城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依從關(guān)系的實(shí)證研究

石瓊強(qiáng)

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究所，安徽 蚌埠 233030）

城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依從關(guān)系的實(shí)證研究

石瓊強(qiáng)

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究所，安徽 蚌埠 233030）

本文選取我國城鎮(zhèn)化率與人均實(shí)際GDP兩個(gè)指標(biāo)分別作為我國城鎮(zhèn)化水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的指標(biāo)，并根據(jù)1978～2011年我國城鎮(zhèn)化率與人均實(shí)際GDP的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，利用ADF單位根檢驗(yàn)、E-G協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)、VEC模型，對(duì)我國城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依從關(guān)系進(jìn)行動(dòng)態(tài)計(jì)量分析.主要結(jié)論有：城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平之間從長(zhǎng)期來看存在均衡關(guān)系；二者之間存在單向的城鎮(zhèn)化水平→經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系；城鎮(zhèn)化水平→經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平呈現(xiàn)出同方向變化，即城鎮(zhèn)化水平、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平同增或同減.從一段較長(zhǎng)時(shí)間來看，城鎮(zhèn)化率增加1%，將推動(dòng)人均實(shí)際GDP上升2.97%，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于城鎮(zhèn)化并無明顯影響；本期人均實(shí)際GDP的變動(dòng)主要受其前一期變動(dòng)、城鎮(zhèn)化率的前一期變動(dòng)和前一期偏離均衡狀態(tài)的程度的影響，且對(duì)于前一期偏離的調(diào)整速度為0.06，而本期城鎮(zhèn)化率的變動(dòng)主要受到其前兩期的變動(dòng)和其前一期偏離均衡狀態(tài)的程度的影響，且對(duì)于前一期偏離的調(diào)整速度為0.06.

ADF單位根檢驗(yàn)；E-G協(xié)整檢驗(yàn)；Granger因果檢驗(yàn)；VEC模型

1 引言

李克強(qiáng)總理曾經(jīng)指出：“我國已進(jìn)入中等收入國家行列，未來幾十年我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最大潛力在城鎮(zhèn)化……”.可見，中央領(lǐng)導(dǎo)對(duì)于城鎮(zhèn)化水平的提高在促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用方面還是給予充分肯定的.1978年，我國的城鎮(zhèn)化率僅為17.92%，與2011年的51.27%相比平均每年增長(zhǎng)約0.98%；同時(shí)我國人均實(shí)際GDP（1980年價(jià)）從1978年的409元增長(zhǎng)到2011年的6576元.城鎮(zhèn)化水平的快速上升對(duì)于經(jīng)濟(jì)的迅猛增長(zhǎng)發(fā)揮了很重要的作用，且已經(jīng)逐漸成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要引擎.對(duì)于城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平關(guān)系國外學(xué)者進(jìn)行了大量的研究.最早對(duì)城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平關(guān)系進(jìn)行研究的是美國著名的經(jīng)濟(jì)學(xué)家Lampard，他研究認(rèn)為城市的發(fā)展速度與城市所處的城鎮(zhèn)化階段高度一致. Luisit Bertinelli&Ericstrob[1]通過構(gòu)建二者的半?yún)?shù)模型認(rèn)為城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平之間并無系統(tǒng)聯(lián)系，而這與Lampard的研究結(jié)果截然相反.國內(nèi)關(guān)于二者關(guān)系的研究成果也很豐富.傅鴻源、鐘小偉、洪志偉[4]利用美國、英國和加拿大不同時(shí)間的數(shù)據(jù)通過計(jì)量分析認(rèn)為隨著城鎮(zhèn)化水平的提高，美國、英國與加拿大的人均GDP都增加，而且隨著人均GDP的增長(zhǎng)，各國的城鎮(zhèn)化水平都上升.李秀敏、趙曉旭、朱艷艷[6]利用我國28個(gè)省22年的數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建面板計(jì)量模型，分析發(fā)現(xiàn)：高城鎮(zhèn)化水平能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的提高，但是隨著不同省所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，城鎮(zhèn)化水平的提高對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的促進(jìn)作用逐漸削弱.可見國內(nèi)外學(xué)者對(duì)與城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平關(guān)系的研究結(jié)論不盡相同.總的來說，對(duì)于城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平關(guān)系的研究，定性分析較多，相比而言定量分析則較少；同時(shí)由于數(shù)據(jù)選取的不同、考慮問題的角度與采用的方法不同，結(jié)論也不盡相同.因此本文換一個(gè)角度，通過構(gòu)建VEC模型對(duì)城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的長(zhǎng)期與短期波動(dòng)影響因素進(jìn)行定量分析.

2 數(shù)據(jù)及處理

本文選取我國城鎮(zhèn)化率與人均實(shí)際GDP兩個(gè)指標(biāo)分別作為我國城鎮(zhèn)化水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的指標(biāo)，并根據(jù)1978～2011年我國城鎮(zhèn)化率與人均實(shí)際GDP的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析.其中，城鎮(zhèn)化率=我國城鎮(zhèn)總?cè)丝?我國總?cè)丝冢昴?，記為k；根據(jù)按1980年價(jià)格計(jì)算的1980年不變價(jià)GDP與按不變價(jià)格計(jì)算的GDP指數(shù)計(jì)算可得到按1980不變價(jià)調(diào)整的實(shí)際GDP，在實(shí)際GDP的基礎(chǔ)上在除以我國總?cè)丝冢昴┘纯傻玫轿覈娜司鶎?shí)際GDP，即為g.本文采用的我國城鎮(zhèn)總?cè)丝?、我國總?cè)丝冢昴?980年不變價(jià)GDP、GDP指數(shù)的數(shù)據(jù)均來自2012年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》.為了減小數(shù)據(jù)波動(dòng)、避免“偽回歸”和防止模型中可能存在異方差性，對(duì)城鎮(zhèn)化率序列和人均實(shí)際GDP序列分別進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，得到自然對(duì)數(shù)后的序列，分別記為lnk，lng.

3 實(shí)證分析

3.1 單位根檢驗(yàn)

本文利用ADF單位根檢驗(yàn)法對(duì)序列l(wèi)ng、lnk進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn).

進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)關(guān)鍵在于確定單位根檢驗(yàn)回歸方程的形式，通過繪制lnk序列和lng的時(shí)間趨勢(shì)圖可知：lng序列和lnk序列的均值均不為零，并且呈現(xiàn)明顯的趨勢(shì).因此選擇包含截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的形式進(jìn)行檢驗(yàn).檢驗(yàn)方程滯后階數(shù)的選擇以SIC最小為準(zhǔn)則.lnk、lng序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果（見表1）表明：它們的檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量都大于10%的顯著性水平下的臨界值，因此序列l(wèi)nk和lng在10%的顯著性水平下都至少包含一個(gè)單位根，即為非平穩(wěn)序列.

表1 原序列和差分序列的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

將lnk和lng序列做一階差分，得到D(lnk)和D(lng)序列，檢驗(yàn)方程形式與滯后階數(shù)的確定與前面相同.D(lnk)和D (lng)序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果（見表1）表明：它們的檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量小于1%顯著性水平下的臨界值，因此D(lnk)和D(lng)序列在1%的顯著性水平下不存在單位根，即為平穩(wěn)序列.綜上所述，lnk和lng序列都是I(1)序列.

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)于檢驗(yàn)兩個(gè)變量間的協(xié)整關(guān)系，一般采用Engle-Granger兩步檢驗(yàn)法，簡(jiǎn)稱E-G兩步法.因?yàn)閘nk和lng都是一階即同階單整序列，所以可以進(jìn)一步檢驗(yàn)二者的協(xié)整性.

表2 殘差序列的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

模型估計(jì)得到：

同樣，檢驗(yàn)方程滯后階數(shù)（p=1）由SIC最小為準(zhǔn)則，且檢驗(yàn)方程不包含常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，結(jié)果（見表2）顯示：其t統(tǒng)計(jì)量小于5%顯著性水平下的臨界值，即在5%的顯著性水平下序列不存在單位根，即平穩(wěn)序列，因此～I(xiàn)(0).因而根據(jù)協(xié)整的定義，序列l(wèi)nk和序列l(wèi)ng之間具有協(xié)整關(guān)系，即為CI(1,1)的，協(xié)整向量為（1，-2.72）.

3.3 Granger因果檢驗(yàn)

Granger曾指出：若兩個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，那么這兩個(gè)變量一定存在單向或者雙向Granger因果關(guān)系.由于序列l(wèi)nk和lng之間存在協(xié)整關(guān)系，那么序列l(wèi)nk和lng之間一定存在某種形式的Granger因果關(guān)系.進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)關(guān)鍵在于確定其檢驗(yàn)式的滯后階數(shù)，而其檢驗(yàn)式與

第一步：利用OLS估計(jì)方程：對(duì)應(yīng)VAR模型方程是相同的，因此首先需要確定其對(duì)應(yīng)VAR模型的最佳滯后階數(shù)，然后取與VAR模型最佳滯后階數(shù)相同的階數(shù)進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn).

建立VAR(p)模型：

其中Yt=(lng,lnk)'.一般確定最優(yōu)滯后階數(shù)的準(zhǔn)則有AIC和SIC取值最小，Eviews6軟件可自動(dòng)實(shí)現(xiàn)，進(jìn)而確定p=3,即Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的檢驗(yàn)方程的滯后長(zhǎng)度為3.檢驗(yàn)結(jié)果（見表3）顯示：lnk在10%的顯著性水平下是lng變化的Granger原因，相反相同顯著性水平下lng則不是lnk變化的Granger原因.

表3 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

因此，根據(jù)以上分析，序列l(wèi)ng和lnk之間存在從lnk到lng的單向因果關(guān)系，即lnk lng，而不存在相反方向的因果關(guān)系.

3.4 向量誤差修正模型

由于序列l(wèi)ng和lnk是存在協(xié)整關(guān)系的變量序列，因此可以建立VEC模型.

VAR(p)可以寫成方程（5）的形式，其中ΔYt=(Δlngt，Δlnkt)'，ECMt-1為誤差修正項(xiàng)，它反映了序列l(wèi)ng和lnk之間的協(xié)整關(guān)系，即Yt-1偏離均衡關(guān)系狀態(tài)的程度，而其系數(shù)向量α則表示本期對(duì)上一期偏離均衡的調(diào)整速度.ΔYt-i表示Yt滯后差分項(xiàng)，Γi表示ΔYt對(duì)本期Yt的變動(dòng)對(duì)于前i期Yt的變動(dòng)（即ΔYt-i，）的反應(yīng)程度.

根據(jù)VAR模型估計(jì)結(jié)果顯示最優(yōu)滯后階數(shù)為3，根據(jù)方程（5）可知對(duì)于VEC模型滯后區(qū)間應(yīng)設(shè)定為2.模型估計(jì)結(jié)果為：

其中，VECMt-1=lngt-1-2.791lnkt-1+2.217為VAR(3)的誤差修正項(xiàng)，反應(yīng)了序列l(wèi)ng與序列l(wèi)nk之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系.模型的AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則分別為-11.4665和-10.8189，都比較小.

利用上述所估計(jì)的模型我們可以對(duì)lng和lnk的短期變動(dòng)分別進(jìn)行分析.實(shí)際上方程（6）包含兩個(gè)方程，分別為方程（7）和方程（8）.

根據(jù)方程（7）可以看出對(duì)于lng的短期變動(dòng)，應(yīng)該分為兩個(gè)部分：一部分是由于前兩期lng的變動(dòng)（即lngt-1和lngt-2）和前兩期lnk的變動(dòng)（lnkt-1和lnkt-2）的影響，另外一部分是由于上期lng偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系（即VECMt-1）的影響.當(dāng)上一期lng變動(dòng)lngt-1和上二期lng變動(dòng)lngt-2分別增加1，當(dāng)期lng變動(dòng)lngt將分別表現(xiàn)為增加0.75和減少0.34，當(dāng)lnkt-1和lnkt-2分別增加1，當(dāng)期lng變動(dòng)講分別表現(xiàn)為增加0.04和減少0.63.若前一期人均GDP（即lng）沒有偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系，則VECMt-1，那么當(dāng)期lng的變動(dòng)全部來自于第一部分；若前一期lng偏離了長(zhǎng)期均衡關(guān)系，則VECMt-1≠0，則為了維持lng與lnk的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，當(dāng)期將以-0.06的速度對(duì)前一期lng與lnk的非均衡關(guān)系做出調(diào)整，將其拉回到長(zhǎng)期均衡狀態(tài).

同理，根據(jù)方程（8）可以看出對(duì)于lnk的短期變動(dòng)也可以分為兩部分：一為前兩期lnk的變動(dòng)(即Δlnkt-1和Δlnkt-2)、前兩期lng的變動(dòng)（即Δlngt-1和Δlngt-2）的影響，二為上期lnk偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系（即VECMt-1）的影響.當(dāng)上一期lnk變動(dòng)Δlnkt-1和上二期Δlnkt-2分別增加1，當(dāng)期lnk變動(dòng)將分別增加0.33和0.39，當(dāng)上一期lng變動(dòng)Δlngt-1和上二期lng變動(dòng)Δlngt-2分別增加1，當(dāng)期lng變動(dòng)Δlngt將分別減少0.06和減少0.03.當(dāng)前一期lnk偏離了lng與lnk的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，當(dāng)期將以0.06的速度對(duì)前一期lnk與lng的非均衡關(guān)系做出調(diào)整而使其回到均衡狀態(tài).

4 結(jié)論

通過選取1978-2011年我國城鎮(zhèn)化率與人均實(shí)際GDP的相關(guān)數(shù)據(jù)，并構(gòu)建VEC模型對(duì)城鎮(zhèn)化率與人均實(shí)際GDP的依從關(guān)系進(jìn)行動(dòng)態(tài)計(jì)量分析.結(jié)果表明：

（1）從長(zhǎng)期來看，城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在均衡關(guān)系，且這種均衡關(guān)系是穩(wěn)定的.二者之間存在單向的城鎮(zhèn)化水平→經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系；城鎮(zhèn)化水平→經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平呈現(xiàn)出同方向變化，即城鎮(zhèn)化水平、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平同增或同減.從一段較長(zhǎng)時(shí)間來看，城鎮(zhèn)化率增加1%，將推動(dòng)人均實(shí)際GDP上升2.97%，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于城鎮(zhèn)化并無明顯影響；

（2）從短期來看，當(dāng)期人均GDP的變動(dòng)受到前兩期人均GDP的變動(dòng)、前兩期城鎮(zhèn)化率的變動(dòng)、上一期人均GDP偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)的程度的影響.而且前一期人均GDP的變動(dòng)和前1期城鎮(zhèn)化率的變動(dòng)對(duì)于當(dāng)期人均GDP的變動(dòng)的作用較大.當(dāng)期城鎮(zhèn)化率的變動(dòng)同樣受到前兩期人均GDP的變動(dòng)、前兩期城鎮(zhèn)化率的變動(dòng)和上一期城鎮(zhèn)化率偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系狀態(tài)的程度的影響，而前兩期城鎮(zhèn)化率的變動(dòng)對(duì)于當(dāng)期城鎮(zhèn)化率的變動(dòng)作用較大，而前兩期人均GDP的變動(dòng)對(duì)于當(dāng)期城鎮(zhèn)化率的變動(dòng)的作用很小.

〔1〕LUISIT BERTINELLI,ERIC STROBL.U rban Concentration and Economic Grow th in Developing Countries[J].U rbanization.W orking Paper,CREDIT.2003.3:145-153.

〔2〕HENDERSON J.U rbanization and Econometric Development[J].Annals of Econom ics and Finance.2003.274-342.

〔3〕DAVIS,JAMES C,HENDERSON J.Vemon Evidence on the Political Economy of the U rbanization Process[J]. Journal of U rban Econom ics,Elsevier.2003.98-124.

〔4〕傅鴻源,鐘小偉,洪志偉.城市化水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的中外對(duì)比研究[J].重慶建筑大學(xué)學(xué)報(bào)(社科報(bào)),2000(3):19-24.

〔5〕李雪松,張瑩,陳關(guān)炎.中國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力的需求分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2005(11):27-33.

〔6〕李秀敏,趙曉旭,朱艷艷.中國東、中、西部地區(qū)城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的比較研究[C].中國西部地區(qū)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展與社會(huì)創(chuàng)新國際學(xué)術(shù)研討會(huì)論文集,2006(10):27-33.

〔7〕宋元梁,肖衛(wèi)東.中國城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)關(guān)系的動(dòng)態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析[J]數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2005(09): 30-39.

〔8〕楊慧.北京城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究[J].經(jīng)濟(jì)與管理,2005 (4):20-24.

〔9〕沈凌,田國強(qiáng).貧富差別、城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)—一個(gè)基于需求因素的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析[J].經(jīng)濟(jì)研究,2009(1):17-29.

〔10〕楊開忠.中國城市化驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制與概念模型[J].城市問題,2001(3):4-7.

〔11〕段瑞君,安虎森.中國城市化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的計(jì)量分析[J]經(jīng)濟(jì)問題探索，2009(3):26-30.

〔12〕李金昌,程開明.中國城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)計(jì)量分析[J].財(cái)經(jīng)研究，2006（9）:19-30.

〔13〕王小魯.城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制比較,2002 (1):23-32.

〔14〕樊歡歡,李嫣怡,陳勝可.EVIEWS統(tǒng)計(jì)分析與應(yīng)用[M]. 2011.199-282.

〔15〕高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模-Eviews應(yīng)用及實(shí)例[M].2009.267-299.

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1673-260X（2014）04-0099-03