重慶城鎮(zhèn)化水平與經濟增長關系的實證研究

胡青華(重慶大學城市科技學院經濟管理學院,重慶永川402167)

重慶城鎮(zhèn)化水平與經濟增長關系的實證研究

胡青華
(重慶大學城市科技學院經濟管理學院,重慶永川402167)

通過選取1996-2012年重慶城鎮(zhèn)化率和人均GDP的時間序列數據,利用協(xié)整理論,對城鎮(zhèn)化水平和經濟增長之間的關系進行實證分析.研究發(fā)現,重慶城鎮(zhèn)化水平與經濟增長之間存在著長期均衡關系,但這兩序列之間關系并沒有呈現出"雙增"效應.

城鎮(zhèn)化;經濟增長;協(xié)整關系

自確定為直轄市以來,重慶的經濟增長有了明顯的變化.2012年,重慶全年GDP為11 459億元,比上年增長13.6%;全年人均地區(qū)生產總值達到39 083元,比上年增長12.4%①.與此同時,城鎮(zhèn)化也以前所未有的速度與規(guī)模發(fā)展.1996-2012年間,重慶人口城鎮(zhèn)化率已由29.5%上升至57%,提高了27.5個百分點.其中,城鎮(zhèn)人口由2 875.3萬人上升至2 945萬人,增加了69.7萬人.一系列統(tǒng)計數據表明,城鎮(zhèn)化是促進經濟增長的重要引擎.通過選取經濟增長和城鎮(zhèn)化兩個指標,來衡量這兩個指標之間存在怎樣的量化關系?兩者互動關系如何?成為我們研究的課題.

一、文獻概述

對于城鎮(zhèn)化與經濟增長之間的關系,國內外很多學者從不同角度對其進行了有益的探索.美國著名經濟學家Lampard(1956)研究發(fā)現,美國城市發(fā)展與經濟增長之間存在明顯的正相關關系.郭松(2006)[1]對1978-2003年中國的相關數據進行分析,采用協(xié)整檢驗方法,得出結果表明:中國經濟增長與城市化水平之間存在著協(xié)整關系,即長期均衡關系.周小剛、陳東有(2008)[2]利用協(xié)整理論,對江西城鎮(zhèn)化和經濟增長之間的關系進行協(xié)整分析,得出江西城鎮(zhèn)化率每提高一個百分點,人均GDP增加515元.師應來、付英俊(2011)[3]從人口城鎮(zhèn)化角度入手建立多元線性回歸模型,發(fā)現城鎮(zhèn)化進程與經濟發(fā)展關系緊密,兩者之間存在著互相促進、互為因果的關系.張志勇、李連慶(2012)[4]對1978-2009年山東的相關數據進行分析,實證結果表明,山東城鎮(zhèn)化水平與經濟增長之間存在著協(xié)整關系,且兩者變動具有同向性.

二、指標選取與數據處理

選取1996-2012年的城鎮(zhèn)化水平(Ur)和人均地區(qū)生產總值(GDP)兩個指標進行計量分析.其中,城鎮(zhèn)化水平為城鎮(zhèn)人口占總人口的比重;采用人均GDP作為經濟增長的代表.文中所用的數據均來自《重慶統(tǒng)計年鑒2013》.

為滿足數據可比性,我們利用eviews3.1軟件,對所選取指標及取值進行了相關處理.為消除價格影響,本文采用的人均地區(qū)生產總值為實際的GDP.為消除數據的劇烈波動,使之趨于線性化,分別對這兩個指標取自然對數,記為LnUR和LnG?DP.變量選取及其取值的處理結果見表1.

表1　變量選取及其取值的處理結果

三、重慶城鎮(zhèn)化與經濟增長關系的實證分析

(一)數據平穩(wěn)性檢驗

協(xié)整分析的前提是時間序列是非平穩(wěn)的,所以要對時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗.我們從上表中的數據可以看出,人均實際GDP和城鎮(zhèn)化率之間基本呈現同向增長的趨勢,所以這兩個時間序列均不平穩(wěn).本文采用ADF單位根檢驗方法檢驗LnGDP和 LnUR之間的平穩(wěn)性,避免"偽回歸"現象.檢驗結果如表2所示.

表2　變量GDP和UR的ADF檢驗

由檢驗結果可知,變量LnGDP和LnUR及ΔLnGDP和ΔlnUR在1%、5%、10%三個顯著性水平下接受原假設,即LnGDP和LnUR及ΔLnGDP和ΔlnUR是非平穩(wěn)的.而Δ2LnGDP和Δ2LnUR在三個顯著性水平下都拒絕原假設,表明Δ2LnGDP和Δ2LnUR序列是平穩(wěn)的.因此:LnGDP和LnUR都是二階單整時間序列,即I(2).

(二)格蘭杰因果關系

進一步借助Granger因果關系檢驗來判斷人均實際GDP和城鎮(zhèn)化率這兩序列之間的相互影響關系.即探討重慶城鎮(zhèn)化與經濟增長是否存在著一種相互促進的因果關系.如果確定了這兩者的因果關系,就可以建立回歸模型,并對計量模型進行估計,為下一步的協(xié)整檢驗奠定基礎.本文采取滯后1-2期,對人均實際GDP和城鎮(zhèn)化率進行格蘭杰因果檢驗,結果如表3所示.

表3　格蘭杰因果關系檢驗

滯后1期和滯后2期的Granger因果關系檢驗可以看出:在5%的顯著水平下,0.559 16>0.05、0.559 26>0.05,檢驗結果表明接受"人均實際GDP的變動不是城鎮(zhèn)化水平的Granger原因",即人均實際GDP的變動不能夠引起城鎮(zhèn)化率的變動.

從滯后1期的Granger檢驗可以得出:在10%的顯著水平下,0.055 72<0.10,拒絕原假設,人均實際GDP和城鎮(zhèn)化率UR之間存在單向的Granger關系,即城鎮(zhèn)化水平對推進經濟增長有積極的作用.同理,滯后2期的檢驗結果和滯后1期的Granger檢驗結果一致.

上述Granger因果檢驗表明:在重慶的社會經濟發(fā)展中,城鎮(zhèn)化建設對經濟增長具有正向的推動作用,相反,經濟增長沒有促進城鎮(zhèn)化的發(fā)展.可以看出,重慶經濟增長與城鎮(zhèn)化發(fā)展之間不具有平穩(wěn)性,二者具有明顯的單向格蘭杰因果關系.

(三)協(xié)整檢驗

經過數據平穩(wěn)性檢驗可知,序列LnGDP和LnUR都為二階單整序列,是進行協(xié)整檢驗的前提條件,由此可以對其進行協(xié)整檢驗,根據兩步法建立協(xié)整關系.

由Granger因果關系檢驗,建立LnGDP對LnUR的回歸方程,結果如下:

估計的回歸方程為:

R2=0.764 132,調整的R2=0.748 408,DW= 0.369 822,F=48.594 95

從模型的估計結果來看,擬合優(yōu)度較好.R2項有力地說明了城鎮(zhèn)化建設對經濟發(fā)展具有較強的解釋能力.

并由此得到殘差序列:

對上式的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗,檢驗結果見表4.

表4　ADF協(xié)整關系檢驗

檢驗結果顯示,μt在1%的顯著水平下拒絕原假設(-4.006 57<-2.862 2),接受μt是平穩(wěn)過程的結論,即μt-I(0).通過分析可知:1996-2012年期間,重慶城鎮(zhèn)化水平和經濟增長之間存在著長期均衡關系.

(四)建立誤差修正模型

(三)檢驗了人均實際GDP和城鎮(zhèn)化率UR兩個序列之間的協(xié)整關系.我們令ECMt=μt,建立描述經濟增長和城鎮(zhèn)化水平短期波動的誤差修正模型:

估計得到:

對(4)式進行回歸分析,我們得到:R2=0.478 597,調整的R2=0.0.270 036,F=2.294 76,DW= 2.132 653.其中的ecmt-1代表時間序列LnGDP和LnUR長期均衡關系的殘差序列滯后一期的值.

模型表明:長期均衡方程式(2)中,城鎮(zhèn)化率每提高1%,則人均實際GDP就會增長0.490 09%.誤差修正模型式(5)中,LnGDP和LnUR的短期動態(tài)變化與前期的"均衡"誤差有關聯(lián).通過分析可知:短期內,經濟增長的波動不僅受到上1期城鎮(zhèn)化水平、上1期經濟增長和城鎮(zhèn)化水平的影響,同時,還受到短期波動的影響.誤差修正項的系數為負值,反映了對偏離長期均衡的調整力度,符合反向修正機制.通過系數估計值(-0.413 124),可以得知:當短期波動偏離長期均衡時,屆時協(xié)整關系將起到引力線的作用,將以41%的調整力度將非均衡狀態(tài)回到長期均衡狀態(tài)②.

四、結論

自1997年直轄市以來,重慶經濟增長迅速,城鎮(zhèn)化水平也相應大幅度提升.本文利用協(xié)整關系檢驗和格蘭杰因果檢驗,探討了1996-2012年重慶經濟增長和城鎮(zhèn)化水平之間的關系.結果表明:

第一,格蘭杰因果檢驗顯示:城鎮(zhèn)化的發(fā)展會促進經濟的增長,而經濟增長對城鎮(zhèn)化的推動不是很大.這一結果和重慶的實際情況相符.直轄市以來,重慶大力進行城鎮(zhèn)化建設,積極推進統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的配套機制,一定程度上推動了經濟的增長,但經濟增長效應通過城鎮(zhèn)化建設來表現的并不是很充分.因此,政府在制定相關政策時,要把重點體現在二者的相互促進關系上,實現二者的均衡發(fā)展.

第二,協(xié)整方程顯示:重慶城鎮(zhèn)化水平和經濟增長之間存在著長期均衡的、協(xié)同的協(xié)整關系,并建立了關系式.從長期看,城鎮(zhèn)化水平每提高1%,人均地區(qū)生產總值將增長0.490 09%.這表明,推動城鎮(zhèn)化的發(fā)展,有利于促進經濟的增長.盡管重慶經濟增長與城鎮(zhèn)化發(fā)展之間具有不平穩(wěn)性,但從總體來看,經濟的增長對推動城鎮(zhèn)化建設有一定的積極作用.因此,增強經濟增長與城鎮(zhèn)化發(fā)展之間的有機聯(lián)系,能夠大力促進生產力的發(fā)展.

第三,誤差修正模型(ecm)反映了城鎮(zhèn)化水平與經濟增長短期波動偏離長期均衡關系的程度③.短期內,經濟增長的波動不僅受到上1期城鎮(zhèn)化水平、上1期經濟增長和城鎮(zhèn)化水平的影響,同時,還受到短期波動的影響.誤差修正項的系數為負值(-0.413 124),反映了對偏離長期均衡的調整力度,符合反向誤差修正機制.通過ecm項回歸系數,可以得知:如果本期的經濟增長偏離長期均衡值,屆時協(xié)整關系將起到引力線的作用,將以41%的調整力度將非均衡狀態(tài)回到長期均衡狀態(tài).

從整個的分析過程可知,重慶市城鎮(zhèn)化與經濟增長之間確實存在一種穩(wěn)定的長期均衡關系,城鎮(zhèn)化水平的提高,對重慶市經濟增長具有一定的推動作用.但經濟增長對城鎮(zhèn)化的輻射作用還沒充分發(fā)揮出來.因此,如何推動重慶經濟的快速發(fā)展,如何協(xié)調城鎮(zhèn)化步伐與經濟發(fā)展水平之間的關系,將是今后探討的重要內容.

注釋:

①此數據來自2012年重慶市國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報,最終數據以《重慶統(tǒng)計年鑒2013》為準.

②崔志衛(wèi).山西省城鎮(zhèn)化建設與經濟增長關系研究[D].山西財經大學,2012,2.

③胡青華,李曉艷,李聰慧.重慶市產業(yè)結構與經濟增長關系的實證研究[J].濮陽職業(yè)技術學院學報,2014(8)∶133.

[1]郭松.我國城市化水平對經濟增長影響的實證研究[J].黑龍江對外經貿,2006(8)∶66-67.

[2]周小剛,陳東有.江西城鎮(zhèn)化與經濟增長協(xié)整關系的實證研究[J].江西社會科學,2008(8)∶32-36.

[3]師應來,付英俊,蘇波.湖北省城鎮(zhèn)化與經濟發(fā)展水平關系研究[J].統(tǒng)計與決策,2011∶136-138.

[4]張志勇,李連慶.城鎮(zhèn)化水平與經濟增長互動效應的動態(tài)分析-基于山東省1978-2009年的數據[J].山東財政學院學報,2012 (9)∶64.

[5]高鐵梅.計量經濟學分析方法與建模-Eviews應用及實例[M].北京∶清華大學出版社,2006.

(責任編輯:臺新民)

An Empirical Study of the Relationship between Urbanization Level and Economic Growth in Chongqing

HU Qing-hua
(School of Economics and Management,City College of Science and Technology, Chongqing University,Yongchuan,402167,China)

By selecting Chongqing urbanization rate and the time series data of per capita GDP from 1996 to 2012.This study car?ried out a demonstration analysis on the relationship between urbanization level and economic growth with co-integration theory and found that there existed a long-term equilibrium relationship between Chongqing urbanization level and economic growth,but their se?quences relationship did not present a"double-increasing"effect.

urbanization;economic growth;co-integration relationship

F127

A

1672-0105(2015)01-0060-04

10.3969/j.issn.1672-0105.2015.01.014

手稿日期：2014-11-06；2014-12-22

胡青華，重慶大學城市科技學院講師，主要研究方向：企業(yè)管理、財務會計。