量向量，包括各截面的固定效應(yīng)影響和時(shí)間，N表示截面單元數(shù)，T表示觀測(cè)時(shí)期數(shù)，參數(shù)ρi為自回歸系數(shù)，隨機(jī)誤差項(xiàng)uit滿足獨(dú)立同分布假設(shè)。若｜ρi｜＜1，則對(duì)應(yīng)的序列yi為平穩(wěn)序列；若｜ρi｜≥1，則對(duì)應(yīng)的序列yi為非平穩(wěn)序列。根據(jù)對(duì)式（5）中參數(shù)ρi的不同限制，可以將面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)方法分為兩大類：一類為相同根情形下的單位根檢驗(yàn)，另一類為不同根情形下的單位根檢驗(yàn)。與大多數(shù)研究相同，論文分別采用第一類檢驗(yàn)方法中的LLC檢驗(yàn)和第二類檢驗(yàn)方法中的Fisher－ADF檢驗(yàn)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，兩種檢驗(yàn)方法的基本原理分別如下：

LLC檢驗(yàn)采用ADF 檢驗(yàn)形式，即考慮式（6）所示模型：

其中α＝ρ－1，pi為第i個(gè)截面的滯后階數(shù)，在該模型中允許其跨截面變化。LLC 檢驗(yàn)的原假設(shè)為面板數(shù)據(jù)中的各截面序列具有一個(gè)相同單位根，備擇假設(shè)為各截面序列均沒(méi)有單位根，即H0：α＝0，H1：α＜0。雖然LLC檢驗(yàn)仍采用ADF檢驗(yàn)式形式，但其并沒(méi)有直接使用Δyit和yit－1對(duì)參數(shù)α進(jìn)行估計(jì)，而是使用Δyit和yit－1的代理變量去估計(jì)參數(shù)α，其具體步驟為：

1）給定各截面單元的滯后階數(shù)pi后，從Δyit和yit－1中消除Δyit－1和外生變量的影響，并進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化以求出代理變量。如假設(shè)

其中si為模型（8）中對(duì)應(yīng)于對(duì)第i個(gè)截面的ADF檢驗(yàn)式的估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)差。

2）利用獲得的代理變量估計(jì)參數(shù)α。即用代理變量做回歸，估計(jì)參數(shù)α，此時(shí)所獲得的與參數(shù)α相對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量漸近服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。

而Fisher－ADF檢驗(yàn)通過(guò)結(jié)合不同截面單位根檢驗(yàn)的p值，構(gòu)造ADF－Choi Z 統(tǒng)計(jì)量，來(lái)檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)是否存在單位根。原假設(shè)H0為存在單位根，在原假設(shè)成立條件下，有：

其中φ－1表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布函數(shù)的反函數(shù)，πi為第i組截面數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)的p值。

2．面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)方法

對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，主要有兩種途徑：一種是基于殘差所進(jìn)行的，類似于 Engle＆Granger兩步法，如Pedroni檢驗(yàn)?；另一種是基于協(xié)整秩檢驗(yàn)，類似于Johansen的協(xié)整秩檢驗(yàn)，如Groen＆Kleibergen檢驗(yàn)?。論文使用Pedroni提出的檢驗(yàn)方法來(lái)進(jìn)行?。

Pedroni的協(xié)整檢驗(yàn)方法利用下列協(xié)整方程的殘差：

其中yit和xit分別是（N＊T）＊1 和（N＊T）＊m維的可觀察變量。Pedroni建議采用兩類檢驗(yàn)：第一類檢驗(yàn)基于聯(lián)合組內(nèi)尺度檢驗(yàn)，包括四種統(tǒng)計(jì)方法：Panelν統(tǒng)計(jì)量、Panelρ統(tǒng)計(jì)量、Panelpp統(tǒng)計(jì)量、Panel ADF統(tǒng)計(jì)量。這些統(tǒng)計(jì)量包含了不同變量的自回歸系數(shù)對(duì)估計(jì)的殘差的單位根檢驗(yàn)。第二類檢驗(yàn)基于組間尺度檢驗(yàn)，包括三種統(tǒng)計(jì)方法：Groupρ統(tǒng)計(jì)量、Grouppp統(tǒng)計(jì)量和Group ADF統(tǒng)計(jì)量。這些統(tǒng)計(jì)量基于每個(gè)向量個(gè)體估計(jì)系數(shù)的簡(jiǎn)單平均。檢驗(yàn)過(guò)程中不僅允許不同截面單位存在不同固定效應(yīng)和短期動(dòng)態(tài)效應(yīng)，而且允許存在不同的長(zhǎng)期協(xié)整系數(shù)；同時(shí)，Pedroni的研究表明，每一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計(jì)量漸進(jìn)滿足標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布?。Pedroni給出了各種情況下蒙特卡羅模擬結(jié)果，以及根據(jù)這些模擬結(jié)果構(gòu)造的近似臨界判別值?。實(shí)證分析中，要拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”這個(gè)原假設(shè)，所計(jì)算出的各個(gè)統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值必須大于Pedroni中的列示的近似臨界判別值。論文實(shí)證分析中，我們將綜合七個(gè)統(tǒng)計(jì)量綜合判別協(xié)整關(guān)系的存在與否。

三、實(shí)證分析

（一）樣本與數(shù)據(jù)

城市化始終貫穿于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的全過(guò)程，無(wú)論是改革開(kāi)放前還是改革開(kāi)放后，伴隨經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，我國(guó)的城市化水平都在不斷提高。理論上研究的時(shí)間緯度越長(zhǎng)，尤其是分析中國(guó)改革開(kāi)放前后城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系，對(duì)于分析不同經(jīng)濟(jì)體制下城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間不同關(guān)系會(huì)有較大意義。而論文使用的樣本為1995—2010年中國(guó)29個(gè)省的面板數(shù)據(jù)，沒(méi)有包含西藏自治區(qū)；由于1997年重慶直轄市才成立，出于統(tǒng)計(jì)口徑一致性考慮，而將重慶的數(shù)據(jù)并入四川省統(tǒng)一計(jì)算。之所以選擇1995年為樣本起點(diǎn)，一方面是因?yàn)樵?995年，我國(guó)開(kāi)始開(kāi)展小城鎮(zhèn)改革，農(nóng)村人口向城市流動(dòng)的約束開(kāi)始有所弱化，中國(guó)的城市化進(jìn)程開(kāi)始進(jìn)入快速發(fā)展階段，另一方面，論文的主要目的在于分析當(dāng)前背景下城市化的推進(jìn)和城市化水平的提高對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要意義，從而為政府制定合適的城市化推進(jìn)目標(biāo)、保持經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)提供政策參考。主要變量及數(shù)據(jù)來(lái)源如下：

實(shí)際產(chǎn)出（Y）：利用各省1952年的名義GDP及以后各年GDP 指數(shù)計(jì)算得到以1952年為基期的實(shí)際GDP（單位：億元），數(shù)據(jù)來(lái)源于《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》及相關(guān)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

物質(zhì)資本（K）：借鑒張軍等、單豪杰核算數(shù)據(jù)將各省的實(shí)際物質(zhì)資本存量（以1952年為基期）拓展至2010年。拓展數(shù)據(jù)時(shí)采用永續(xù)盤存法核算物質(zhì)資本存量：Kit＝Kit－1（1－δit）＋I(xiàn)it，其中I為各省固定資本形成額。名義資本存量根據(jù)《中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料（1952—2004）》提供的全國(guó)和分省的固定資本形成價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，對(duì)于2005—2006年缺省的指數(shù)數(shù)據(jù)，我們借用各省的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行替代。最終將各省各年固定資本形成額平減為以1952年為基期的實(shí)際值，各省資本折舊率δ統(tǒng)一設(shè)定為10．96%，代入核算公式計(jì)算出各省各年物質(zhì)資本存量。

人力資本（H）：借鑒閻淑敏的方法，并基于數(shù)據(jù)可得性，構(gòu)建各省人力資本豐裕系數(shù)，即HI＝HI1＋HI2＋HI3，其中HI1為教育豐裕系數(shù)，其計(jì)算方式為：將文盲、小學(xué)、初中、高中、大專及以上人口比重分別乘以0．5、1．0、1．5、2．0、2．7的系數(shù)，并加總得到；HI2為職業(yè)培訓(xùn)豐裕系數(shù)，其計(jì)算方式為：職工技術(shù)培訓(xùn)學(xué)校畢業(yè)生數(shù)／城鎮(zhèn)從業(yè)人員數(shù)＋農(nóng)民技術(shù)培訓(xùn)學(xué)校畢業(yè)數(shù)／鄉(xiāng)村從業(yè)人員數(shù)；HI3為健康豐裕系數(shù)，其計(jì)算方式為：（城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出／城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出＋農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出／農(nóng)村居民消費(fèi)性支出）／2＋衛(wèi)生人員數(shù)／總?cè)丝凇Ｔ紨?shù)據(jù)分別來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)教育統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》。利用計(jì)算得到的各省人力資本豐裕系數(shù)乘以各省從業(yè)人數(shù)得到各省人力資本存量（H）。

城市化率（URB）：基于數(shù)據(jù)的可獲得性及統(tǒng)計(jì)口徑的一致性，我們使用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋?lái)測(cè)度各省城市化水平，各省市的城鎮(zhèn)人口和總?cè)丝跀?shù)來(lái)源于相關(guān)年份《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》及《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。

（二）面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果

如前所述，采用LLC 檢驗(yàn)及Fisher－ADF 檢驗(yàn)對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

兩類檢驗(yàn)的原假設(shè)均為存在單位根，從檢驗(yàn)結(jié)果的p值來(lái)看，LnY、LnK、LnH、URB四個(gè)變量的水平值均不能拒絕單位根假設(shè)，而其一階差分值均在1%的顯著性水平拒絕單位根的原假設(shè)，因此，我們得出這四個(gè)變量均為I（1）過(guò)程的結(jié)論，可以進(jìn)行下一步的協(xié)整分析。

（三）面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

在面板單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，我們進(jìn)一步對(duì)LnY、LnK、LnH、URB四個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)采用Pedroni的方法，以回歸殘差為基礎(chǔ)構(gòu)造出7個(gè)統(tǒng)計(jì)量，其中除Panelν統(tǒng)計(jì)量為右尾檢驗(yàn)之外，其余的統(tǒng)計(jì)量均為左尾檢驗(yàn)。7個(gè)統(tǒng)計(jì)量的原假設(shè)均為不存在協(xié)整關(guān)系，模型滯后階數(shù)按SIC 準(zhǔn)則自動(dòng)選擇，Newey－West窗寬使用Bartlett kenrnel進(jìn)行選擇。Pedroni論文中Monte Carlo模擬結(jié)果顯示，對(duì)大樣本來(lái)說(shuō)，所有的7個(gè)統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)效力都很好并且很穩(wěn)定，但是對(duì)于小樣本來(lái)說(shuō)，Group ADF 統(tǒng)計(jì)量是最有效力的，接下來(lái)是Panel ADF、Grouppp、Panelpp等統(tǒng)計(jì)量，由于本文研究的是小樣本數(shù)據(jù)，因此主要考察這四個(gè)統(tǒng)計(jì)量，具體結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，7個(gè)統(tǒng)計(jì)量中Group ADF、Panel ADF、Grouppp、Panelpp等4個(gè)統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著性水平拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，據(jù)此綜合判斷，我們可以得到LnY、LnK、LnH、URB四個(gè)變量存在協(xié)整關(guān)系的結(jié)論。

因而我們估計(jì)四變量的生產(chǎn)函數(shù)協(xié)整方程（括號(hào)中為相應(yīng)的t值）如下：

從回歸系數(shù)的t值來(lái)看，生產(chǎn)函數(shù)中各自變量的系數(shù)顯著成立，表明模型所包含的各自變量對(duì)實(shí)際產(chǎn)出具有顯著的影響。基于省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證結(jié)果顯示，從長(zhǎng)期來(lái)看，中國(guó)資本產(chǎn)出彈性為0．58，表明物質(zhì)資本每增加1%，則實(shí)際產(chǎn)出增加0．58%，人力資本產(chǎn)出彈性為0．29，比物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性小得多，這與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的投資依賴的典型特征相吻合。而就城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響來(lái)看，式（13）的實(shí)證結(jié)果表明，中國(guó)的城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正影響，從具體數(shù)值上來(lái)看，中國(guó)城市化率每提高1個(gè)百分點(diǎn)，則實(shí)際產(chǎn)出平均增加2．33個(gè)百分點(diǎn)。顯然，城市化率的提高對(duì)實(shí)際產(chǎn)出的增長(zhǎng)具有較大的影響，而中國(guó)城市化進(jìn)程的推進(jìn)對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用。

（四）面板誤差修正模型（PVECM）的估計(jì)結(jié)果

根據(jù)Granger表述定理，基于式（13）估計(jì)的生產(chǎn)函數(shù)協(xié)整方程，我們估計(jì)與式（13）相對(duì)應(yīng)的面板誤差修正模型（PVECM）如下所示：

從回歸結(jié)果來(lái)看，誤差調(diào)節(jié)系數(shù)λ＝－0．0026＜0，其符號(hào)與預(yù)期估計(jì)符號(hào)一致，且其值顯著成立（t＝－2．5121），反映變量之間的均衡關(guān)系偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整速度，這從理論上進(jìn)一步印證了面板協(xié)整關(guān)系的成立。為負(fù)的λ表明：我國(guó)生產(chǎn)函數(shù)的長(zhǎng)期穩(wěn)定（協(xié)整）關(guān)系，對(duì)短期的波動(dòng)具有顯著的抑制調(diào)節(jié)作用；所有作為解釋變量的差分項(xiàng)的系數(shù)反映各變量的短期波動(dòng)對(duì)作為被解釋變量的短期變化的影響，而滯后一期的實(shí)際產(chǎn)出波動(dòng)、滯后一期的物質(zhì)資本波動(dòng)、滯后二期的城市化率波動(dòng)對(duì)短期實(shí)際產(chǎn)出具有顯著的正影響，其它滯后期的變量系數(shù)均不顯著，進(jìn)而表明，短期而言，城市化對(duì)短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用，但其影響是滯后的。

四、結(jié)論與政策建議

國(guó)內(nèi)現(xiàn)有分析城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的實(shí)證研究中，大多數(shù)僅包含城市化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)代理變量這兩個(gè)變量。與此不同的是，論文從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論出發(fā)，通過(guò)將城市化率作為全要素生產(chǎn)率影響變量引入包含人力資本的Cobb－Douglas生產(chǎn)函數(shù)中，從而在較強(qiáng)建模理論基礎(chǔ)上使用區(qū)域總量生產(chǎn)函數(shù)來(lái)實(shí)證分析城市化的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。實(shí)證估計(jì)中，與現(xiàn)有多數(shù)研究使用時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析相異，論文使用1995－2010年中國(guó)各省實(shí)際產(chǎn)出、物質(zhì)資本、人力資本和城市化率的面板數(shù)據(jù)，采用面板協(xié)整和面板誤差修正模型進(jìn)行估計(jì)，充分利用了數(shù)據(jù)所包含的信息，因而得出的結(jié)論更為豐富和可靠。綜合來(lái)看，我們可以得到以下幾點(diǎn)：

1．長(zhǎng)期中，中國(guó)的城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的拉動(dòng)作用。實(shí)證分析中，在面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)表明，城市化水平、物質(zhì)資本、人力資本與實(shí)際產(chǎn)出之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。估計(jì)的參數(shù)中，物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性和人力資本產(chǎn)出彈性分別為0．58和0．29，與目前現(xiàn)有其他研究中得出的相應(yīng)參數(shù)數(shù)值大體一致，也與目前中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)際情況中投資依賴的典型事實(shí)相吻合，這從另一側(cè)面表明我們?cè)O(shè)定的模型及其估計(jì)結(jié)果是較為合理的。論文的研究表明，就分析的區(qū)間而言，中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)離不開(kāi)城市化水平快速提高所做出的重要貢獻(xiàn)。從長(zhǎng)期來(lái)看，中國(guó)城市化率每提高1個(gè)百分點(diǎn)，平均而言，實(shí)際產(chǎn)出可以增加2．33個(gè)百分點(diǎn)，可見(jiàn)，中國(guó)城市化水平的提高對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用。

2．在短期，我國(guó)生產(chǎn)函數(shù)的長(zhǎng)期穩(wěn)定（協(xié)整）關(guān)系，對(duì)短期的波動(dòng)具有顯著的抑制調(diào)節(jié)作用。在面板協(xié)整方程成立的基礎(chǔ)上，面板誤差修正模型中誤差調(diào)節(jié)系數(shù)顯著為負(fù)，反映當(dāng)城市化水平、物質(zhì)資本、人力資本與實(shí)際產(chǎn)出之間的均衡關(guān)系偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，會(huì)以λ的速度調(diào)整到均衡狀態(tài)，這也表明，我國(guó)生產(chǎn)函數(shù)的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系對(duì)短期的波動(dòng)具有顯著的抑制調(diào)節(jié)作用。從系數(shù)顯著成立的變量來(lái)看，滯后二期的中國(guó)的城市化水平變動(dòng)與滯后一期的實(shí)際產(chǎn)出變動(dòng)、滯后一期的物質(zhì)資本變動(dòng)對(duì)實(shí)際產(chǎn)出變動(dòng)存在顯著的短期影響。從影響的動(dòng)態(tài)特征來(lái)看，滯后一期的實(shí)際產(chǎn)出變動(dòng)對(duì)當(dāng)期實(shí)際產(chǎn)出變動(dòng)存在影響表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在一定的慣性，同時(shí)，短期而言，城市化對(duì)短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用，但存在一定的滯后效應(yīng)，且其滯后效應(yīng)比物質(zhì)資本的滯后效應(yīng)要大。

3．中國(guó)城市化水平提高的增長(zhǎng)效應(yīng)比較分析。由此，我們可知：中國(guó)城市化水平的提高不論在長(zhǎng)期還是在短期對(duì)中國(guó)實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要的拉動(dòng)作用。從增長(zhǎng)效應(yīng)的具體數(shù)值來(lái)看，本文研究結(jié)論與已有國(guó)內(nèi)研究結(jié)果相比存在較大差異，李金昌、程開(kāi)明基于城市化率與人均GDP 時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)并建立誤差修正模型發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)期協(xié)整回歸方程中的系數(shù)0．71，表明城市化率每提高1個(gè)百分點(diǎn)，可以帶動(dòng)長(zhǎng)期人均實(shí)際產(chǎn)出增長(zhǎng)1／0．71＝1．41個(gè)百分點(diǎn)，但短期效應(yīng)并不顯著；段瑞君、安虎森基于城鎮(zhèn)人口數(shù)和GDP 數(shù)據(jù)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行Grange因果關(guān)系檢驗(yàn)及基于狀態(tài)空間模型的彈性分析卻發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)人口增量變化1%，則GDP 增量變化1．56%—1．85%；沈坤榮、蔣銳基于我國(guó)人均產(chǎn)出與城市化率兩變量的時(shí)間系列回歸得到的城市化系數(shù)為0．076，表明城市化率每提高一個(gè)百分點(diǎn)，則人均產(chǎn)出增長(zhǎng)7．6%；朱孔來(lái)等使用城市化率和人均GDP兩變量構(gòu)建固定效應(yīng)變系數(shù)面板數(shù)據(jù)模型，加權(quán)平均的彈性為7．1，城市化率每提高一個(gè)百分點(diǎn)，可以維持7．1%的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。我們的研究中得出城市化水平每提高1個(gè)百分點(diǎn)，實(shí)際產(chǎn)出平均增加2．33個(gè)百分點(diǎn)。存在差異的原因主要在于：一是本文基于包含城市化因素的生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行協(xié)整分析，而已有研究均基于兩變量進(jìn)行協(xié)整分析，變量遺漏可能導(dǎo)致估計(jì)系數(shù)產(chǎn)生偏誤，從而缺乏穩(wěn)健性；二是本文使用區(qū)域?qū)嶋HGDP作為因變量進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分析，而已有研究除朱孔來(lái)等外均使用全國(guó)總體人均GDP作為因變量，相對(duì)而言，基于省際面板數(shù)據(jù)的分析結(jié)論可能優(yōu)于總體數(shù)據(jù)；三是除李金昌、程開(kāi)明外，均沒(méi)有對(duì)短期效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，同樣由于模型設(shè)定問(wèn)題，使得該文短期效應(yīng)的結(jié)論與本文結(jié)論存在差異。

就結(jié)論的經(jīng)濟(jì)意義和政策建議上來(lái)看，首先，數(shù)據(jù)表明，我國(guó)2011年城市化率為51．3%，而目前全球發(fā)達(dá)地區(qū)城市化率平均值為75．16%，顯然我國(guó)城市化水平還存在巨大的提升空間。而從論文的研究結(jié)論來(lái)看，無(wú)論是短期還是長(zhǎng)期，城市化對(duì)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都具有顯著的拉動(dòng)作用，從而積極推進(jìn)城市化，就成為促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的戰(zhàn)略選擇，因而，為支持中國(guó)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期快速增長(zhǎng)，政府有必要采取有力政策措施，穩(wěn)步推進(jìn)城市化進(jìn)程。其次，從我國(guó)城市化進(jìn)程的推進(jìn)路徑上來(lái)看，以往的城市化基本上是與工業(yè)化同步的概念，伴隨的是農(nóng)業(yè)比重和農(nóng)村人口比重的降低，使得中國(guó)成為世界最大的加工工廠，但卻導(dǎo)致鋼鐵、汽車等中低端行業(yè)面臨嚴(yán)重的產(chǎn)能過(guò)剩，若延續(xù)過(guò)去的城市化推進(jìn)方式，即使可以推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)前行，也可能加劇經(jīng)濟(jì)失衡現(xiàn)象，考慮到城市化影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要渠道是通過(guò)溢出效應(yīng)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)等對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，因而，政府應(yīng)采取措施，由目前大規(guī)模地介入經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域、尤其是公共投資領(lǐng)域轉(zhuǎn)為更多的提供社會(huì)服務(wù)，通過(guò)為微觀經(jīng)濟(jì)主體提供有利于產(chǎn)生溢出效應(yīng)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)的外部環(huán)境，帶來(lái)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的聚集效應(yīng)，帶動(dòng)生產(chǎn)技術(shù)水平的提高，從而在長(zhǎng)期內(nèi)能對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長(zhǎng)提供巨大的動(dòng)力，并且有助于我國(guó)跨越中等收入陷阱。再次，從短期來(lái)看，在目前內(nèi)需不足的背景下，城市化可成為當(dāng)前擴(kuò)大內(nèi)需的最大潛力。城市化進(jìn)程的推進(jìn)，可通過(guò)帶動(dòng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投資及第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而形成擴(kuò)大內(nèi)需的重要途徑，為區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，尤其是城市化水平較低的省域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供源源不斷的動(dòng)力。最后，世界城市化進(jìn)程表明，城市化的推進(jìn)需要工業(yè)化作為基礎(chǔ)，這是城市化進(jìn)程的一般規(guī)律。而對(duì)于我國(guó)來(lái)說(shuō)，特殊性還在于農(nóng)村承擔(dān)了二分之一的人口，農(nóng)業(yè)承擔(dān)大量的農(nóng)村就業(yè)，因此，基于當(dāng)前國(guó)情，我國(guó)城市化的推進(jìn)不僅也需要工業(yè)化協(xié)調(diào)發(fā)展，同時(shí)也需要農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調(diào)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)“三化”并進(jìn)。

從下一步研究方向來(lái)看，本文僅從實(shí)證的角度分析了20世紀(jì)90年代中期以來(lái)，中國(guó)城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的具體影響。實(shí)際上，城市化始終貫穿于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的全過(guò)程，而我國(guó)無(wú)論是改革開(kāi)放前還是改革開(kāi)放后，城市化都在不斷進(jìn)行之中，因而，下一步的研究中可考慮分階段分析中國(guó)城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期均衡和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，從而將制度因素納入到分析框架中，進(jìn)而說(shuō)明不同經(jīng)濟(jì)體制下城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的差異性，豐富現(xiàn)有研究結(jié)論和經(jīng)濟(jì)理論。此外，現(xiàn)實(shí)情況表明，城市化也是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)果和體現(xiàn)，而這會(huì)導(dǎo)致研究中常常采用的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中出現(xiàn)變量的內(nèi)生性問(wèn)題，并對(duì)估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性產(chǎn)生影響，因而，下一步研究中可考慮采用工具變量法，探索和尋找城市化變量的工具變量，更為準(zhǔn)確地分析城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的經(jīng)濟(jì)關(guān)系。

注釋

①Lucas，R．E．“On the mechanics of economic development．”JournalofMonetaryEconomics22（1988）：3－42．

②Romer，P．M．“Increasing returns and long－run growth．”JournalofPoliticalEconomy94 （1986）：1002－1037．

③Fujita，M．，Ogawa，F(xiàn)．“Multiple equilibria and structural transition of non－monocentric urban configurations．”RegionalScienceandUrbanEconomics12（1982）：161－196．

④Helsley，R．，and W．Strange．“Matching and agglomeration economies in a system of cities．”RegionalScienceandUrbanEconomics20（1990）：189－212．

⑤Henderson，J．V．“Efficiency of resource usage and city size．”JournalofUrbanEconomics19（1986）：47－70．

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⑦Berry，L．Cityclassificationhandbook：Methods andApplications．New York：John Wiley ＆Sons，1970．

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⑨Henderson，J．V．“The effects of urban concentration on economic growth．”NBER Working Paper 7503，2000．

⑩Bertinelli，L．a(chǎn)nd E．Strobl．“Urbanization，urban concentration and economic growth in developing countries．”CREDIT Research Paper 03／14，2003．

?Annez，C．a(chǎn)nd R．Buckley．“Urbanization and growth：setting the context．”UrbanizationandGrowth．Ed．Spence，M．，Annez，P．a(chǎn)nd R．Buckley．Washington，DC：The World Bank，2009．

???Pedroni P．“Critical values for cointegration tests in heterogeneous panels with multiple regressors．”O(jiān)xfordBulletinofEconomicsandStatistics61（1999）：653－678；Pedroni，P．“Panel cointegration：asymptotic and finite sample properties of pooled time series tests with an application to the PPP hypothesis．”EconometricTheory20（2004）：597－625．

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