李新光，胡日東，張永起

（1.華僑大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，福建 泉州362021；2.武夷學(xué)院 商學(xué)院，福建 南平354300）

一、問(wèn)題提出

2014年3月16日公布了《國(guó)家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃》，其中明確提出走中國(guó)特色新型城鎮(zhèn)化道路、全面提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量的戰(zhàn)略規(guī)劃。自改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)城鎮(zhèn)化率由1978年的17.92%提高至2013年的53.73%，30多年時(shí)間里提高35.78%。但仍低于發(fā)達(dá)國(guó)家的城市化水準(zhǔn)，《2000年世界發(fā)展指標(biāo)》顯示，倫敦早在1998年城市人口比重為89%，美國(guó)和加拿大為77%，日本為79%。為了加快城鎮(zhèn)化的發(fā)展速度，以李克強(qiáng)總理為代表的新一屆政府領(lǐng)導(dǎo)班子將新型城鎮(zhèn)化上升到國(guó)家戰(zhàn)略高度，這意味著城鎮(zhèn)化將成為中國(guó)未來(lái)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要推手。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者高度關(guān)注經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化之間關(guān)系的研究，但是多數(shù)文獻(xiàn)主要針對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和城鎮(zhèn)化、金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化關(guān)系進(jìn)行研究。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系可分為三種情況：第一種觀(guān)點(diǎn)認(rèn)為城市化促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Bertinelli and Strobl，2003［1］;徐小欽，2013［2］;陳可嘉，2013［3］;相征，2013［4］）;第二種觀(guān)點(diǎn)認(rèn)為二者是相互促進(jìn)的關(guān)系（Dhakal et al，2010［5］;孫文瑞，2011［6］;程開(kāi)明，2007［7］）；第三種觀(guān)點(diǎn)則認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)城鎮(zhèn)化的發(fā)展，但是城鎮(zhèn)化不一定促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Ronald L.Moomaw，1996［8］;李金昌，程開(kāi)明，2006［9］；黃婷，2014［10］；王領(lǐng)，2011［11］）。此外，經(jīng)典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論也并未將城市化作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)要素，即城市化并不會(huì)直接作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，因而本文認(rèn)同第三種觀(guān)點(diǎn)。

眾所周知，城鎮(zhèn)化的發(fā)展需要大量資金來(lái)支持（楊志勇，2012［12］），依賴(lài)發(fā)展經(jīng)濟(jì)促進(jìn)城鎮(zhèn)化不能回避城鎮(zhèn)化的資金來(lái)源問(wèn)題。在土地財(cái)政已經(jīng)走到盡頭，不能總靠賣(mài)地來(lái)建設(shè)（厲以寧，2011［13］）的情形下，金融市場(chǎng)融資成為重要選項(xiàng)之一。因而，有關(guān)城鎮(zhèn)化和金融發(fā)展關(guān)系問(wèn)題引起了廣泛的關(guān)注，并取得了一定的成果。如探討了阿拉伯酋長(zhǎng)國(guó)區(qū)域在城市化進(jìn)程中房地產(chǎn)市場(chǎng)的地位，強(qiáng)調(diào)該區(qū)域金融市場(chǎng)的發(fā)展（Buckley Michelle et al，2014［14］）;提出“城市金融”概念，專(zhuān)門(mén)探討一個(gè)城市如何去融資以滿(mǎn)足為城市提供各種服務(wù)的需求（Sharif Saqib，2014［15］）；較多文獻(xiàn)研究城鎮(zhèn)化的金融支持問(wèn)題（呂可，趙楊，2013［16］；田東林，2013［17］），倡議構(gòu)建與之相適應(yīng)的多元融資體系的迫切性（袁曉初，2013［18］）

綜上，既有文獻(xiàn)主要針對(duì)城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、金融發(fā)展兩兩關(guān)系進(jìn)行研究，將三者結(jié)合進(jìn)行定量研究的文獻(xiàn)不多（蒙蔭莉，2003［19］），而以金融發(fā)展水平作為門(mén)檻變量視角的文獻(xiàn)更少。少量文獻(xiàn)將樣本分成兩部分，把金融發(fā)展作為交叉項(xiàng)引入經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)推動(dòng)城市化的回歸中，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展具有門(mén)檻的特性，抑制了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化的推動(dòng)作用（武洪玲，2012［20］）。在研究方法上，主要采用VAR（王領(lǐng)，2011［11］；黃婷，2014［10］）、協(xié)整（李金昌等，2006［9］）、granger因果檢驗(yàn)（李金昌等，2006［9］；蒙蔭莉，2003［19］）方法探討經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城鎮(zhèn)化的作用，較少應(yīng)用非線(xiàn)性技術(shù)去研究。本文在前人研究基礎(chǔ)上，在研究視角和研究方法上作了新思考，選取金融發(fā)展作為門(mén)檻變量，采用非線(xiàn)性平滑轉(zhuǎn)移（STR）技術(shù)，重新審視中國(guó)自改革開(kāi)放以來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化的效應(yīng)，以觀(guān)察其是否存在門(mén)檻特征？導(dǎo)致這種門(mén)檻效應(yīng)的原因是什么？一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的金融發(fā)展是否會(huì)改變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)推進(jìn)城市化路徑軌跡？這些問(wèn)題的回答對(duì)當(dāng)前建設(shè)新型、高質(zhì)量的城市化具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義，為中國(guó)新型城市化的路徑選擇和制定具體金融支持政策提供參考。

二、理論框架與模型簡(jiǎn)述

（一）理論分析

有關(guān)城市化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系可以從發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)中的城鄉(xiāng)人口遷移模型尋找依據(jù)，發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)（如Williamson，1988［21］）提出兩個(gè)方面的解釋?zhuān)阂环矫?，因?yàn)槿丝诘母咚僭鲩L(zhǎng)引致農(nóng)村土地的相對(duì)稀缺，使得一部分勞動(dòng)力轉(zhuǎn)向城市；另一方面，城市經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)亦會(huì)將農(nóng)村勞動(dòng)力吸引過(guò)來(lái)。我國(guó)學(xué)者周一星（1982）分析了1977年157個(gè)國(guó)家和地區(qū)的相關(guān)資料，得出二者存在半對(duì)數(shù)線(xiàn)性關(guān)系［22］；梁進(jìn)社（1999）對(duì)周一星的模型進(jìn)行了推導(dǎo)，進(jìn)一步明確了城市化與國(guó)民生產(chǎn)總值之間的關(guān)系［23］。城市化、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融支持三者的關(guān)系見(jiàn)圖1。

圖1 金融支持、城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用關(guān)系

圖1反映的是，隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，為了實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)要素的最優(yōu)配置，必然會(huì)出現(xiàn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向城市轉(zhuǎn)移現(xiàn)象，從而推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。因?yàn)槌鞘袆趧?dòng)力的大量增加主要來(lái)自農(nóng)村，無(wú)形中就帶動(dòng)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，促進(jìn)了城市化水平的提高。同時(shí)，隨著城市人口的增加，必然推動(dòng)城市規(guī)模的擴(kuò)張，緊隨而來(lái)的是城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，固定資產(chǎn)投資的增加，新興產(chǎn)業(yè)的投資，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型與擴(kuò)張；隨著農(nóng)村勞動(dòng)力的進(jìn)入，亦會(huì)伴隨著自身工作技能的提升從而推動(dòng)人力資本的提高，進(jìn)而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)城鎮(zhèn)化的過(guò)程中，城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、產(chǎn)業(yè)與勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移都將需要大量資金，在傳統(tǒng)的融資方式①不能滿(mǎn)足需求的情況下，金融市場(chǎng)對(duì)城鎮(zhèn)化的支持效應(yīng)引起重視。金融市場(chǎng)和金融中介在城市化的推進(jìn)中至少起到兩方面的作用：儲(chǔ)蓄動(dòng)員功能和資本配置功能。如果金融發(fā)展未跟進(jìn)，金融瓶頸必然會(huì)束縛經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化的效應(yīng)。為此，提出如下命題，在后續(xù)分析中，將對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)。

命題：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化的效應(yīng)將受到金融發(fā)展水平影響。

（二）模型簡(jiǎn)述與構(gòu)建

平滑轉(zhuǎn)換回歸模型（STR）是一個(gè)非線(xiàn)性模型，它是匡特（Quandt，1958［24］）提出轉(zhuǎn)換回歸模型的拓展。標(biāo)準(zhǔn)的STR模型描繪如下：

Zt=（w′t，x′t）’是解釋變量向量，w′t=（1，yt-1，…，yt-p）與xt=（x1t，…，xkt）′是外生變量，?=(?0,?1,…?m)′和θ=(θ0,θ1,…θm)′是（m+1）*1階矩陣向量，ut～iid(0,σ2)。G（γ，c，st）是轉(zhuǎn)換函數(shù)，γ為斜率參數(shù)，c=（c1，…，ck）′為定位參數(shù)向量。在本文中，yt為城市化水平urbant，xt是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（gdpt），轉(zhuǎn)換變量是金融相關(guān)率（FRt）。

隨著G（γ，c，st）函數(shù)的不同，STR模型呈現(xiàn)不同的形式（Granger，Terasvirta，1993）［25］：

（2）式被稱(chēng)為logistic STR（LSTR1），此時(shí)G（γ，c，st）為單調(diào)遞增函數(shù)。同時(shí)，還可以假定G（γ，c，st）為非單調(diào)類(lèi)的轉(zhuǎn)換函數(shù)，比如：

此時(shí)轉(zhuǎn)換函數(shù)G（γ，c，st）為非單調(diào)性，關(guān)于（c1+c2）/2點(diǎn)對(duì)稱(chēng)，當(dāng)st→±∞時(shí)，有G→1；對(duì)一切c1≤st≤c2，當(dāng)γ→∞時(shí)，有G→0。稱(chēng)（3）式為L(zhǎng)STR2模型。

如果轉(zhuǎn)換函數(shù)G（γ，c，st）為偶函數(shù)，且有如下形式：

稱(chēng)（4）式為指數(shù)STR（ESTR）。

究竟是采用何種模型，Terasvirta（1994）［26］提出一種既可以檢驗(yàn)非線(xiàn)性又可以判斷具體模型類(lèi)型的解決思路。其思想是通過(guò)對(duì)轉(zhuǎn)換函數(shù)G在γ＝0處進(jìn)行一階泰勒級(jí)數(shù)展開(kāi)，然后將其代回（1），可得到如下輔助回歸方程：

R3（γ，c，st）為泰勒級(jí)數(shù)展開(kāi)式余項(xiàng)。在進(jìn)行非線(xiàn)性檢驗(yàn)時(shí)，首先對(duì)方程（5）設(shè)定原假設(shè)：β1=β2=β3=0（線(xiàn)性），若拒絕原假設(shè)，則認(rèn)為存在非線(xiàn)性。在零假設(shè)成立的條件下，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量服從自由度為3m的χ2分布，但是在小樣本情況下χ2分布統(tǒng)計(jì)量會(huì)受到非常嚴(yán)重扭曲。Terasvirta（1994）［26］建議使用F統(tǒng)計(jì)量來(lái)替代，在零假設(shè)成立條件下大致服從自由度為3m和T-4m-1的漸進(jìn)F分布，然后再確定轉(zhuǎn)換函數(shù)G為L(zhǎng)STR1（k=1）或LSTR2（k=2）（包括ESTR）形式。具體函數(shù)形式的選擇取決于如下短期序貫檢驗(yàn)：

H04:β3=0

H03:β2=0|β3=0

H02:β1=0|β2=β3=0

如果H03檢驗(yàn)的P值可以強(qiáng)烈拒絕零假設(shè)，則選擇LSTR2或ESTR模型，否則就選擇LSTR1模型。

三、STR模型實(shí)證過(guò)程

（一）變量選取與數(shù)據(jù)處理

（1）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP）：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）常被用來(lái)衡量國(guó)家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的較好選擇。為了使GDP數(shù)據(jù)和其他指標(biāo)量度匹配，同時(shí)降低異方差，對(duì)其取對(duì)數(shù)記為lngdp。

（2）城市化水平（Urban）：按照大多數(shù)文獻(xiàn)的做法和思想，以年底城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎兀?）表示的城鎮(zhèn)化率可以體現(xiàn)人口向城鎮(zhèn)的聚集程度，本文將采用此指標(biāo)。

（3）金融發(fā)展水平（FR）：根據(jù)Goldsmith（1996）［27］的思想，以金融相關(guān)率來(lái)金融發(fā)展水平。由于中國(guó)當(dāng)前金融體系中占據(jù)主要地位的仍然是以銀行為主的金融中介體系，所以計(jì)算金融相關(guān)比率的時(shí)候主要考慮金融機(jī)構(gòu)存貸款數(shù)據(jù)，這樣的計(jì)算具有一定的合理性。

金融相關(guān)比率FR＝（金融機(jī)構(gòu)存款余額+金融機(jī)構(gòu)貸款余額）/GDP

實(shí)證分析中所用數(shù)據(jù)選取范圍為1978-2013年②，各指標(biāo)數(shù)據(jù)均化為以1978年為基準(zhǔn)的不變價(jià)。數(shù)據(jù)來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)，《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（二）變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

通常來(lái)說(shuō)，為了避免時(shí)間序列建模出現(xiàn)的“偽回歸”現(xiàn)象，一般要求序列是平穩(wěn)的，否則不能直接用來(lái)進(jìn)行回歸分析。

從ADF檢驗(yàn)結(jié)果（表1）來(lái)看，Urban變量是I（1）階單整；lngdp變量為I（0）。所以，后續(xù)建模過(guò)程中將對(duì)Urban進(jìn)行一階差分，采用durban和lngdp進(jìn)行實(shí)證。

表1 各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

（三）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

在正確設(shè)定模型之前最好能先明確變量之間的相互決定關(guān)系，所以在進(jìn)行建模前，首先對(duì)它們進(jìn)行g(shù)ranger因果關(guān)系檢驗(yàn)，由Granger檢驗(yàn)對(duì)滯后項(xiàng)比較敏感，為了結(jié)果的準(zhǔn)確性，我們嘗試多階滯后，以觀(guān)察它們之間相互關(guān)系的變化（見(jiàn)表2）。

表2 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

Grganger因果檢驗(yàn)結(jié)果表明：在各階滯后情況下，城市化率變化都沒(méi)有構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的granger原因；在滯后1和滯后7階情況下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)構(gòu)成了城市化率變化的granger原因。所以城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在短期來(lái)看，只存在一個(gè)單向因果關(guān)系，本文將正是在這種結(jié)果的引導(dǎo)下分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)如何影響城市化率變化。

（四）STR模型的估計(jì)過(guò)程

1.確定模型自回歸滯后階數(shù)

設(shè)定STR模型時(shí)，第一步要確定模型所包含的解釋變量及其滯后階數(shù)。本文重點(diǎn)考慮經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化率的影響，需要同時(shí)考慮dlngdp、durban的滯后階數(shù)，確定規(guī)則參照Sensier和Osborn（2002）的方法。先根據(jù)VAR模型檢定，發(fā)現(xiàn)滯后3階為最佳。Durban滯后階數(shù)可以由-1到-3，lngdp可以由0到-3，總共有12種組合，最后根據(jù)回歸顯著性、AIC、SBC、樣本容量等因素綜合衡量來(lái)確定最終滯后階數(shù)。依據(jù)上述思想，確定自回歸部分durban、lngdp滯后階數(shù)組合為（2，3）。

2.非線(xiàn)性檢驗(yàn)和STR模型識(shí)別

按照前述H04、H03、H02循環(huán)檢驗(yàn)規(guī)則來(lái)決定轉(zhuǎn)換函數(shù)的類(lèi)型。由于本文將從金融支持角度來(lái)分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響城市化的非線(xiàn)性關(guān)系：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化作用路徑是否依賴(lài)于金融發(fā)展程度？為此，我們選擇金融相關(guān)率指標(biāo)（FR）作為轉(zhuǎn)換變量。

從檢驗(yàn)結(jié)果可知③（表3），F(xiàn)3的伴隨概率比F4、F2都大，因而確定轉(zhuǎn)換函數(shù)的形式為L(zhǎng)STR1，即：

其中，St為轉(zhuǎn)換變量；為st的樣本標(biāo)準(zhǔn)差；γ為斜率系數(shù)，是反映轉(zhuǎn)換函數(shù)在（0，1）之間轉(zhuǎn)換速度的參數(shù)；位置參數(shù)c是確定狀態(tài)轉(zhuǎn)變的門(mén)檻值。

表3 線(xiàn)性假設(shè)檢驗(yàn)及轉(zhuǎn)換函數(shù)形式的選擇結(jié)果

3.模型的估計(jì)結(jié)果

由于初值對(duì)LSTR1模型參數(shù)估計(jì)至關(guān)重要，本文對(duì)初值的確定主要采用BFGS迭代算法④。γ和c的區(qū)間分別設(shè)定為［0.5，10］、［0.85，2.98］，步長(zhǎng)均為0.01⑤，γ與c的初始估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 平滑參數(shù)與位置參數(shù)的初始估計(jì)結(jié)果

根據(jù)Terasvirta（2004）的觀(guān)點(diǎn)，在估計(jì)該兩個(gè)參數(shù)時(shí)還須注意其初始值是否落在構(gòu)造的區(qū)間內(nèi)，如果落在區(qū)間外，則非線(xiàn)性?xún)?yōu)化初始值不合適；否則，可認(rèn)為是合適的。據(jù)此，可認(rèn)為本文估計(jì)的初始值可作為進(jìn)一步優(yōu)化的初始值。將γ和c的初始值代入方程（1）和（2），運(yùn)用遞歸的Newton-raphson迭代方法求解似然函數(shù)最大值，從而可以估計(jì)出模型的參數(shù)。Hendry（2005）提出如果有系數(shù)不顯著則進(jìn)行刪除，直至所有系數(shù)全部顯著為止。因此，經(jīng)過(guò)多次嘗試，最終得到結(jié)果（如表5）。

表5 LSTR1模型的估計(jì)結(jié)果

至此，可以得到本文所設(shè)定的LSTR1模型如下：

其中，轉(zhuǎn)換函數(shù)

式（7）表明我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化發(fā)展的影響方式隨著金融發(fā)展程度差異表現(xiàn)出非線(xiàn)性。γ代表轉(zhuǎn)換速度；c為位置參數(shù)，并且落在設(shè)定區(qū)間范圍內(nèi)。圖2給出了模型擬合示意圖，從擬合效果來(lái)看是不錯(cuò)的。

圖2 原始與擬合數(shù)據(jù)的時(shí)序

圖3 線(xiàn)性和非線(xiàn)性部分的時(shí)序

四、模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）殘差相關(guān)檢驗(yàn)

表6所示，滯后1-3期，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量P值均大于5%，說(shuō)明不存在序列相關(guān)。滯后1～3期的ARCHLM的χ2統(tǒng)計(jì)量P值均大于10%，說(shuō)明不存在自回歸條件異方差，可認(rèn)為不存在廣義的設(shè)定偏誤⑦。JB統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率大于10%，可認(rèn)為殘差服從正態(tài)分布。

表6 殘差序列相關(guān)、異方差和正態(tài)性檢驗(yàn)

（二）無(wú)附加的非線(xiàn)性檢驗(yàn)

無(wú)附加的非線(xiàn)性檢驗(yàn)是通過(guò)更換轉(zhuǎn)換變量，以考察模型是否還存在其他的非線(xiàn)性特征。表7顯示，若用其他變量作為轉(zhuǎn)換變量，其F統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率均大于5%，說(shuō)明不存在殘余的非線(xiàn)性，這也可從圖3得到反映。

表7 模型殘差的剩余非線(xiàn)性檢驗(yàn)結(jié)果

（三）參數(shù)的穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果

通過(guò)以時(shí)間t作為新的轉(zhuǎn)換變量，再觀(guān)察各變量參數(shù)的穩(wěn)定性。其原假設(shè)是參數(shù)具有穩(wěn)定性。表8結(jié)果顯示，基本可認(rèn)為模型所估計(jì)參數(shù)具有較好的穩(wěn)定性。同時(shí)，圖4給出了轉(zhuǎn)換函數(shù)、轉(zhuǎn)換變量的走勢(shì)圖，圖5給出了轉(zhuǎn)換函數(shù)的曲線(xiàn)。

表8 參數(shù)的穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果

圖4 轉(zhuǎn)換函數(shù)和轉(zhuǎn)換變量的時(shí)序

圖5 轉(zhuǎn)換函數(shù)的曲線(xiàn)

五、模型結(jié)果的解釋

表5估計(jì)結(jié)果顯示各系數(shù)都非常顯著，同時(shí)通過(guò)了殘差的相關(guān)檢驗(yàn)和模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)，所以本文LSTR1模型估計(jì)效果不錯(cuò)。具體來(lái)說(shuō)，在LSTR1模型的線(xiàn)性部分，滯后一期durbant-1和滯后兩期durbant-2對(duì)當(dāng)期durbant影響均為負(fù)，而且durbant-1對(duì)當(dāng)期durbant的影響要大于durbant-2，說(shuō)明城市化率變化本身不具有正的長(zhǎng)期累積效應(yīng)，系數(shù)為負(fù)表示城市化發(fā)展動(dòng)力不能完全依賴(lài)于自身，須要依賴(lài)外在因素來(lái)推動(dòng)。Lngdpt的系數(shù)為正，lngdpt-3的系數(shù)為負(fù)，并且lngdpt和lngdpt-3影響系數(shù)的絕對(duì)值都要大于durbant-1和durbant-2。由此可以看出，城市化的動(dòng)力主要是來(lái)自經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，而其自身的貢獻(xiàn)并不大。具體來(lái)說(shuō)，3年前經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變動(dòng)一個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)導(dǎo)致當(dāng)期城市化增長(zhǎng)率降低5.89個(gè)百分點(diǎn)；而來(lái)自當(dāng)年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用是正向的，即當(dāng)年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)增加一個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)使城市化增長(zhǎng)率增加4.8個(gè)百分點(diǎn)。這一方面預(yù)示著，提高一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，在短期內(nèi)確實(shí)能對(duì)城市化的發(fā)展起到促進(jìn)作用；但是，從長(zhǎng)期來(lái)看，它對(duì)城市化發(fā)展不具有正的累積效應(yīng)，如果一味地通過(guò)刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來(lái)追求城市化規(guī)模的擴(kuò)展，反而會(huì)“適得其反”，甚至?xí)璧K城市化水平的增長(zhǎng)。

從LSTR1模型的非線(xiàn)性部分來(lái)看，轉(zhuǎn)換變量是Frt-3，這意味著3期前的金融相關(guān)率是改變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響城市化發(fā)展軌跡的潛在因素之一。因?yàn)樗梢酝ㄟ^(guò)轉(zhuǎn)換函數(shù)G（·）影響滯后一期、二期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化水平的變化。位置參數(shù)c=1.357 43，它代表不同機(jī)制轉(zhuǎn)換的門(mén)限值，當(dāng)Frt-3＝1.357 43時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)G（·）＝0.5，此時(shí)非線(xiàn)性消失，lngdp對(duì)durban變化的影響完全呈現(xiàn)線(xiàn)性關(guān)系；當(dāng)Frt-3大于1.357 43時(shí)，G（·）＝1，此時(shí)表現(xiàn)為金融發(fā)展水平較高時(shí)的線(xiàn)性狀態(tài)；當(dāng)Frt-3小于1.357 43時(shí)，G（·）＝0，此時(shí)表現(xiàn)為金融發(fā)展處于壓抑的線(xiàn)性狀態(tài)。而Frt-3＝1.357 43時(shí)，G（·）＝0.5，是介于高機(jī)制與低機(jī)制狀態(tài)之間的一個(gè)線(xiàn)性模型?？傊?，LSTR1模型較好地刻畫(huà)了這兩種金融發(fā)展?fàn)顟B(tài)下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響城鎮(zhèn)化發(fā)展路徑的動(dòng)態(tài)變化，而且其影響在兩種狀態(tài)之間的變化是平滑的。轉(zhuǎn)換參數(shù)γ＝28.436 39（見(jiàn)圖5），這說(shuō)明模型由線(xiàn)性向非線(xiàn)性部分的轉(zhuǎn)換速度較快，也就是說(shuō)隨著金融發(fā)展水平的變化，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化發(fā)展的影響會(huì)快速轉(zhuǎn)換，金融支持在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化影響上充當(dāng)著門(mén)檻作用的角色。

縱觀(guān)整個(gè)模型，不管是在非線(xiàn)性還是線(xiàn)性部分，都說(shuō)明城市化水平的變化主要受經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。但是這種影響力度與3年前的金融發(fā)展水平Fr相關(guān)，當(dāng)3年前的Fr較小，lngdp的影響較小且模型且接近于線(xiàn)性影響；反之，lngdp的影響較大且非線(xiàn)性影響增強(qiáng)。通過(guò)觀(guān)察圖4可知，門(mén)限值主要出現(xiàn)1992年，1992年前主要表現(xiàn)為線(xiàn)性影響，非線(xiàn)性影響不強(qiáng)。從1993年開(kāi)始，非線(xiàn)性部分的作用突顯；同時(shí)從圖3可以看出，1993年以后線(xiàn)性部分所反映的durban出現(xiàn)下降趨勢(shì)，但是由于非線(xiàn)部分的強(qiáng)力拉動(dòng)，致使總的城市化水平增長(zhǎng)快速上揚(yáng)。這與實(shí)際durban曲線(xiàn)非常吻合。究其原因與當(dāng)時(shí)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)背景有關(guān)，自1992年鄧小平講話(huà)以后，中國(guó)大力推進(jìn)經(jīng)濟(jì)體制改革，金融領(lǐng)域改革步伐加快，從而促使金融發(fā)展水平提高。近3年，中國(guó)政府將城市化作為國(guó)家重要發(fā)展戰(zhàn)略來(lái)部署，2011年開(kāi)始我國(guó)的城市化水平超過(guò)51%，可見(jiàn)，近年城市化水平得到快速提高。從我們所估計(jì)的模型來(lái)看，1995年后，非線(xiàn)性部分的影響變?yōu)檎?.248 4，2011-2013年各年影響大小均超過(guò)4.0，這意味著近年中國(guó)城市化水平出現(xiàn)快速增長(zhǎng)主要是由于非線(xiàn)性部分作用所致。

六、結(jié)論與啟示

本文應(yīng)用非線(xiàn)性平滑轉(zhuǎn)換回歸模型（STR）分析了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化水平影響的動(dòng)態(tài)關(guān)系，得到如下結(jié)論：第一，我國(guó)urban的變化主要來(lái)自經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)lngdp的作用，其自身的推動(dòng)效果不明顯，因?yàn)闇笠黄诤投赿urbant對(duì)當(dāng)期durban的影響為負(fù)且系數(shù)不大。第二，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化效應(yīng)的非線(xiàn)性影響基本反映了我國(guó)城市化水平urban增長(zhǎng)軌跡，滯后1期和2期lngdp對(duì)當(dāng)期urban變化的非線(xiàn)性作用程度主要受到滯后3期的金融水平Frt-3影響。當(dāng)Frt-3過(guò)大或過(guò)小時(shí)都會(huì)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化效應(yīng)的作用強(qiáng)度。第三，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化水平影響存在非對(duì)稱(chēng)性。在我國(guó)，這種非對(duì)稱(chēng)性發(fā)生在1992年（c=1.297 3），并且金融發(fā)展真正發(fā)揮門(mén)檻作用會(huì)經(jīng)歷一個(gè)3年左右的潛伏期。中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化的效應(yīng)在1992年前后表現(xiàn)出非線(xiàn)性轉(zhuǎn)移、狀態(tài)相依特征。當(dāng)金融發(fā)展水平較低時(shí)，當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化作用的影響較強(qiáng)，并且其影響主要通過(guò)線(xiàn)性部分表現(xiàn)出來(lái)；而一旦金融發(fā)展水平超過(guò)一定水平后，滯后1、2期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化作用潛力被挖掘，主要通過(guò)非線(xiàn)性部分表現(xiàn)出來(lái)，并且非線(xiàn)性部分的作用成為城市化增長(zhǎng)的主要推手。

研究發(fā)現(xiàn)，雖然我國(guó)城市化的動(dòng)力主要來(lái)自經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但是金融發(fā)展水平會(huì)制約其對(duì)城市化的效應(yīng)，這告訴我們?cè)诔鞘谢耐七M(jìn)過(guò)程中，不能忽視金融發(fā)展水平作用。如果不顧及一個(gè)國(guó)家或地區(qū)金融發(fā)展水平，盲目地通過(guò)刺激地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、擴(kuò)大各種基礎(chǔ)設(shè)施投資來(lái)推進(jìn)城市化是不理性的，這樣只會(huì)導(dǎo)致“過(guò)度城市化”、“鬼城”現(xiàn)象的出現(xiàn)。要建設(shè)“適度城市化”、“質(zhì)量型城市化”，須考慮該地方或國(guó)家的金融發(fā)展水平，因地制宜，針對(duì)不同金融支持能力制定不同的城市化發(fā)展戰(zhàn)略。因?yàn)槟Ｐ凸烙?jì)結(jié)果顯示，金融發(fā)展水平較低（即FR（t-3）低于門(mén)檻值1.297 3），經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化的作用效應(yīng)是線(xiàn)性的，而線(xiàn)性部分的作用效果可能會(huì)使城市化變化水平趨于放緩或下降。因此，一個(gè)地區(qū)或國(guó)家要想發(fā)揮經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化的推動(dòng)作用，必須加快金融改革，完善金融市場(chǎng)，提高金融支持水平。以李克強(qiáng)總理為代表的新一屆政府正加速金融改革，促進(jìn)中國(guó)的利率市場(chǎng)化，提高金融自由化程度，加快完善國(guó)內(nèi)金融市場(chǎng)的深度與廣度。新政府的這一重大舉措，必將會(huì)給中國(guó)未來(lái)金融市場(chǎng)的注入新的力量，金融支持城市化的效率會(huì)得到有效的提高，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化的促進(jìn)效應(yīng)會(huì)得到充分地的發(fā)揮，城市化的質(zhì)量和福利會(huì)大大地改善。

注 釋?zhuān)?/p>

①長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)城鎮(zhèn)化建設(shè)的融資主要依賴(lài)土地財(cái)政、銀行借貸等方式。

②2013年數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2014.2.24日發(fā)布的《2013年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

③我們?cè)诰唧w檢驗(yàn)的時(shí)候，將各變量不同滯后作為轉(zhuǎn)換變量進(jìn)行非線(xiàn)性檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)fr(t-3)是用于描繪它們二者非線(xiàn)性的最佳變量，這只列出fr(t-3)的檢驗(yàn)結(jié)果。

④具體詳細(xì)過(guò)程參見(jiàn)Hendry(1995)附錄A5，以及易行分健、鄧可斌（2008）《應(yīng)用時(shí)間序列計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)》第177頁(yè)，本文不再贅述。

⑤實(shí)證中也嘗試步長(zhǎng)為0.03，發(fā)現(xiàn)尋找全局最優(yōu)的結(jié)果劣于0.01，所以這里選擇步長(zhǎng)0.01。

⑥通常情況下，平滑參數(shù)和位置參數(shù)c的估計(jì)值如僅以t計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的顯著性時(shí)，往往是不顯著的（可參見(jiàn)Bates and Watts,1998）。況且，和c是通過(guò)搜索全局最優(yōu)得到，不存在估計(jì)統(tǒng)計(jì)量。

⑦參見(jiàn)易行健、鄧可斌譯《應(yīng)用時(shí)間序列計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)》（2008）第181頁(yè)。

⑧NaN由于奇異矩陣導(dǎo)致不能求逆。

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