城鎮化水平與經濟增長互動效應的動態分析——基于山東省1978-2009年的數據

張志勇，李連慶

(山東財經大學 經濟學院，山東 濟南250014)

一、引 言

城鎮化一直以來都是經濟學的主要研究對象之一，并且是經濟學家歷來重視的研究項目和重大課題。近幾年來，學術界對城鎮化與經濟增長的研究日趨增多，且成為經濟學研究的前沿問題。所謂城鎮化就是農村人口不斷的向城鎮集中，使得城鎮人口數量增加，第一產業向第二、三產業轉變，使產業經濟結構趨于合理的動態過程。城鎮化是進一步解決“三農”問題、改變城鄉二元經濟格局和縮小城鄉差距的關鍵途徑，直接關系到經濟的可持續發展和社會的穩定。

改革開放30年來，山東省在經濟、社會等各個方面取得了長足發展與進步，雖在改革開放前長期的體制、政策等原因，山東城鎮化發展受到很大抑制，一直處于較低的水平，但改革開放之后，城鎮化以前所未有的速度與規模發展。依據著名城市地理學家Ray M.Northam有關城鎮化發展的理論①1979年，Northam發表論文指出，城鎮化的發展過程呈現出“S”型曲線軌跡，并把城鎮化發展分為三個階段:初始階段、加速階段、終極階段，認為一個國家或地區城鎮化水平達到30%后，城鎮化進程將迅速加快，增加到70%才會減速。，山東省城鎮化發展已經進入了加速發展階段。根據1978-2011年山東省公布的數據顯示，1978-2010年間，山東省從城鎮化水平從8.8%提高到40.1%②按照山東省統計局的統計數據顯示，2010年山東省城市化水平為40.1%，此數據采用公安部具有城市戶口戶籍數，而來自同期山東省城鎮化發展報告數據顯示為49.6%，此數據的統計口徑按照國際慣例來執行:即居民在一個地方居住超過6個月以上即按照居住地的辦法統計出來?？紤]到數據的連貫性、可比性以及文章研究的需要，城市化率相關數據均采用山東省統計年鑒的數據。，增加了31.3%，平均每年提高約0.95個百分點。其中，城鎮人口從最初的627萬上升至2010年的3839萬，年均增長約116.4萬人。山東生產總值總量從1978年的225億元迅速增加到2010年39170億元，接近4萬億元大關，是1978年的261倍多。其中，山東省人均GDP從最初僅為316元迅速增加到41106元，增長迅速有目共睹。一系列的統計數據表明，城鎮化已經成為社會經濟發展的重要引擎。對山東省城鎮化與經濟增長互動效應的研究，不僅是對經濟增長與城鎮化理論的有益探索，而且可以為制定山東省城市化與經濟發展的相關政策提供參考。

二、文獻綜述與問題的提出

城鎮化與經濟增長互動效應測度的目的就是挖掘兩者之間的內在聯系，揭示兩者的數量關系和內在規律。對于城鎮化與經濟增長的相關問題，國內外許多學者從不同角度對其進行過廣泛的研究，對其進行了有益的探索。就現有的國內外文獻的研究來看，對其研究的成果主要集中在以下幾個方面:

1.城鎮化與經濟增長之間是否存在著相關關系和內在規律。最早研究兩者內在聯系的是美國著名經濟學家Lampard，他分析認為近百年來，美國城市發展與經濟增長之間呈現非常顯著的正相關，經濟發展程度與城鎮化階段之間有很大的一致性。錢納里［1］構建了兩個基本跨國回歸模型，通過對101個國家1950-1970年的數據實證得出，在一定的人均GNP水平上，有相應的城鎮化水平與之相對應。通過對長三角16個城市的相關數據的實證分析，吳福象、劉志彪［2］認為，城鎮化率與經濟增長之間具有顯著的正相關關系，城市群對經濟增長也正發揮著越來越重要的新引擎作用。雷海珍等［3］對我國1990以來的城鎮化發展、經濟增長、農民增收的長期均衡和短期波動關系進行實證研究。結果表明，兩者存在著長期的均衡關系，經濟增長不僅取決于城鎮化發展水平，而且取決于城鎮化水平對均衡水平的偏離程度。然而，通過構建城鎮化和經濟增長的半參數模型，Luisit Bertinelli＆Ericstrob［4］分析了城鎮化、城市集中對經濟增長的動態影響，卻提出了相反的結論:城市集中與經濟增長之間存在倒U型關系，城鎮化與經濟增長之間卻沒有系統聯系。

2.測算城鎮化水平對經濟增長的貢獻率。傅鴻源、鐘小偉、洪志偉［5］對1850-1993年美國、1820-1988年英國、1890-1990年加拿大的非連續序列數據進行回歸分析，證明兩者存在互動關系，測算出城鎮化水平每提高1%，相應的美國、英國和加拿大的人均GDP將增加3.774、3.7和4.75個百分點。王小魯［6］估算認為，目前中國城鎮化處于加速增長階段，其對經濟增長的凈貢獻(指的是扣除外部成本以后的貢獻)可以達到3.6個百分點。假設在其他條件不變的情況下，基于柯布—道格拉斯生產函數，假定資本和技術不變的情況下，盧大公［7］對1996-2004年中國的相關數據進行實證分析，并估計城鎮化水平對經濟增長的拉動，得出城鎮化快速發展所推動的經濟增長完全可以實現年均7.18個百分點的水平。但是，李秀敏，趙曉旭，朱艷艷［8］運用面板數據模型對1978-1999年全國28個省城鎮化率回歸分析卻得出如下結論:城鎮化對經濟增長的貢獻率同經濟發展水平的順序恰好相反，依次為西部、中部和東部;城鎮化率每提高1%，西部、中部和東部的人均地區GDP將分別增加0.19%、0.13%和0.07%，這與傳統的經濟理論相違背。城鎮化發展水平對經濟增長的推動作用已經達成共識，但是，由于數據模型選取、解釋角度以及城鎮化與經濟發展的實際情況不同導致實證分析后得到其對經濟增長貢獻率數據差異較大，甚至結論相反。

3.城鎮化對經濟增長有可能產生障礙或不利因素。Chun-chung.Au，Vernon Henderson.J［9］認為，中國長期以來限制勞動力流動的政策阻礙了勞動力流動，導致農村勞動力過剩，使城鄉產業集群發展不充分，極大影響了城鎮化水平，不利于中國經濟增長。隨著“劉易斯轉折點”的到來，蔡昉［10］認為，中國區域經濟發展應警惕違背比較優勢理論的趕超戰略而成為第三個“梅佐喬諾”。作為典型的大國經濟，中國地區之間的差異性不僅體現在中國與其他國家之間，更體現在國內各區域之間，而且中國的城鎮化存在諸多問題。

4.學者們也從其他角度和思路對其進行了縝密的研究。從政治和制度變遷的角度，Davis和Henderson［11，12］認為，一個國家或地區城鄉間人口遷移受到民主化的程度的影響，從而影響其產業結構和經濟增長。運用新經濟地理學的方法，楊開忠［13］論證了城鎮化與經濟增長之間具有累積性的因果循環過程的內在聯系。從三大產業的角度，楊慧［14］通過相關分析表明北京城鎮化與經濟增長及第三產業發展呈顯著正相關，與第一、二產業發展負相關，這有利于勞動力從第一、二產業向第三產業轉移以促進城鎮化，同時城鎮化可以推動經濟增長。中國經濟增長與宏觀穩定課題組，張平等［15］認為，在進入中等收入階段后，隨著城鎮化快速提高，政府轉向福利支出目標，福利剛性不斷加大，政企目標沖突，政府支持系數下降甚至出現懲罰，政企在新的發展階段都面臨轉型，轉型失敗可能會落入“中等收入陷阱”。根據熊彼特經濟增長的動力來自于創新性研究的觀點，沈凌、田國強［16］分析認為:減少低收入者數量所引致的貧富差距縮小有利于創新，而提高低收入者收入所導致的貧富差距縮小則不利于創新。因此，推進城鎮化以減少農村人口比單純增加農民收入更有利于經濟的發展，是解決三農問題的根本方法。

從現有的國內外文獻的研究成果來看，大多數學者基于國家宏觀層面的數據就城鎮化與經濟增長進行實證分析，定性分析較多，定量分析較少，由于數據選取或者解釋角度的不同，導致結論不盡相同。從我國的國情來看，不同地區的經濟發展水平、城鎮化水平以及其他方面存在較大差異。山東既是一個經濟大省，又是一個人口大省，近幾年經濟社會發展迅速，城鎮化水平雖發展迅速但還處于較低水平。山東城鎮化與經濟增長之間是否存在內在關系，兩者彼此之間產生的沖擊與響應如何，都還是未知數?基于山東省的具體數據、從山東省特殊的省情角度，對這一問題的研究至今未有涉足。山東的經濟發展至今，這些問題不得不引起廣泛的關注和思考。通過經濟計量分析的方法對山東省城鎮化與經濟增長進行的實證分析，以期為國家和各級政府的政策制定者提供有益的借鑒和參考。

表1 城鎮化與生產總值的相關數據 單位:元

三、數據與模型

1.數據及其處理

選取1978-2009年的城鎮化水平(Ur)和人均地區生產總值(AG)兩個指標進行計量分析?？紤]到數據的可獲得性，采用城鎮人口在總人口中所占比重衡量城鎮化水平;采用人均地區生產總值衡量地區經濟增長水平?，F有的文獻研究大多采用GDP總量作為衡量地區經濟增長的指標，相比于GDP總量，人均地區生產總值更能精確的反映一特定地區的經濟增長水平。文中相關數均來自《新中國60年統計年鑒資料匯編》與《2010年山東省統計年鑒》。其中，城鎮化水平根據城鎮人口在總人口中所占比重計算所得。

為滿足數據可比性，將人均地區生產總值調整為按1978年為基期計算的實際人均地區生產總值，以剔除物價水平變動的影響。為了排除時間序列數據中可能存在的異方差現象，使之趨于線性化，分別對城鎮化水平和人均地區生產總值進行對數變換，用LnUr和LnAG分別表示城鎮化水平和人均地區生產總值的自然對數。

2.構建VAR模型

傳統的經濟計量方法是以經濟理論為基礎來描述變量關系的模型，但經濟理論通常并不足以對變量之間的動態聯系提供一個嚴密的說明。相比于傳統的一般只能單向描述自變量的改變對因變量產生影響的多元回歸計量模型而言，VAR模型把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數來構造模型，從而將單變量回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的向量自回歸模型。在建立VAR模型的基礎上，對山東省城鎮化與經濟增長之間的互動效應進行實證分析。VAR模型的一般數學表達式為:

其中:yt為k維內生變量列向量，xt為d維外生變量列向量，p為滯后階數，k×k維矩陣A和k×d維矩陣B是待估系數矩陣，εt為k維擾動列向量，T是樣本個數，它們相互之間可以同期相關，但不與自己的滯后值相關及不與等式右邊的變量相關。根據VAR(p)模型的一般形式，構建如下模型:

四、計量分析

1.VAR模型估計與Granger因果關系檢驗

為避免所建的模型存在偽回歸問題，對每個過程的平穩性進行平穩性檢驗，文中采用目前最常用的ADF檢驗方法檢驗LnUr和LnAG之間的平穩性。在樣本期間內，城鎮化水平(LnUr)和人均地區生產總值(LnAG)之間基本呈現同向增長的趨勢。利用Eviews5.1軟件得到的檢驗結果如表1所示:

表2 各變量的ADF單位根檢驗結果

水平檢驗結果顯示，各變量的ADF值的絕對值均小于臨界值，具有單位根，為非平穩序列;一階差分檢驗結果顯示，各變量至少在5%的顯著性水平上拒絕有單位根的原假設，為I(1)序列，即城鎮化水平和人均地區生產總值均為一階單整序列。

VAR模型中一個重要的問題就是滯后階數p的確定，在通常進行選擇時，既要有足夠數目的滯后項，又要有足夠數目的自由度，需要進行綜合考慮。綜合考慮了LR、FPE、AIC、SC、HQ等5個評價統計量指標，以此確定VAR模型的p值，在比較了1-4之間的滯后階數后發現，滯后階數為3時各評價統計指標較優，分別為16.68、1.15e-07、-10.33、-9.66、-10.12，據此確定最優滯后階數為3。式(2)模型估計結果如表2所示，所有回歸函數的可決系數均在0.99以上，回歸函數的擬合度較好;滯后一期的人均地區生產總值與滯后兩期的城鎮化水平對當期的人均地區生產總值的增長有顯著的貢獻;滯后三期的人均地區生產總值與滯后一期的城鎮化水平對當期城鎮化水平的提高均有較大的貢獻。

模型估計結果

表3

進一步借助Granger因果關系檢驗來判斷城鎮化是否為人均地區生產總值增長的主要動因。Granger因果關系檢驗就是判斷一個變量是否受到其他變量的滯后影響，通過對其進行Granger因果關系檢驗，結果表明，在10%的顯著性水平下，拒絕“城鎮化水平不是人均地區生產總值的Granger原因”的假設，不拒絕“人均地區生產總值不是城鎮化水平的Granger原因”的假設。因此，從3階滯后的情況來看，城鎮化水平的提高是人均地區生產總值增長的原因。也就是說，檢驗結果表明，改革開放30年以來，山東省城鎮化發展對經濟增長具有正向的推動作用。如表3所示。

2.協整檢驗與向量誤差修正模型

經一階差分后，序列lnUr和lnAG均為一階單整序列，由此，可以對其進行協整檢驗。采用Johansen檢驗，檢驗變量之間的協整關系，即檢驗人均地區生產總值與城鎮化水平之間是否存在長期穩定的均衡關系。協整檢驗結果表明，在5%的顯著水平下，跡統計量值大于臨界值(如表4所示)，拒絕沒有協整方程的假設，即人均地區生產總值與城鎮化水平之間存在一種穩定的長期均衡關系。長期均衡關系證明山東省城鎮化與經濟增長之間自改革開放以來呈現出一定的協調性，并不存在城鎮化滯后于經濟增長的情形。進一步對協整向量進行標準化處理后發現，從長期來看，城鎮化水平每提高1個百分點，將會帶動人均地區生產總值增長1.99個百分點。

表4 Granger因果關系檢驗

為了衡量短期內城鎮化水平對人均地區生產總值的影響，進一步利用誤差修正模型進行估計，得以下兩式:

從短期來看，滯后二期的城鎮化水平每提高1%，將推動當期人均地區生產總值增加0.34%。滯后一、三期的人均地區生產總值每增加1%，將分別拉動當期城鎮化水平提高0.12和0.25個百分點。

3.方差分解分析

在上述分析結果的基礎上，進一步運用VAR模型預測方差分解法就城鎮化對山東省人均地區生產總值增長的動態影響規律進行分析，方差分解通過將一個變量沖擊的均方誤差分解成系統中各變量的隨機沖擊所做的貢獻，然后計算出每一個變量沖擊的相對重要性。方差分解可以給出對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。根據方差分解理論模型，對城市化水平和人均地區生產總值的預測均方誤差進行分解，其結果如表5所示。

表5 協整關系檢驗結果

從方差分解結果來看，人均地區生產總值與城鎮化水平的沖擊對人均地區生產總值的增長均有一定的影響，其中最大的沖擊影響主要來自于人均地區生產總值本身，即便最少時也可達到94.16%，相比而言，城鎮化水平對人均地區生產總值的增長的沖擊影響較弱，最高時也只有5.84%;另外，人均地區生產總值與城鎮化水平的沖擊對城鎮化水平的提高均有較大影響，其中人均地區生產總值的沖擊影響最高時可達14.96%，城鎮化水平自身的沖擊影響最高時達90.54%。

表6 城市化和人均GDP的方差分解分析結果

五、結論與討論

通過選取1978-2009年山東省城鎮化水平與人均地區生產總值的相關數據，并構建VAR模型對山東省城鎮化水平與經濟增長的互動效應進行動態計量分析。結果表明:

(1)山東省城鎮化與經濟增長之間確實存在一種穩定的長期均衡關系，且城鎮化水平與經濟總量的變動具有同向性，從長期來看，城鎮化水平每提高1個百分點，將會帶動人均地區生產總值增長1.99個百分點。改革開放以來，山東省城鎮化與經濟增長之間呈現出一定的協調性，總體上并不存在城市化的發展滯后經濟增長的情形，這與山東省實際省情一致。

(2)在短期內，人均地區生產總值每增加1%，將拉動當期城鎮化水平提高0.12個百分點，而城鎮化水平每提高1%，將推動當期人均地區生產總值增加0.34%;滯后3期的城鎮化水平是人均地區生產總值增長的格蘭杰原因，說明短期內城鎮化對經濟增長的拉動作用要強于經濟增長對城鎮化的反向作用。第二、三產業的迅速發展，城鎮化發展也處于加速階段，使得城市規模效益充分發揮，城市的擴散輻射及創新溢出效應充分顯現，必然使得城鎮化對經濟增長產生強大的推動作用;而山東人多地少、長期存在的二元結構以及城鄉差距顯著的省情，在一定程度上限制了經濟增長對城市化的反向作用。

(3)誤差修正模型分析表明，從短期來看，城鎮化水平每提高1%，將推動當期人均地區生產總值增加0.34%，這一系數比長期協整回歸方程的系數要小，說明城鎮化發展對山東省經濟增長的長期影響更為顯著。究其原因在于短期內城鎮化水平的提高還沒有使經濟增長的結構效應充分顯現;長期則不同，其影響效應得到充分顯現，農村人口不斷的向城鎮集中，使得城鎮人口數量增加，第一產業向第二、三產業轉變，使產業結構發生變動、企業不斷聚攏，使經濟結構趨于合理，從而加速了經濟增長。

(4)從方差分解結果來看，人均地區生產總值增長的最大沖擊影響主要來自于其本身，而其對城鎮化水平的反應相對較弱;人均地區生產總值對城鎮化水平的沖擊響應相對較強，但其增長效應主要來自于本身，兩者均對城鎮化水平有較大影響;城鎮化水平對人均地區生產總值的沖擊響應開始反應較弱，但對其影響效應逐步加強。這說明山東省城鎮化水平與經濟增長之間的相互沖擊影響差異明顯。

就現有的統計資料來看，衡量城鎮化與經濟增長的數據很多，選擇哪一指標衡量會更能反映實際情況，依舊有待于進一步地討論。通過以上分析，山東省城鎮化與經濟增長之間確實存在一種穩定的長期均衡關系，城鎮化水平的提高，對山東省經濟增長具有一定的拉動作用，但目前山東省城鎮化率依舊不高，使得城市規模效益還沒有充分發揮，城市的擴散輻射及創新溢出效應未充分顯現，要求進一步加強其對經濟增長的推動作用。隨著山東省經濟發展向工業化中后期的過渡，應采取措施加強城鎮化對山東省經濟增長的影響作用。如何加快推進城鎮化進程，以推動山東經濟的快速增長，以及如何促進兩者良性互動機制的形成，將是今后很長時間內探究的重要內容和政策措施。

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