項本武 張鴻武，2

（1．中南財經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢430073；2．財政部 財政科學(xué)研究所，北京100142）

改革開放以來，中國經(jīng)濟增長取得了舉世矚目的成就，與此同時，中國城市化進(jìn)程也在不斷推進(jìn)，《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)顯示：中國城市化率（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)國家統(tǒng)計局統(tǒng)計公報數(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)濟高速增長的同步性引起了學(xué)者們的關(guān)注：城市化是否促進(jìn)了中國經(jīng)濟的高速增長？城市化的經(jīng)濟增長效應(yīng)究竟有多大？進(jìn)一步，城市化能否成為中長期保持中國經(jīng)濟持續(xù)增長的動力？對這些問題的回答需要我們對中國城市化與經(jīng)濟增長之間的長期和短期關(guān)系進(jìn)行深入的實證研究，從而為中國經(jīng)濟未來持續(xù)增長的路徑選擇和具體經(jīng)濟政策的實施提供支撐。

一、文獻(xiàn)回顧

經(jīng)濟理論認(rèn)為城市化的推進(jìn)有利于拉動地區(qū)經(jīng)濟增長，并從溢出效應(yīng)、規(guī)模經(jīng)濟等角度分析了城市化的經(jīng)濟增長效應(yīng)的形成機制。早在1890年，Marshall就提出城市提供企業(yè)接觸緊密的環(huán)境，帶來了本地信息溢出，從而促進(jìn)經(jīng)濟增長；進(jìn)一步，內(nèi)生增長理論進(jìn)行了更為細(xì)致的研究。Lucas認(rèn)為本地信息和知識溢出使得城市成為經(jīng)濟增長的引擎①，Romer認(rèn)為外部規(guī)模經(jīng)濟和知識溢出一起提升了私人人力資本積累的收益，從而驅(qū)動經(jīng)濟的長期增長②。而研究城市經(jīng)濟學(xué)的學(xué)者特別關(guān)注規(guī)模經(jīng)濟這一構(gòu)成城市的重要特征，進(jìn)而強調(diào)和分析了城市規(guī)模經(jīng)濟的微觀基礎(chǔ)，如溢出效應(yīng)③、本地勞動力市場的搜尋匹配④，還有學(xué)者對這些溢出效應(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，國外學(xué)者對城市化與經(jīng)濟增長的關(guān)系進(jìn)行了大量實證檢驗。Lampard對美國歷史數(shù)據(jù)的考察發(fā)現(xiàn)：城市發(fā)展與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系⑥。Berry對95個國家43個變量進(jìn)行主成分分析，以解釋城市化水平與經(jīng)濟、技術(shù)、人口和教育等因子的關(guān)系，證實了城市化與經(jīng)濟增長之間的正相關(guān)關(guān)系⑦。McCoskey ＆Kao 基于1965—1989年30個發(fā)展中國家和22個發(fā)達(dá)國家的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)所有樣本國家勞均GDP與城市化率、勞均資本存量之間存在長期協(xié)整關(guān)系⑧。Henderson 利用發(fā)展中國家的橫截面數(shù)據(jù)計算出城市化水平與對數(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39個國家1960—1990年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長與城市聚集之間呈現(xiàn)出U形變化⑩。Annez ＆ Buckley通過對1960—2000年間每十年的全球跨國數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析，發(fā)現(xiàn)各國人均GDP 和城市化率之間呈顯著的對數(shù)線性關(guān)系，表明城市化是長期中生產(chǎn)率增長的重要因素?。

近年來，眾多國內(nèi)學(xué)者對中國城市化的經(jīng)濟增長效應(yīng)也進(jìn)行了相應(yīng)研究。李金昌、程開明基于我國1978—2004年城市化率與人均GDP數(shù)據(jù)，利用格蘭杰因果檢驗、協(xié)整和誤差修正模型發(fā)現(xiàn)，城市化對長期經(jīng)濟增長具有顯著正影響，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)時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行Grange因果關(guān)系檢驗及基于狀態(tài)空間模型的彈性分析發(fā)現(xiàn)，城市化對經(jīng)濟增長具有很大的促進(jìn)作用?。沈坤榮、蔣銳則分別使用我國1978—2003年的時間序列數(shù)據(jù)和29個省份的面板數(shù)據(jù)檢驗了城市化對人均產(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)?。朱孔來等使用我國1978—2009年城市化率和人均GDP年度時間序列數(shù)據(jù)，運用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析了城市化進(jìn)程與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)影響，而他們使用我國2000—2009年31個省的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行的協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)，我國城市化進(jìn)程與經(jīng)濟發(fā)展水平之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系?。

綜上可見，無論是理論上，還是國內(nèi)外進(jìn)行的大量實證研究中，都表明城市化的確存在經(jīng)濟增長效應(yīng)。但目前國內(nèi)外的大部分實證研究存在兩個缺陷：一是僅對城市化率與經(jīng)濟增長兩者之間進(jìn)行相關(guān)分析或回歸檢驗，這種用單一的城市化率來解釋經(jīng)濟增長的計量方法，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)濟增長效應(yīng)的具體數(shù)值；二是大部分研究主要使用的是時間序列數(shù)據(jù)或橫截面數(shù)據(jù)，較少使用面板數(shù)據(jù)展開研究，從而未能充分利用橫截面和時間序列的二維信息。

有鑒于此，論文從經(jīng)濟增長理論出發(fā)，使用1995—2010年中國各?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)，以下簡稱為?。嶋H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)，通過區(qū)域總量生產(chǎn)函數(shù)，實證分析城市化的經(jīng)濟增長效應(yīng)；特別的，考慮到城市經(jīng)濟理論中強調(diào)城市化是通過溢出效應(yīng)和規(guī)模經(jīng)濟等機制影響全要素生產(chǎn)率從而影響經(jīng)濟增長，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)，從而具有較強的建模理論基礎(chǔ)。在計量方法上，論文運用面板數(shù)據(jù)協(xié)整模型來考察城市化與經(jīng)濟增長之間的長期均衡，以此揭示城市化的長期經(jīng)濟增長效應(yīng)；進(jìn)一步，基于長期均衡所派生的面板誤差修正（PVECM）模型，研究城市化與經(jīng)濟增長的短期動態(tài)調(diào)整效應(yīng)。

二、模型設(shè)定與估計

（一）面板協(xié)整模型設(shè)定

為分析城市化對經(jīng)濟增長的影響，我們使用包含人力資本的Cobb－Douglas生產(chǎn)函數(shù)來刻畫中國省際生產(chǎn)行為，其一般形式為：

式（1）中i為截面單元，t為時間，Y、K、H分別表示實際產(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，從而帶來本地信息溢出；同時，經(jīng)濟活動向城市地區(qū)集中所產(chǎn)生的集聚效應(yīng)，會帶來較高的規(guī)模收益，尤其是來自信息與知識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)動經(jīng)濟長期的內(nèi)生增長。因此，為考察城市化對全要素生產(chǎn)率從而對區(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），兩邊取對數(shù)后并加入誤差項εit，整理得到實證計量模型：

其中β1、β2 分別測度物質(zhì)資本和人力資本的產(chǎn)出彈性，β3 測度城市化對實際產(chǎn)出的平均增長效應(yīng)。需要特別說明的是，經(jīng)濟理論認(rèn)為城市化通過溢出效應(yīng)和規(guī)模經(jīng)濟等機制影響生產(chǎn)率從而驅(qū)動經(jīng)濟的增長，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)濟的快速增長，人口和經(jīng)濟活動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)并日益擴大，使得城市化成為經(jīng)濟增長的必然結(jié)果，因而式（3）的估計會產(chǎn)生內(nèi)生性問題，但從中國城市化過程的具體特征來看，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)濟活動在地理空間上的自由聚集，部分切斷了經(jīng)濟增長帶動城市化率提高的鏈條，一定程度上避免了內(nèi)生性問題，因而我們?nèi)匀徊捎檬剑?）進(jìn)行實證分析。

若式（3）通過面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗，則意味著各變量之間存在面板協(xié)整關(guān)系；進(jìn)一步，為了檢驗城市化對實際產(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)，它反映城市化與實際產(chǎn)出的長期穩(wěn)定（協(xié)整）關(guān)系對實際產(chǎn)出的短期變化所產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應(yīng)。當(dāng)λ＜0，表示長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系對短期實際產(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)系偏離長期均衡時，會逐步調(diào)整到均衡狀態(tài)，而從面板協(xié)整和均衡角度來看，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)系對短期實際產(chǎn)出具有促進(jìn)作用，預(yù)計實證分析中λ符號為負(fù)。

（二）面板協(xié)整模型的估計方法

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

1．面板單位根檢驗方法

考慮面板數(shù)據(jù)的AR（1）過程：

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)影響和時間，N表示截面單元數(shù)，T表示觀測時期數(shù)，參數(shù)ρi為自回歸系數(shù)，隨機誤差項uit滿足獨立同分布假設(shè)。若｜ρi｜＜1，則對應(yīng)的序列yi為平穩(wěn)序列；若｜ρi｜≥1，則對應(yīng)的序列yi為非平穩(wěn)序列。根據(jù)對式（5）中參數(shù)ρi的不同限制，可以將面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗方法分為兩大類：一類為相同根情形下的單位根檢驗，另一類為不同根情形下的單位根檢驗。與大多數(shù)研究相同，論文分別采用第一類檢驗方法中的LLC檢驗和第二類檢驗方法中的Fisher－ADF檢驗進(jìn)行單位根檢驗，兩種檢驗方法的基本原理分別如下：

LLC檢驗采用ADF 檢驗形式，即考慮式（6）所示模型：

其中α＝ρ－1，pi為第i個截面的滯后階數(shù)，在該模型中允許其跨截面變化。LLC 檢驗的原假設(shè)為面板數(shù)據(jù)中的各截面序列具有一個相同單位根，備擇假設(shè)為各截面序列均沒有單位根，即H0：α＝0，H1：α＜0。雖然LLC檢驗仍采用ADF檢驗式形式，但其并沒有直接使用Δyit和yit－1對參數(shù)α進(jìn)行估計，而是使用Δyit和yit－1的代理變量去估計參數(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）中對應(yīng)于對第i個截面的ADF檢驗式的估計標(biāo)準(zhǔn)差。

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

而Fisher－ADF檢驗通過結(jié)合不同截面單位根檢驗的p值，構(gòu)造ADF－Choi Z 統(tǒng)計量，來檢驗面板數(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)單位根檢驗的p值。

2．面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗方法

對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗，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?；另一種是基于協(xié)整秩檢驗，類似于Johansen的協(xié)整秩檢驗，如Groen＆Kleibergen檢驗?。論文使用Pedroni提出的檢驗方法來進(jìn)行?。

Pedroni的協(xié)整檢驗方法利用下列協(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：第一類檢驗基于聯(lián)合組內(nèi)尺度檢驗，包括四種統(tǒng)計方法：Panelν統(tǒng)計量、Panelρ統(tǒng)計量、Panelpp統(tǒng)計量、Panel ADF統(tǒng)計量。這些統(tǒng)計量包含了不同變量的自回歸系數(shù)對估計的殘差的單位根檢驗。第二類檢驗基于組間尺度檢驗，包括三種統(tǒng)計方法：Groupρ統(tǒng)計量、Grouppp統(tǒng)計量和Group ADF統(tǒng)計量。這些統(tǒng)計量基于每個向量個體估計系數(shù)的簡單平均。檢驗過程中不僅允許不同截面單位存在不同固定效應(yīng)和短期動態(tài)效應(yīng)，而且允許存在不同的長期協(xié)整系數(shù)；同時，Pedroni的研究表明，每一個標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計量漸進(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?。實證分析中，要拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”這個原假設(shè)，所計算出的各個統(tǒng)計量的絕對值必須大于Pedroni中的列示的近似臨界判別值。論文實證分析中，我們將綜合七個統(tǒng)計量綜合判別協(xié)整關(guān)系的存在與否。

三、實證分析

（一）樣本與數(shù)據(jù)

城市化始終貫穿于經(jīng)濟發(fā)展的全過程，無論是改革開放前還是改革開放后，伴隨經(jīng)濟的增長，我國的城市化水平都在不斷提高。理論上研究的時間緯度越長，尤其是分析中國改革開放前后城市化與經(jīng)濟增長之間關(guān)系，對于分析不同經(jīng)濟體制下城市化與經(jīng)濟增長之間不同關(guān)系會有較大意義。而論文使用的樣本為1995—2010年中國29個省的面板數(shù)據(jù)，沒有包含西藏自治區(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)一計算。之所以選擇1995年為樣本起點，一方面是因為在1995年，我國開始開展小城鎮(zhèn)改革，農(nóng)村人口向城市流動的約束開始有所弱化，中國的城市化進(jìn)程開始進(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于經(jīng)濟增長的重要意義，從而為政府制定合適的城市化推進(jìn)目標(biāo)、保持經(jīng)濟的快速增長提供政策參考。主要變量及數(shù)據(jù)來源如下：

實際產(chǎn)出（Y）：利用各省1952年的名義GDP及以后各年GDP 指數(shù)計算得到以1952年為基期的實際GDP（單位：億元），數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》及相關(guān)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》。

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)《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料（1952—2004）》提供的全國和分省的固定資本形成價格指數(shù)進(jìn)行平減，對于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)，其計算方式為：（城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出／城鎮(zhèn)居民消費性支出＋農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出／農(nóng)村居民消費性支出）／2＋衛(wèi)生人員數(shù)／總?cè)丝?。原始?shù)據(jù)分別來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國教育統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、《中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》。利用計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)計口徑的一致性，我們使用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋頊y度各省城市化水平，各省市的城鎮(zhèn)人口和總?cè)丝跀?shù)來源于相關(guān)年份《中國城市統(tǒng)計年鑒》、《中國經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》及《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》。

（二）面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果

如前所述，采用LLC 檢驗及Fisher－ADF 檢驗對相關(guān)變量進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果見表1。

表1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

兩類檢驗的原假設(shè)均為存在單位根，從檢驗結(jié)果的p值來看，LnY、LnK、LnH、URB四個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，我們得出這四個變量均為I（1）過程的結(jié)論，可以進(jìn)行下一步的協(xié)整分析。

（三）面板協(xié)整檢驗結(jié)果

在面板單位根檢驗的基礎(chǔ)上，我們進(jìn)一步對LnY、LnK、LnH、URB四個變量進(jìn)行協(xié)整檢驗。檢驗采用Pedroni的方法，以回歸殘差為基礎(chǔ)構(gòu)造出7個統(tǒng)計量，其中除Panelν統(tǒng)計量為右尾檢驗之外，其余的統(tǒng)計量均為左尾檢驗。7個統(tǒng)計量的原假設(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，對大樣本來說，所有的7個統(tǒng)計量的檢驗效力都很好并且很穩(wěn)定，但是對于小樣本來說，Group ADF 統(tǒng)計量是最有效力的，接下來是Panel ADF、Grouppp、Panelpp等統(tǒng)計量，由于本文研究的是小樣本數(shù)據(jù)，因此主要考察這四個統(tǒng)計量，具體結(jié)果見表2。

表2 面板協(xié)整檢驗結(jié)果

從協(xié)整檢驗結(jié)果來看，7個統(tǒng)計量中Group ADF、Panel ADF、Grouppp、Panelpp等4個統(tǒng)計量在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四個變量存在協(xié)整關(guān)系的結(jié)論。

因而我們估計四變量的生產(chǎn)函數(shù)協(xié)整方程（括號中為相應(yīng)的t值）如下：

從回歸系數(shù)的t值來看，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實際產(chǎn)出具有顯著的影響?；谑‰H面板數(shù)據(jù)實證結(jié)果顯示，從長期來看，中國資本產(chǎn)出彈性為0．58，表明物質(zhì)資本每增加1%，則實際產(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，這與中國經(jīng)濟增長的投資依賴的典型特征相吻合。而就城市化對經(jīng)濟增長的影響來看，式（13）的實證結(jié)果表明，中國的城市化對經(jīng)濟增長具有顯著的正影響，從具體數(shù)值上來看，中國城市化率每提高1個百分點，則實際產(chǎn)出平均增加2．33個百分點。顯然，城市化率的提高對實際產(chǎn)出的增長具有較大的影響，而中國城市化進(jìn)程的推進(jìn)對長期經(jīng)濟增長具有顯著的促進(jìn)作用。

（四）面板誤差修正模型（PVECM）的估計結(jié)果

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

從回歸結(jié)果來看，誤差調(diào)節(jié)系數(shù)λ＝－0．0026＜0，其符號與預(yù)期估計符號一致，且其值顯著成立（t＝－2．5121），反映變量之間的均衡關(guān)系偏離長期均衡狀態(tài)時，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：我國生產(chǎn)函數(shù)的長期穩(wěn)定（協(xié)整）關(guān)系，對短期的波動具有顯著的抑制調(diào)節(jié)作用；所有作為解釋變量的差分項的系數(shù)反映各變量的短期波動對作為被解釋變量的短期變化的影響，而滯后一期的實際產(chǎn)出波動、滯后一期的物質(zhì)資本波動、滯后二期的城市化率波動對短期實際產(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，城市化對短期經(jīng)濟增長具有顯著的促進(jìn)作用，但其影響是滯后的。

四、結(jié)論與政策建議

國內(nèi)現(xiàn)有分析城市化與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的實證研究中，大多數(shù)僅包含城市化和經(jīng)濟增長代理變量這兩個變量。與此不同的是，論文從經(jīng)濟增長理論出發(fā)，通過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，從而在較強建模理論基礎(chǔ)上使用區(qū)域總量生產(chǎn)函數(shù)來實證分析城市化的經(jīng)濟增長效應(yīng)。實證估計中，與現(xiàn)有多數(shù)研究使用時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析相異，論文使用1995－2010年中國各省實際產(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，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。綜合來看，我們可以得到以下幾點：

1．長期中，中國的城市化對經(jīng)濟增長具有顯著的拉動作用。實證分析中，在面板數(shù)據(jù)單位根檢驗的基礎(chǔ)上，面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗表明，城市化水平、物質(zhì)資本、人力資本與實際產(chǎn)出之間存在長期協(xié)整關(guān)系。估計的參數(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，也與目前中國經(jīng)濟增長實際情況中投資依賴的典型事實相吻合，這從另一側(cè)面表明我們設(shè)定的模型及其估計結(jié)果是較為合理的。論文的研究表明，就分析的區(qū)間而言，中國經(jīng)濟的高速增長離不開城市化水平快速提高所做出的重要貢獻(xiàn)。從長期來看，中國城市化率每提高1個百分點，平均而言，實際產(chǎn)出可以增加2．33個百分點，可見，中國城市化水平的提高對中國經(jīng)濟的長期增長具有顯著的促進(jìn)作用。

2．在短期，我國生產(chǎn)函數(shù)的長期穩(wěn)定（協(xié)整）關(guān)系，對短期的波動具有顯著的抑制調(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、人力資本與實際產(chǎn)出之間的均衡關(guān)系偏離長期均衡狀態(tài)時，會以λ的速度調(diào)整到均衡狀態(tài)，這也表明，我國生產(chǎn)函數(shù)的長期穩(wěn)定關(guān)系對短期的波動具有顯著的抑制調(diào)節(jié)作用。從系數(shù)顯著成立的變量來看，滯后二期的中國的城市化水平變動與滯后一期的實際產(chǎn)出變動、滯后一期的物質(zhì)資本變動對實際產(chǎn)出變動存在顯著的短期影響。從影響的動態(tài)特征來看，滯后一期的實際產(chǎn)出變動對當(dāng)期實際產(chǎn)出變動存在影響表明經(jīng)濟增長存在一定的慣性，同時，短期而言，城市化對短期經(jīng)濟增長具有顯著的促進(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．中國城市化水平提高的增長效應(yīng)比較分析。由此，我們可知：中國城市化水平的提高不論在長期還是在短期對中國實際經(jīng)濟增長具有重要的拉動作用。從增長效應(yīng)的具體數(shù)值來看，本文研究結(jié)論與已有國內(nèi)研究結(jié)果相比存在較大差異，李金昌、程開明基于城市化率與人均GDP 時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗并建立誤差修正模型發(fā)現(xiàn)，長期協(xié)整回歸方程中的系數(shù)0．71，表明城市化率每提高1個百分點，可以帶動長期人均實際產(chǎn)出增長1／0．71＝1．41個百分點，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)時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行Grange因果關(guān)系檢驗及基于狀態(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、蔣銳基于我國人均產(chǎn)出與城市化率兩變量的時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百分點，則人均產(chǎn)出增長7．6%；朱孔來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百分點，可以維持7．1%的經(jīng)濟增長。我們的研究中得出城市化水平每提高1個百分點，實際產(chǎn)出平均增加2．33個百分點。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等外均使用全國總體人均GDP作為因變量，相對而言，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、程開明外，均沒有對短期效應(yīng)進(jìn)行檢驗，同樣由于模型設(shè)定問題，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)濟意義和政策建議上來看，首先，數(shù)據(jù)表明，我國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)論來看，無論是短期還是長期，城市化對于中國經(jīng)濟增長都具有顯著的拉動作用，從而積極推進(jìn)城市化，就成為促進(jìn)我國經(jīng)濟持續(xù)增長的戰(zhàn)略選擇，因而，為支持中國經(jīng)濟的長期快速增長，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，從我國城市化進(jìn)程的推進(jìn)路徑上來看，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)能過剩，若延續(xù)過去的城市化推進(jìn)方式，即使可以推動中國經(jīng)濟前行，也可能加劇經(jīng)濟失衡現(xiàn)象，考慮到城市化影響經(jīng)濟增長的主要渠道是通過溢出效應(yīng)和規(guī)模經(jīng)濟等對全要素生產(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)濟領(lǐng)域、尤其是公共投資領(lǐng)域轉(zhuǎn)為更多的提供社會服務(wù)，通過為微觀經(jīng)濟主體提供有利于產(chǎn)生溢出效應(yīng)和規(guī)模經(jīng)濟的外部環(huán)境，帶來經(jīng)濟活動的聚集效應(yīng)，帶動生產(chǎn)技術(shù)水平的提高，從而在長期內(nèi)能對我國經(jīng)濟的可持續(xù)增長提供巨大的動力，并且有助于我國跨越中等收入陷阱。再次，從短期來看，在目前內(nèi)需不足的背景下，城市化可成為當(dāng)前擴大內(nèi)需的最大潛力。城市化進(jìn)程的推進(jìn)，可通過帶動基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投資及第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而形成擴大內(nèi)需的重要途徑，為區(qū)域經(jīng)濟增長，尤其是城市化水平較低的省域的經(jīng)濟增長提供源源不斷的動力。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。而對于我國來說，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)前國情，我國城市化的推進(jìn)不僅也需要工業(yè)化協(xié)調(diào)發(fā)展，同時也需要農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調(diào)發(fā)展，實現(xiàn)“三化”并進(jìn)。

從下一步研究方向來看，本文僅從實證的角度分析了20世紀(jì)90年代中期以來，中國城市化對經(jīng)濟增長的具體影響。實際上，城市化始終貫穿于經(jīng)濟發(fā)展的全過程，而我國無論是改革開放前還是改革開放后，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城市化與經(jīng)濟增長之間的長期均衡和短期動態(tài)關(guān)系，從而將制度因素納入到分析框架中，進(jìn)而說明不同經(jīng)濟體制下城市化對經(jīng)濟增長影響的差異性，豐富現(xiàn)有研究結(jié)論和經(jīng)濟理論。此外，現(xiàn)實情況表明，城市化也是經(jīng)濟發(fā)展的結(jié)果和體現(xiàn)，而這會導(dǎo)致研究中常常采用的計量經(jīng)濟模型中出現(xiàn)變量的內(nèi)生性問題，并對估計結(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)濟增長之間的經(jīng)濟關(guān)系。

注釋

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

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