張廣威

(1.山東工商學(xué)院 經(jīng)濟學(xué)院,山東 煙臺 264005;2.中國海洋大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院,山東 青島 266100)

半島經(jīng)濟研究

我國城市化與經(jīng)濟增長關(guān)系實證分析
——基于1978～2014年城市化率

張廣威

(1.山東工商學(xué)院 經(jīng)濟學(xué)院,山東 煙臺 264005;2.中國海洋大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院,山東 青島 266100)

基于1978～2014年我國城市化率、人均GDP時間數(shù)列,采用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗、誤差修正、脈沖響應(yīng)、方差分解系列方法進行計量分析,研究我國城市化與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系,結(jié)果表明,城市化與經(jīng)濟增長具有長期正向相關(guān)關(guān)系;經(jīng)濟增長對城市化的推動作用明顯,而城市化對經(jīng)濟增長的推動作用不明顯;城市化與經(jīng)濟增長之間都產(chǎn)生負向的相互影響。為形成城市化與經(jīng)濟增長的有效推動局面,我國今后應(yīng)保持較快經(jīng)濟增長速度,優(yōu)化城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),創(chuàng)新城鄉(xiāng)管理體制。

城市化;經(jīng)濟增長;協(xié)整檢驗;格蘭杰因果檢驗;脈沖響應(yīng)

一、引言

城市化是農(nóng)村人口向城市遷移的過程,主要表現(xiàn)為城市人口增加,城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化,城市居民收入提高,城市文明不斷提高。進入21世紀以來,我國的城市化已被公認為世界經(jīng)濟增長與社會發(fā)展的兩大驅(qū)動因素(顧朝林,2007)[1]。的確,我國城市化給我國經(jīng)濟社會發(fā)展帶來了巨大變化。

美國城市規(guī)劃專家貝利(Berry)認為,一個國家的經(jīng)濟發(fā)展水平與該國的城市化程度之間存在某種天然的聯(lián)系。國內(nèi)外諸多研究表明,城市化與經(jīng)濟增長之間具有密切的關(guān)系。美國經(jīng)濟學(xué)家錢納里(Chenery,1988)[2]對1950～1970年101個國家的經(jīng)濟發(fā)展與城市化數(shù)據(jù)分析,發(fā)現(xiàn)不同的人均 GNP 水平上就有不同的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與城市化水平與之對應(yīng)。貝利(Berry,1965)對95個國家的43個變量進行分析,證明了城市化與經(jīng)濟增長之間存在正相關(guān)關(guān)系。美國城市經(jīng)濟學(xué)家亨德森(Henderson,2000)對不同國家的橫截面數(shù)據(jù)測算,得出城市化水平與人均 GDP之間具有正相關(guān)關(guān)系,且相關(guān)系數(shù)為0.85[3]。我國的周一星(1995)對1977年世界157個國家和地區(qū)的資料進行統(tǒng)計分析,發(fā)現(xiàn)除20國家外其余137個國家的城市化水平與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)十分明顯的對數(shù)關(guān)系[4]。高佩義(2004)對世界168 個國家和地區(qū)的城市化水平、人均 GDP分析,得出城市化與經(jīng)濟發(fā)展存在互促共進關(guān)系[5]。李金昌、程開明(2006)對1978～2004年我國城市化與經(jīng)濟增長之間關(guān)系進行分析,證明經(jīng)濟增長對城市化的正向作用強于城市化對經(jīng)濟的負向作用[6]。施建剛、王哲(2011)對1978～2008年我國城市化與經(jīng)濟增長分析,驗證結(jié)果是短期內(nèi)城市化與經(jīng)濟增長的相互促進作用是存在的,而從長期來看城市化與經(jīng)濟增長之間的相互影響是負向的[7]。以上主要代表觀點表明城市化與經(jīng)濟增長關(guān)系研究結(jié)論或相近或不同,主要原因在于專家們的模型設(shè)計、測算方法、樣本數(shù)量等差異性大。就我國城市化與經(jīng)濟增長的實證看,我國學(xué)者對該問題所選取的數(shù)據(jù)樣本相對較少,得出的結(jié)論不盡相同。為進一步研究城市化與經(jīng)濟增長之間動態(tài)關(guān)系,筆者擴大研究樣本數(shù)量,選取1978～2014年期間37年數(shù)據(jù)進行實證測算。

二、數(shù)據(jù)的選取

改革開放前30年,由于受政治等因素嚴重影響,我國城市化水平和經(jīng)濟增長都處于上下震蕩階段,波動很大,難以探究二者規(guī)律性關(guān)系,那么，研究我國1978年后的數(shù)據(jù)間關(guān)系更為科學(xué)。城市化水平指標選取人口城市化率,即城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎?用UR標記;經(jīng)濟增長指標選取人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP),用PG標記,本文認為，這一指標可以較合理地反映經(jīng)濟增長的人均水平,可以大幅度減少人口規(guī)模因素的影響。UR與PG將構(gòu)成兩個時間序列數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)詳見表1。為剔除物價變動影響、消除時間序列引起的異方差性,對兩個時間序列數(shù)據(jù)取自然對數(shù),分別用LnUR和LnPG標記。文章實證過程采用Eviews7.2軟件進行計量分析。

三、城市化與經(jīng)濟增長關(guān)系分析

1.平穩(wěn)性檢驗分析

由于選取的城市化率和人均GDP兩個變量都是時間序列數(shù)據(jù),若尋找二者的關(guān)系須要觀察是否能夠協(xié)整,只有兩個相同單整階數(shù)的兩個變量才有可能存在協(xié)整關(guān)系。那么,首先對兩個變量進行平穩(wěn)性檢驗。此處選用ADF方法檢驗變量的平穩(wěn)性問題。

表1 1978～2014年我國城市化率、人均GDP

注:以上數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒(2015)》。

通過對LnUR和LnPG進行ADF檢驗,檢驗結(jié)果見表2,顯示LnUR和LnPG的ADF檢驗值都大于顯著性水平10%的臨界值,表明LnUR和LnPG時間序列都呈現(xiàn)非平穩(wěn)性;然后對LnUR、LnPG兩個時間序列分別做一階差分ΔLnUR、ΔLnPG,再進行ADF檢驗,結(jié)果顯示,ΔLnUR的檢驗值-3.730 270小于顯著水平1%下的臨界值-3.670 170,ΔLnPG的檢驗值-3.779 267小于顯著水平1%下的臨界值-3.653 730,表明ΔLnUR和ΔLnPG序列都表現(xiàn)出平穩(wěn)性,ΔLnUR和ΔLnPG都具有一階單整,即LnUR～I(1)、LnPG～I(1),滿足協(xié)整的條件。主要數(shù)據(jù)和結(jié)果見表2。

表2 我國城市化水平與人均GDP系列ADF檢驗結(jié)果

注:(1)Δ為一階差分運算。(2)檢驗形式(C,T,L)中的C、T、L分別為模型中的常數(shù)項、時間趨勢、滯后階數(shù)。(3)滯后期的選擇以赤池信息準則(AIC)為依據(jù)。

2.協(xié)整分析

Enger-Granger是檢驗兩變量的協(xié)整關(guān)系有效方法,此處采用EG兩步法,先協(xié)整回歸方程,再檢驗殘差的平穩(wěn)性[8]。

第一步,建立回歸模型,如方程(1),其中LnUR是被解釋變量,LnPG是解釋變量,μ為隨機繞動項。

LnURt=α+βLnPGt+μt

(1)

利用普通最小二乘法(OLS)對方程(1)進行回歸,估計結(jié)果如下:

LnUR=1.655389+0.216432LnPG

t=(35.31524) (39.25909)

對方程(1)進行檢驗:擬合優(yōu)度與修正的擬合優(yōu)度都大于0.977,表明所建立模型對樣本數(shù)據(jù)擬合很好;由于樣本數(shù)量是37,解釋變量數(shù)量是1,可知F0.05(1,35)

第二步,對方程殘差項進行ADF檢驗,結(jié)果顯示(見表3),ADF檢驗值為-1.455905,小于顯著性水平5%的臨界值,表明殘差序列

εt不存在單位根,為平穩(wěn)序列,即εt～I(0)。

EG兩步法表明,LnUR和LnPG確實存在

表3 殘差項ADF檢驗結(jié)果

協(xié)整關(guān)系,即我國改革開放后城市化與經(jīng)濟增長存在著長期動態(tài)均衡關(guān)系,兩者關(guān)系具有協(xié)調(diào)性。回歸結(jié)果顯示,從長期看我國經(jīng)濟增長與城市化之間呈正相關(guān)關(guān)系,人均GDP每變動1%,城市化率將同方向變動0.216個百分點。

3.誤差修正模型分析

由于LnUR與LnPG存在協(xié)整關(guān)系,兩個時間序列變量存在誤差修正機制,可以通過建立誤差修正模型來反映短期偏離長期均衡的修正過程?；舅悸肥?先建立長期關(guān)系模型,通過水平變量和OLS法估計出時間序列變量的關(guān)系,然后建立誤差修正方程,將長期關(guān)系模型中各變量以一階差分形式重新加以構(gòu)造,并將長期關(guān)系模型所形成的殘差序列作為解釋變量引入,對短期動態(tài)關(guān)系進行逐項檢驗。

構(gòu)建誤差修正模型,如方程(2),其中et-1為誤差修正項。

ΔLnURt=α+βΔLnPG+γet-1+εt

(2)

利用普通最小二乘法(OLS)對方程(2)進行回歸,估計結(jié)果如下:

ΔLnURt=0.038441-0.055802ΔLnPGt-0.069414et-1

t=(8.135511) (1.721422) (1.814304)

其他藥物 抗結(jié)核藥中的比嗪酰、利尿藥中的雙氫克尿噻以及心血管類藥如硝苯地平、胺碘酮等，也有誘發(fā)光敏反應(yīng)的可能性。

R2=0.171019, DW=1.429042

方程(2)的OLS估計結(jié)果表明,我國城市化變化不僅取決于人均GDP增加值的變化,還取決于前一期城市化水平對均衡水平的偏離,誤差修正項et-1估計系數(shù)為-0.069,體現(xiàn)了對偏離的修正,當短期波動偏離長期均衡時,將以-0.069的力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。表明,LnUR和LnPG相互協(xié)整的時間序列存在誤差修正機制,能夠進行短期調(diào)節(jié)。

4.格蘭杰因果檢驗分析

協(xié)整檢驗可以發(fā)現(xiàn)變量序列之間是否保持長期均衡關(guān)系,但不能確認變量之間是否具有因果關(guān)系。因果關(guān)系是指變量之間的依賴性,作為結(jié)果的變量是由作為原因的變量所決定的,原因變量的變化引起結(jié)果變量的變化[9]。此處采用格蘭杰因果(Granger)關(guān)系檢驗尋求我國城市化率與人均GDP之間的因果關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系檢驗本質(zhì)上是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中,一個變量如果受到其他變量的滯后影響,則稱它們具有格蘭杰因果關(guān)系。下面構(gòu)建我國城市化水平與人均GDP之間的格蘭杰因果關(guān)系模型,如方程(3):

(3)

方恒(3)式中下標t為年度,k為最大滯后階數(shù),εt為白噪聲。建立向量自回歸模型(VAR),然后進行格蘭杰因果檢驗。選取滯后8期,結(jié)果見表4。

表4 我國城市化率與人均GDP之間的格蘭杰因果檢驗結(jié)果

表中數(shù)據(jù)顯示,LnPG不是LnUR的格蘭杰原因的概率在第1、2、3、4期分別是8.9%、5%、3.6%、4.3%,都小于10%,第6～8期的概率也都小于10%,第5期的概率是30.3%,表明我國經(jīng)濟增長對城市化的推動效應(yīng)滯后1年后顯現(xiàn),經(jīng)濟增長是城市化發(fā)展的主要原因,具有顯著推動作用。LnUR不是LnPG的格蘭杰原因的概率在第1、2、4、6、7期分別是64.6%、27.7%、16.2%、12.5%、18.5%,大于10%,第3、第5期的概率分別為2.3%、5.7%,表明城市化對經(jīng)濟增長具有一定程度的推動作用,但并不顯著。

5.脈沖響應(yīng)分析

圖1顯示,城市化對自身沖擊的脈沖響應(yīng)圖,受到自身沖擊后第1期就有響應(yīng),上升到0.9%,到第5期達到1.4%,第5期后沖擊效應(yīng)逐漸衰減,到第10期減小到0.4%。圖2顯示,人均GDP對自身沖擊的脈沖響應(yīng)圖,受到自身沖擊后第1期就有響應(yīng),上升到3.8%,隨后逐步上升,第6期到最高為6.7%,之后較快衰減,10期減小為1.5%。圖3顯示,當本期對城市化一個標準差沖擊后,經(jīng)濟增長產(chǎn)生較大響應(yīng),呈現(xiàn)“上升——下降——上升”的波動過程,前3期為正向變化,第2期響應(yīng)凸顯,然后不斷下落,從第3期到第8期產(chǎn)生負向變化,第5期負向響應(yīng)最大,第8期之后為正向變化,這表明城市化對經(jīng)濟增長既有正向沖擊效應(yīng),又有顯著的負向沖擊效應(yīng)。圖4顯示,當本期對人均GDP增加值一個標準差沖擊后,城市化率有顯著反應(yīng),呈現(xiàn)先小幅下降后快速上升趨勢,第1期沒反應(yīng),第2、3、4期為小幅度負向沖擊反應(yīng),第4期之后為正向反應(yīng),且產(chǎn)生顯著沖擊效應(yīng),第10期沖擊最大。這表明經(jīng)濟增長初期未對城市化產(chǎn)生正向沖擊,經(jīng)過短期過渡后正向沖擊效果越來越明顯。以上結(jié)論與脈沖響應(yīng)結(jié)論、格蘭杰因果檢驗結(jié)論基本一致。

圖1 我國城市化對自身脈沖的響應(yīng)圖

圖2 我國人均GDP對自身脈沖的響應(yīng)圖

圖3 我國城市化對人均GDP脈沖的響應(yīng)圖

圖4 我國人均GDP對城市化脈沖的響應(yīng)

6.方差分解分析

方差分解是分析每個結(jié)構(gòu)沖擊對變量變化的貢獻度,能夠進一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。根據(jù)方差分解理論模型,對我國城市化率和人均GDP的預(yù)測均方差進行分解,結(jié)果見表5。

從我國城市化水平波動看,第1期只受自身波動影響,人均GDP對城市化的沖擊從第2期開始,0到第2期就上升到1.58%,一直到第5期基本保持1.1～1.7%之間低幅波動,從第5期后逐漸上升,到第10期達到20.9%;同期,城市化水平受自身波動沖擊影響減弱,隨后第2期稍有下降,第2到第5期后相對穩(wěn)定,在98～99%之間波動,第6期后逐步下降,一直到第10期減少到79.1%,這與脈沖圖像分析的結(jié)果基本一致。從我國人均GDP波動看,第1期就受到自身波動和城市化沖擊,即受自身波動影響大于城市化的影響,第1期達到91.3%,隨后人均GDP呈小幅上升態(tài)勢,第7期后基本穩(wěn)定,處于93～94%之間;同期,人均GDP受城市化的影響稍有下降,第7期后基本穩(wěn)定,處于7～8%之間?？梢耘袛?經(jīng)濟增長對城市化的正向沖擊效應(yīng),顯著大于城市化對經(jīng)濟增長的負向沖擊效應(yīng),由此可見,經(jīng)濟增長是城市化波動的主要原因。

表5 我國城市化率和人均GDP的預(yù)測均方差分解結(jié)果

四、結(jié)論與建議

1.結(jié)論

(1)城市化與經(jīng)濟增長之間呈正相關(guān)關(guān)系。通過對城市化率、人均GDP的自然對數(shù)LnUR、LnPG進行一階差分后,時間序列變得平穩(wěn),經(jīng)過協(xié)整分析后,發(fā)現(xiàn)1978～2014年期間我國城市化與經(jīng)濟增長之間保持長期均衡關(guān)系,二者呈正相關(guān)關(guān)系,我國經(jīng)濟增長率每提高1%,城市化率將提高0.216%。

(2)城市化與經(jīng)濟增長之間相互影響的正負作用機制同時存在。根據(jù)脈沖圖像分析,經(jīng)濟增長對城市化的沖擊影響有3期為負向影響,之后較快變?yōu)檎蛴绊?城市化對經(jīng)濟的沖擊的第3～8期為負向影響,且影響幅度較大,其他期為正向影響,這表明無論經(jīng)濟增長對城市化還是城市化對經(jīng)濟增長的影響都不能形成十足的正向沖擊,各自反作用的力量都存在。主要原因在于,我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在一定程度上制約農(nóng)村人口向城市轉(zhuǎn)移,城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)和城市管理體制反過來制約產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長。

(3)經(jīng)濟增長對城市化的推動作用顯著。根據(jù)格蘭杰因果檢驗、脈沖函數(shù)響應(yīng)分析、方差分解分析,發(fā)現(xiàn)我國城市化的波動主要由經(jīng)濟增長產(chǎn)生,經(jīng)濟增長能較顯著地推動城市化發(fā)展,而城市化對推動經(jīng)濟增長有一定促進作用,效果不明顯,就是說,經(jīng)濟增長對城市化的推動作用顯著大于城市化對經(jīng)濟的推動作用。

2.建議

(1)保持經(jīng)濟持續(xù)較快增長。加快城市化發(fā)展是我國當前的戰(zhàn)略任務(wù),原因是城市化是我國擴大投資需求和消費需求的重要載體,是“轉(zhuǎn)方式、調(diào)結(jié)構(gòu)”的有效手段。由于經(jīng)濟增長能夠提供更多的城市就業(yè)崗位,吸引農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口到城市就業(yè)和安家,為此我國需要保持較快的經(jīng)濟增長速度。近10年我國城市化率年均增長約1.2%,根據(jù)長期動態(tài)關(guān)系測算,若今后我國加快城市化發(fā)展,那么我國經(jīng)濟增長需要持續(xù)較快增長,預(yù)計要保持6%或稍快的增長速度。

(2)優(yōu)化城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口進城的關(guān)鍵在于城市產(chǎn)業(yè)能夠有效吸納這些群體。當前我國城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比較突出的問題是,重工業(yè)比重偏大,服務(wù)業(yè)比重較小,而重工業(yè)吸納就業(yè)人口少,服務(wù)業(yè)吸納就業(yè)人口多,從而影響了人口向城市轉(zhuǎn)移。基于我國農(nóng)民多且勞動力素質(zhì)不高的現(xiàn)狀,今后城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的重點是積極發(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè),盡快壯大服務(wù)業(yè)規(guī)模,注重發(fā)展輕工業(yè),適度減小重工業(yè)比重,使產(chǎn)業(yè)城市化與人口城市化有機融合[11]。

(3)加大城市管理體制改革力度。城市化之所以對經(jīng)濟增長產(chǎn)生反向機制,主要在于我國封閉的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、不合理的城市體系和城市規(guī)模。今后,我國堅決破除二元體制桎梏,重點是放開約束農(nóng)民進城的戶籍管理制度,構(gòu)建有利于農(nóng)民進城的社會保障制度、土地管理和教育管理制度,加快農(nóng)民進城步伐。圍繞優(yōu)化城市體系,要不斷創(chuàng)新城鄉(xiāng)管理體制,構(gòu)建城市群協(xié)同發(fā)展機制,控制特大城市和超大城市規(guī)模,積極發(fā)展中小城市,重點提高縣域城鎮(zhèn)的承載力,使城市形成強有力的集聚效應(yīng)和溢出效應(yīng),對經(jīng)濟增長產(chǎn)生良性推動。

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[責任編輯:李效杰]

10.3969/j.issn.1672-5956.2017.02.002

2017-12-08

山東省軟科學(xué)研究計劃項目“山東新型城鎮(zhèn)化擴大內(nèi)需的效應(yīng)與路徑研究”(2016RKB01110),山東省高校人文社會科學(xué)研究計劃項目“山東新型城鎮(zhèn)化與服務(wù)業(yè)協(xié)同發(fā)展研究”(J15WG41)。

張廣威,1975年生,男,山東菏澤人,山東工商學(xué)院講師,經(jīng)濟學(xué)博士,中國海洋大學(xué)博士后，研究方向為區(qū)域經(jīng)濟和海洋經(jīng)濟,(電子信箱)zgw2008@126.com。

F124.1;F299.21

A

1672-5956(2017)02-0009-07