遼寧省經(jīng)濟增長與城市化率響應(yīng)的實證研究

王曉玲+劉殿和

[摘要]經(jīng)濟增長與城市化率的響應(yīng)關(guān)系，是城市經(jīng)濟領(lǐng)域從理論到實證研究一直關(guān)注的問題，現(xiàn)有的若干省域研究得出的結(jié)論并不一致。本文采用協(xié)整模型、格蘭杰因果關(guān)系檢驗法、向量自回歸模型，對遼寧省1978—2014年人均GDP增速與城市化率的響應(yīng)關(guān)系進行實證研究。結(jié)果表明：遼寧省經(jīng)濟增長與城市化率之間存在長期均衡關(guān)系，二者互為格蘭杰因果關(guān)系。但是，經(jīng)濟增長對城市化率提高的促進作用不強，城市化率提高對經(jīng)濟增長的反作用力也不是很大，且持續(xù)時間不長。為此，在遼寧省經(jīng)濟增速出大幅下滑之時，應(yīng)繼續(xù)深化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級轉(zhuǎn)型，培育經(jīng)濟內(nèi)生動力。同時，推進特色小城市和小城鎮(zhèn)建設(shè)，促進遼寧省城市化的可持續(xù)發(fā)展。

[關(guān)鍵詞]經(jīng)濟增長；城市化率；互動關(guān)系；響應(yīng)關(guān)系

中圖分類號：F061.3 文獻標識碼：A 文章編號：1008-4096（2016）05-0086-05

一、引言

改革開放后，中國經(jīng)濟高速增長的同時，城市化率大幅提高，由1978年的17.90%提高到2015年的56.10%。城市化與經(jīng)濟增長的關(guān)系也受到學(xué)界、政界的廣泛關(guān)注，“城市化是中國經(jīng)濟增長強大引擎”、“城市化是擴大內(nèi)需的最大潛力所在”等論斷將城市化對經(jīng)濟增長的作用提升到前所未有的高度。同時，也有研究者認為城市化是經(jīng)濟增長的結(jié)果而非原因，有關(guān)經(jīng)濟增長與城市化何者為因何者為果的討論還在持續(xù)。遼寧省作為城市化率較高的省份，曾在中國經(jīng)濟增長中發(fā)揮過不可替代的作用，經(jīng)濟增速卻在經(jīng)濟新常態(tài)下呈現(xiàn)大幅下降。2014年，遼寧省經(jīng)濟增速為5.80%，位列全國倒數(shù)第三；2015年，遼寧省經(jīng)濟增速繼續(xù)下滑至3.00%，位列全國倒數(shù)第一，經(jīng)濟增速創(chuàng)改革開放以來的最低值。在遼寧省經(jīng)濟增速連續(xù)下滑的背景下，實證研究經(jīng)濟增長與城市化之間的響應(yīng)關(guān)系，并提出對策建議，對促進遼寧省經(jīng)濟增長和推進城市化進程均具有現(xiàn)實意義。

由城市經(jīng)濟增長模型可以推斷經(jīng)濟增長與城市化率提高具有雙向互動關(guān)系，即經(jīng)濟增長促進城市化率提高。城市化率提高又反過來促進經(jīng)濟增長，城市經(jīng)濟增長的累積因果效應(yīng)也可以解釋二者之間的互動關(guān)系。研究者還就二者關(guān)系進行了大量的實證研究。周一星曾將1977年世界157個國家和地區(qū)的城鎮(zhèn)人口占比與人均國民生產(chǎn)總值進行回歸分析。研究結(jié)果顯示。各國城市化率與人均國民生產(chǎn)總值的對數(shù)成正比例關(guān)系，城市化率較高的國家，經(jīng)濟增長速度也較快，反之亦然。王金營利用世界典型國家1950—1998年數(shù)據(jù)實證分析城市化率與人均GDP之間的關(guān)系，研究結(jié)果表明，經(jīng)濟增長促進城市化率提高，城市化率提高也促進經(jīng)濟增長。對中國城市化率與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究結(jié)果表明，經(jīng)濟增長對促進城市化率提高產(chǎn)生較大的正向沖擊效應(yīng)，城市化率提高對經(jīng)濟增長的反作用不強，也有研究者得出結(jié)論：中國經(jīng)濟增長與城市化率提高間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，且兩者互為因果關(guān)系。除全國層面外，還對省域?qū)用娑叩年P(guān)系進行實證研究。王領(lǐng)對上海市的研究結(jié)論為：經(jīng)濟增長對城市化率提高的作用較強，是其格蘭杰原因，而城市化率提高對經(jīng)濟增長的作用不明顯，對湖北省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、四川省進行的實證研究也得出類似結(jié)論。對安徽省、吉林省進行實證研究得出的結(jié)論則為：城市化率提高對經(jīng)濟增長的作用極其顯著，而經(jīng)濟增長并不是城市化率提高的格蘭杰原因。由此可見，中國有些省份城市化率與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)的關(guān)系并不符合城市經(jīng)濟理論的經(jīng)典論述。遼寧省經(jīng)濟增長與城市化率之間的關(guān)系有待進行深入研究。

二、數(shù)據(jù)資料與研究方法

地區(qū)經(jīng)濟增長指標既有絕對指標和相對指標.也有總量指標和人均指標。較之于絕對指標.經(jīng)濟增長相對指標更能反映國家或地區(qū)經(jīng)濟增長速度；較之于總量指標，人均指標消除了城市人口規(guī)模對經(jīng)濟的影響，使不同等級規(guī)模城市之間的經(jīng)濟增長具有可比性。本文采用人均GDP增長率指標反映遼寧省經(jīng)濟增長。反映國家、地區(qū)城市化水平最為重要的指標是城市化率。城市化率是指城市人口占總?cè)丝诘谋戎?，對城市人口的統(tǒng)計口徑目前有城市非農(nóng)人口、城鎮(zhèn)人口和城市常住人口，介于數(shù)據(jù)的可得性，本文采用城市非農(nóng)人口，以城市非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎胤从吵鞘谢省Ｈ司鵊DP增長率和城市非農(nóng)人口占比數(shù)據(jù)均來自《遼寧統(tǒng)計年鑒2015》，時間序列長度為1978—2014年。本文采用協(xié)整模型、格蘭杰因果關(guān)系檢驗和向量自回歸模型等方法，研究遼寧省經(jīng)濟增長與城市化率之間的響應(yīng)關(guān)系，以及二者的因果關(guān)系，計量分析均由Eviews7.2完成。

三、實證分析

通過時間序列模型分析遼寧省經(jīng)濟增長與城市化率之間的相互響應(yīng)關(guān)系。時間序列模型是運用時間序列的過去值、當期值及滯后擾動項的加權(quán)建立模型，以解釋時間序列的變化規(guī)律。在時間序列的發(fā)展過程中，一個重要特征是對統(tǒng)計均衡關(guān)系做某種形式的假設(shè)，平穩(wěn)性假設(shè)就是其中之一。即一個平穩(wěn)時間序列能夠有效地用其均值、方差和自相關(guān)函數(shù)加以描述。因此，在進行時間序列建模過程中，首先要對其進行平穩(wěn)性檢驗。

（一）城市化率對經(jīng)濟增長的響應(yīng)

1.平穩(wěn)性檢驗

對時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗的方法是單位根檢驗，有ADF、DFGLS、PP、KPSS、ERS、NP等檢驗方法，前三種方法出現(xiàn)較早，實際應(yīng)用較多。本文采用ADF方法進行單位根檢驗。對人均GDP增長率PGt和城市化率UR，時間序列進行ADF檢驗。從輸出結(jié)果來看，人均GDP增長率PG，和城市化率UR，的ADF檢驗值均小于5%臨界值（如表1所示），拒絕原假設(shè)，說明原序列為平穩(wěn)時間序列，為0階單整序列，具有0階單整性，即PG₁～I（0），UR。～I（0）。

2.協(xié)整模型及檢驗

為了檢驗兩個變量UR_t和PG_t是否協(xié)整，可采用恩格爾和格蘭杰于1987年提出的兩步檢驗法。簡稱為EG檢驗。

首先，用普通最小二乘法估計同階單整序列的長期均衡關(guān)系.它們之間的協(xié)整方程可以表示為：

模型殘差的估計值可表示為：

其次，對估計殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，如果估計殘差序列是平穩(wěn)的，則兩個變量之間存在協(xié)整關(guān)系。從ADF檢驗結(jié)果來看，估計殘差序列的ADF檢驗統(tǒng)計量為-3.9154，小于顯著水平為5%的臨界值-3.5443，拒絕原假設(shè)，估計殘差序列為平穩(wěn)時間序列，表明遼寧省1978—2014年城市化率與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系。但是，模型可決系數(shù)R²僅為0.1557，調(diào)整后的可決系數(shù)都只有0.1315，擬合優(yōu)度不高，參數(shù)的顯著檢驗失去意義，參數(shù)估計雖然無偏但不再有效.可能存在異方差。同時，D.W值僅為0.1847，初步判斷估計殘差序列存在自相關(guān)，這時回歸方程估計結(jié)果不再有效、可信。在存在異方差和自相關(guān)的情況下，應(yīng)對其進行消除。

3.異方差、自相關(guān)性檢驗和消除

采用懷特檢驗法進行異方差檢驗，F(xiàn)統(tǒng)計量的P值為0.7184，觀察可決系數(shù)的相伴概率為0.7002.均大于5%，接受原假設(shè)，模型無異方差。

以拉格朗日乘數(shù)（LM）檢驗法對估計殘差序列進行檢驗，F(xiàn)統(tǒng)計量P值的相伴概率為0.0000，小于5%，拒絕原假設(shè)，說明存在自相關(guān)，由輸出結(jié)果可以判定為1階自相關(guān)。廣義差分法可以克服所有類型的序列相關(guān)問題，一階差分法是它的特例?？瓶藗?奧克特（Cochrane-Oreutt）迭代法、區(qū)間搜索法、杜賓兩步法是消除自相關(guān)常用的方法，本文采用迭代法，得出的廣義差分模型為：

經(jīng)過Cochrane-Orcutt送代法的處理后，可決系數(shù)R²提高到0.9945，模型擬合優(yōu)度大為提高?；貧w效果顯著。D.W值提高到1.1545，對新回歸方程進行LM檢驗，F(xiàn)統(tǒng)計量的相伴概率分別為0.0621，大于0.0500，在5%的顯著性水平下接受原假設(shè)，估計殘差序列不存在自相關(guān)，說明估計殘差序列的自相關(guān)性已經(jīng)被消除?；貧w方程表明，1978—2014年遼寧省城市化率與經(jīng)濟增長具有響應(yīng)關(guān)系，即經(jīng)濟增長對城市化率提高具有促進作用，人均GDP增速每提高1%，城市化率提高0.01%。

（二）經(jīng)濟增長對城市化率提高的響應(yīng)

1.協(xié)整模型及檢驗

只有估計殘差項的單位根是平穩(wěn)的，回歸方程才成立。對方程的估計殘差項進行單位根檢驗。ADF檢驗統(tǒng)計量的值為-4.0259，小于顯著性水平為1%的臨界值-2.6327，拒絕原假設(shè)，估計殘差項為平穩(wěn)序列，通過了協(xié)整檢驗，協(xié)整模型成立。但是，回歸方程的可決系數(shù)R²和調(diào)整后的可決系數(shù)都比較小，可能存在異方差，需要進行異方差檢驗。同時，D.W值為1.0620，對其是否存在自相關(guān)需要進一步檢驗。

2.異方差、自相關(guān)性檢驗和消除

采用懷特檢驗法進行異方差檢驗，F(xiàn)統(tǒng)計量的P值為0.1077，大于0.0500，拒絕原假設(shè)，說明在5%的顯著水平下協(xié)整模型不存在異方差。

以拉格朗日乘數(shù)（LM）檢驗法進行檢驗自相關(guān)檢驗，F(xiàn)統(tǒng)計量P值的相伴概率為0.0062，小于0.0500，拒絕原假設(shè)，說明協(xié)整模型在5%的顯著水平下存在自相關(guān)，由LM檢驗結(jié)果可以判定為1階自相關(guān)。采用科克倫-奧克特（Cochrane-Orcutt）迭代法消除估計殘差序列能自相關(guān)，得出的廣義差分模型為：

經(jīng)過科克倫-奧克特（Cochrane-Orcutt）迭代法的處理，協(xié)整方程的R²和調(diào)整后的R²均有所提高，D.W值提高到1.5546，對迭代法處理后的廣義差分模型進行LM檢驗，F(xiàn)統(tǒng)計量的P值為0.0714，大于0.0500，接受原假設(shè)，不存在自相關(guān).說明在5%的顯著性水平下估計殘差序列的自相關(guān)性已經(jīng)被消除。由回歸模型可知，1978—2014年遼寧省經(jīng)濟增長對城市化率提高也是有響應(yīng)的，城市化率提高對經(jīng)濟增長具有反向促進作用，城市化率每提高1%，人均GDP增長率提高0.39%。

（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

通過協(xié)整分析，遼寧省經(jīng)濟增長率與城市化率之間呈雙向互動關(guān)系，二者之間是否存在格蘭杰因果關(guān)系，即經(jīng)濟增長率（或城市化率）的前期變化能否有效解釋城市化率（或經(jīng)濟增長率）的變化，則要通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗來判斷。遼寧省經(jīng)濟增長率與城市化率的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果如表2所示。

由表3可知，在滯后4期時經(jīng)濟增長率不是城市化率格蘭杰原因的概率僅為0.07%，城市化率不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因的概率僅為0.30%.拒絕原假設(shè)，說明1978—2014年遼寧省經(jīng)濟增長對城市化率提高、城市化率提高對經(jīng)濟增長的促進作用在滯后4年時最為顯著。當滯后階數(shù)提高到6時，在5%的顯著水平下，遼寧省經(jīng)濟增長與城市化率之間仍然呈現(xiàn)格蘭杰雙向因果關(guān)系。當滯后階數(shù)提高到7時，在相同顯著水平下，經(jīng)濟增長仍然是城市化率提高的格蘭杰原因。但城市化率提高已經(jīng)不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。

（四）向量自回歸（VAR）模型

向量自回歸模型（VAR）模型往往不分析一個變量的變化對另一個變量的影響如何，而是分析模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響，這種分析方法稱為脈沖響應(yīng)函數(shù)方法。

首先，分析經(jīng)濟增長對城市化率提高的脈沖響應(yīng)。如圖1所示，對于城市化率的一個單位標準差的正沖擊，經(jīng)濟增長在第1期沒有明顯反應(yīng)，從第2—4期出現(xiàn)負增長，從第5期變?yōu)檎鲩L，即城市化率的提高對經(jīng)濟增長具有一定的促進作用，到第8期后城市化率的提高對經(jīng)濟增長幾乎沒有影響。

其次，分析城市化率對經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)。如圖2所示，對于經(jīng)濟增長的一個單位標準差的正沖擊.城市化率在第1期就有所提高。到第3期達到最高點，造成0.32%的正沖擊，此后有所下降，到第10期仍然維持0.18%的正沖擊，說明經(jīng)濟增長對城市化率提高的動態(tài)影響持續(xù)時間較長。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

第一，1978—2014年，遼寧省經(jīng)濟增長對城市化率提高是有正向促進作用的，即經(jīng)濟增長促進了城市化率提高，人均GDP增速每提高1%，城市化率提高0.01%，可見經(jīng)濟增長對城市化率提高雖有促進作用，但作用強度不大。從脈沖響應(yīng)來看，對經(jīng)濟增長的一個單位標準差正沖擊，城市化率提高明顯，且持續(xù)時間較長。目前，遼寧省經(jīng)濟增速大幅放緩，經(jīng)濟增長對城市化率提高的促進作用將隨之降低。為了保持健康、可持續(xù)的城市化進程，遼寧省應(yīng)尋求促進城市化發(fā)展的新動力。

第二，1978—2014年，遼寧省城市化率提高對經(jīng)濟增長也是有反向推動作用的，即城市化率提高對經(jīng)濟增長具有反作用，城市化率每提高1%，人均GDP增長率提高0.39%。從脈沖響應(yīng)來看，對城市化率的一個單位標準差的正沖擊，經(jīng)濟增長到第5期后才變?yōu)檎鲩L，且增長幅度不大，持續(xù)時間不長。也就是說，城市化率提高對經(jīng)濟增長雖有推動作用，但貢獻度不高，城市化不可能成為未來遼寧省經(jīng)濟發(fā)展的引擎。

第三，遼寧省經(jīng)濟增長與城市化率提高之間呈現(xiàn)雙向互動關(guān)系，互為格蘭杰原因，符合經(jīng)典城市經(jīng)濟理論的論斷。但是，目前遼寧省經(jīng)濟處在結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)型時期，經(jīng)濟增長下行壓力較大，增速大幅下滑。對城市化率提高的促進作用也將減弱。同時，遼寧省多數(shù)大中城市的城市化率較高，已經(jīng)進入后期階段，城市化率的提升趨于平緩，對經(jīng)濟增長的反作用力也極為有限。

（二）建議

第一，繼續(xù)深化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級轉(zhuǎn)型?；谝陨蠈嵶C研究，遼寧省城市化率對經(jīng)濟增長的推動作用有限，應(yīng)通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級轉(zhuǎn)型培育經(jīng)濟增長的內(nèi)生動力。應(yīng)以制造業(yè)高端化、智能化、集成化實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級，加大研發(fā)投入，提升工業(yè)產(chǎn)品的科技含量。同時，應(yīng)促進第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，大力發(fā)展戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由粗放型向集約型的轉(zhuǎn)變。

第二，推動遼寧省小城市和小城鎮(zhèn)的發(fā)展。遼寧省城市化率在全國一直處于前列，不少大中城市已進入城市化后期階段，有的城市常住人口，甚至戶籍人口出現(xiàn)下降，城市化率提高的潛力不大，而有些小城市還處于城市化初期。由于遼寧省經(jīng)濟增速的大幅下滑，對城市化率提高的促進作用將會減弱，未來應(yīng)將城市化發(fā)展的重點轉(zhuǎn)向小城市和小城鎮(zhèn)，推進特色小城市和小城鎮(zhèn)的發(fā)展，使其在大中小城市組成的城市群中發(fā)揮獨特作用，促進遼寧省城市化的可持續(xù)發(fā)展。

（責任編輯：蘭桂杰）