城鎮化水平與經濟增長互動關系協整分析

陳利兵+張子龍

內容摘要：本文以江西省為例，根據江西省1978-2010年的統計數據，運用單位根檢驗、協整檢驗、格蘭杰因果關系檢驗等計量模型，利用Eviews6.0分析軟件，對江西省城鎮化水平與經濟增長之間的關系進行實證研究。結果表明，城鎮化水平與經濟增長之間存在著協整關系；從格蘭杰因果檢驗來看，經濟增長對江西省城鎮化水平的提高具有重要的作用，但城鎮化水平與經濟增長只存在著單向因果關系，城鎮化水平不是經濟增長的格蘭杰原因，僅僅通過人口城鎮化來促進經濟增長的作用比較有限。

關鍵詞：城鎮化水平 經濟增長 協整檢驗 E-G兩步法

問題的提出

十八大報告指出，我國要走新型的工業化、城鎮化發展道路，新型城鎮化被稱為中國經濟增長和社會發展的強大引擎。龍永圖（2010）、左小蕾（2010）等認為，在國內經濟轉型的背景下，城鎮化是我國未來經濟發展的重要動力，城鎮化水平和經濟增長之間呈現出顯著的相關關系，經濟增長與城鎮化水平之間有很大的一致性。

另一方面，段愛明（2011）等人指出，采取鼓勵城鎮化水平提高的政策并不能典型地促進經濟增長，城鎮化水平與經濟增長之間的關系依賴于政府的政策、制度的安排和城市間互動等因素。李宇嘉（2013）認為城鎮化是伴隨工業化的一個自然過程，這在個過程中，是工業化帶動了城鎮化，而非城鎮化推動工業化，城鎮化是工業化的結果而非原因，經濟增長在很大程度上是靠工業化來推動的，而非城鎮化，城鎮化不應是經濟增長的“工具”。梁欣然（2007）通過對安徽省的數據檢驗表明，城鎮化水平與經濟增長之間存在著單向的因果關系，城鎮化不是經濟增長的格蘭杰原因。

改革開放以來，江西經濟發展很快，從1978-2010年，經濟總量從87億元增長到9451.26億元，增長了108.6倍。城鎮化水平也從1978年的16.75%上升到2010年的44.06%。江西經濟增長與城鎮化水平之間的關系問題，是值得研究的課題。本文利用江西省1978-2010年的數據，運用Eviews6.0進行數據的定量分析，通過協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗，對江西省城鎮化水平與經濟增長之間的數量依存關系和因果關系進行研究，具有一定的現實意義。

數據來源與處理

本文使用的數據來源于2011年的《江西省統計年鑒》，樣本區間為1978-2010年的數據。城鎮化水平（URB）是以人口的城鎮化指標來衡量，即非農業人口數量/總人口數量。該指標較為客觀地反映人口在城鄉空間的分布情況，是衡量城鎮化水平比較通用的指標。經濟增長（GDP）指標以國內生產總值來表示。

為了消除可能存在的異方差，需要對數據進行處理，處理方法是對原時間序列取對數，分別記為LnURB、LnGDP，相應的一階差分記為△LnURB、△LnGDP。

實證分析

（一）各時間序列平穩性檢驗

時間序列分析經常遇到數據的平穩性問題，假如時間序列數據是非平衡的，則回歸的結果是不可信的，該回歸只是一個模似回歸。檢查時間序列平穩性的通用方法是單位根檢驗，本文采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗方法，如果原假設的時間序列存在單位根，則時間序列是非平穩的，如果不存在單位根，則時間序列是平穩的。對城鎮化水平和經濟增長的各項指標進行檢驗，結果見表1。通過分析，LnGDP、LnURB序列接受原假設，存在單位根，均為非平穩序列，但其一階差分后的序列△LnGDP、△LnURB在1%的顯著性水平下都拒絕原假設，一階差分序列沒有單位根，都是平穩序列，因此LnGDP、LnURB都是1階平穩序列。

（二）協整檢驗

從ADF檢驗結果來看，LnURB和LnGDP都是一階單整序列，即I（1），可以進行協整檢驗。對LnURB和LnGDP進行協整檢驗目的是論證它們是否存在長期的穩定關系。由于只考慮城鎮化水平與經濟增長水平兩個變量，在進行協整檢驗時使用Engl-Grange兩步法檢驗。

首先用OLS方法對LnGDP和LnURB進行回歸，得到回歸方程：

（1）

該回歸方程的殘差項為et，et=LnGDPt+8.518-4.721LnURBt。從回歸方程的參數看，擬合優度達到92.3%，但DW值太低，說明殘差et有可能存在自相關，有必要對et進行平穩性檢驗，殘差et檢驗結果如表2所示。檢驗結果顯示，ADF檢驗統計量為-3.06，小于在5%的顯著性水平下的臨界值-2.96，P值為0.005，表明拒絕原假設，殘差序列沒有單位根，et是平穩序列，et～I（1），所以變量LnGDPt與LnURBt是（1，1）階協整關系。

（三）誤差修正模型的建立

上述回歸方程是一個長期的靜態均衡模型，為了既能反映不同時間序列的長期均衡關系，又能反映短期偏離向長期均衡修正的機制，彌補長期靜態模型的不足，需要建立誤差修正模型。如果變量之間是協整關系，它們之間的這種短期非均衡關系可以通過誤差修正模型（ECM，Error Correction Model）來描述。

如果兩個變量X與Y的長遠均衡關系用Yt=α0+α1Xt+μt來表示，由于現實經濟中X與Y很少處于均衡點上，因此，建模時需要用數據的動態非均衡過程來逼近經濟理論的長期均衡過程，最一般的模型是自回歸分布滯后模型（ADL模型，autoregressive distributed lag），具有（1，1）階分布滯后形式的模型如下：

（2）

此模型可以看出，Y的t期值與X的t期值有關，也與t-1期的X與Y值有關，考慮到變量的非平穩性，不能直接用OLS法，需要進行變形，在式（2）的兩端減去Yt-1 ，在右邊加減β0Xt-1 得到：

（3）

利用，式（3）可以改成：endprint

（4）

式中δ=β1-1，其中Yt-1-α0-α1Xt-1就是誤差修正項，記作ECMt-1，公式（4）簡化為：

（5）

通過OLS法，建立的誤差修正模型為：

（6）

（四）Granger因果關系檢驗

通過上述分析，可知城鎮化水平與經濟增長兩個變量之間存在一階協整關系，接下來通過格蘭杰因果關系檢驗來確定二者的因果關系，檢驗結果如表3所示。

檢驗結果顯示，在滯后期3年和4年，LnGDP不是LnURB的格蘭杰原因的概率在0.38%和2.71%，通過不斷試驗，滯后期4年以上也都是拒絕原假設，這說明江西省經濟增長是城鎮化水平的格蘭杰原因。但從城鎮化水平對經濟增長的作用來看，在滯后期1年至4年，LnURB不是LnGDP的格蘭杰原因的概率始終都在68%以上，接受原假設，說明江西省城鎮化水平不經濟增長的格蘭杰原因，這一結論與梁欣然（2007）檢驗結論相吻合。

結論

通過上述單位根檢驗、協整檢驗、誤差修正模型建立和格蘭杰因果關系檢驗，可以得出以下結論：

首先，江西省城鎮化水平與經濟增長之間存在較強的相關關系，兩個指標取對數后，經過一階差分，通過了ADF檢驗，不存在單位根，是平穩性序列。協整檢驗表明，它們之間構成了長期穩定的均衡關系，由于取了對數，江西省城鎮化水平對經濟增長的彈性系數為4.721，即江西省城鎮化水平每提高1%，經濟總量會有4.721%的增長與之相對應。

其次，根據ECM模型可以看出，江西省城鎮化水平與經濟增長之間存在密切聯系，兩者之間同方向變動，城鎮化水平變化1%，引起經濟增長變化3.213%。誤差修正系數δ為-0.032，小于0，符合反向修正機制，意味著向平衡狀態較快收斂。若當期的江西省經濟增長變化偏離了城鎮化水平與經濟增長之間的均衡，在下一期，會有3.2%的偏差得到反向的修正，反之亦然。隨著經濟總量的提高，江西省城鎮化水平肯定會得到提高，這符合經濟發展規律。

再次，從格蘭杰因果關系檢驗來看，城鎮化水平與經濟增長存在著單向因果關系，經濟增長是江西省城鎮化水平的格蘭杰原因，在滯后期3年以上表現非常明顯，通過工業化帶動經濟增長會引起人口向城鎮集聚，城鎮化水平明顯提高，說明經濟增長對城鎮化水平的提高具有重要的作用。但是檢驗結果表明，城鎮化水平不是經濟增長的格蘭杰原因，江西省城鎮化對經濟增長基本上沒有起到很大的促進作用，即使有的話，促進作用也是很不明顯的。所以從目前來看，通過人口城鎮化來促進江西經濟增長的作用是比較有限的。

參考文獻：

1.龍永圖.城鎮化和工業化是中國經濟增長的動力[J].IT時代周刊，2010（6）

2.左小蕾.城鎮化是新的經濟增長點[J].上海國資，2010（3）

3.段愛明.城鎮化與農村經濟發展關系文獻綜述[J].武漢金融，2011（8）

4.李宇嘉.城鎮化不應是經濟增長工具[N].證券時報，2013-2-1

5.梁欣然.安徽省城市化與經濟增長的相互關系分析[J].江淮論壇，2007（6）

6.高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].清華大學出版社，2006endprint

（4）

式中δ=β1-1，其中Yt-1-α0-α1Xt-1就是誤差修正項，記作ECMt-1，公式（4）簡化為：

（5）

通過OLS法，建立的誤差修正模型為：

（6）

（四）Granger因果關系檢驗

通過上述分析，可知城鎮化水平與經濟增長兩個變量之間存在一階協整關系，接下來通過格蘭杰因果關系檢驗來確定二者的因果關系，檢驗結果如表3所示。

檢驗結果顯示，在滯后期3年和4年，LnGDP不是LnURB的格蘭杰原因的概率在0.38%和2.71%，通過不斷試驗，滯后期4年以上也都是拒絕原假設，這說明江西省經濟增長是城鎮化水平的格蘭杰原因。但從城鎮化水平對經濟增長的作用來看，在滯后期1年至4年，LnURB不是LnGDP的格蘭杰原因的概率始終都在68%以上，接受原假設，說明江西省城鎮化水平不經濟增長的格蘭杰原因，這一結論與梁欣然（2007）檢驗結論相吻合。

結論

通過上述單位根檢驗、協整檢驗、誤差修正模型建立和格蘭杰因果關系檢驗，可以得出以下結論：

首先，江西省城鎮化水平與經濟增長之間存在較強的相關關系，兩個指標取對數后，經過一階差分，通過了ADF檢驗，不存在單位根，是平穩性序列。協整檢驗表明，它們之間構成了長期穩定的均衡關系，由于取了對數，江西省城鎮化水平對經濟增長的彈性系數為4.721，即江西省城鎮化水平每提高1%，經濟總量會有4.721%的增長與之相對應。

其次，根據ECM模型可以看出，江西省城鎮化水平與經濟增長之間存在密切聯系，兩者之間同方向變動，城鎮化水平變化1%，引起經濟增長變化3.213%。誤差修正系數δ為-0.032，小于0，符合反向修正機制，意味著向平衡狀態較快收斂。若當期的江西省經濟增長變化偏離了城鎮化水平與經濟增長之間的均衡，在下一期，會有3.2%的偏差得到反向的修正，反之亦然。隨著經濟總量的提高，江西省城鎮化水平肯定會得到提高，這符合經濟發展規律。

再次，從格蘭杰因果關系檢驗來看，城鎮化水平與經濟增長存在著單向因果關系，經濟增長是江西省城鎮化水平的格蘭杰原因，在滯后期3年以上表現非常明顯，通過工業化帶動經濟增長會引起人口向城鎮集聚，城鎮化水平明顯提高，說明經濟增長對城鎮化水平的提高具有重要的作用。但是檢驗結果表明，城鎮化水平不是經濟增長的格蘭杰原因，江西省城鎮化對經濟增長基本上沒有起到很大的促進作用，即使有的話，促進作用也是很不明顯的。所以從目前來看，通過人口城鎮化來促進江西經濟增長的作用是比較有限的。

參考文獻：

1.龍永圖.城鎮化和工業化是中國經濟增長的動力[J].IT時代周刊，2010（6）

2.左小蕾.城鎮化是新的經濟增長點[J].上海國資，2010（3）

3.段愛明.城鎮化與農村經濟發展關系文獻綜述[J].武漢金融，2011（8）

4.李宇嘉.城鎮化不應是經濟增長工具[N].證券時報，2013-2-1

5.梁欣然.安徽省城市化與經濟增長的相互關系分析[J].江淮論壇，2007（6）

6.高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].清華大學出版社，2006endprint

（4）

式中δ=β1-1，其中Yt-1-α0-α1Xt-1就是誤差修正項，記作ECMt-1，公式（4）簡化為：

（5）

通過OLS法，建立的誤差修正模型為：

（6）

（四）Granger因果關系檢驗

通過上述分析，可知城鎮化水平與經濟增長兩個變量之間存在一階協整關系，接下來通過格蘭杰因果關系檢驗來確定二者的因果關系，檢驗結果如表3所示。

檢驗結果顯示，在滯后期3年和4年，LnGDP不是LnURB的格蘭杰原因的概率在0.38%和2.71%，通過不斷試驗，滯后期4年以上也都是拒絕原假設，這說明江西省經濟增長是城鎮化水平的格蘭杰原因。但從城鎮化水平對經濟增長的作用來看，在滯后期1年至4年，LnURB不是LnGDP的格蘭杰原因的概率始終都在68%以上，接受原假設，說明江西省城鎮化水平不經濟增長的格蘭杰原因，這一結論與梁欣然（2007）檢驗結論相吻合。

結論

通過上述單位根檢驗、協整檢驗、誤差修正模型建立和格蘭杰因果關系檢驗，可以得出以下結論：

首先，江西省城鎮化水平與經濟增長之間存在較強的相關關系，兩個指標取對數后，經過一階差分，通過了ADF檢驗，不存在單位根，是平穩性序列。協整檢驗表明，它們之間構成了長期穩定的均衡關系，由于取了對數，江西省城鎮化水平對經濟增長的彈性系數為4.721，即江西省城鎮化水平每提高1%，經濟總量會有4.721%的增長與之相對應。

其次，根據ECM模型可以看出，江西省城鎮化水平與經濟增長之間存在密切聯系，兩者之間同方向變動，城鎮化水平變化1%，引起經濟增長變化3.213%。誤差修正系數δ為-0.032，小于0，符合反向修正機制，意味著向平衡狀態較快收斂。若當期的江西省經濟增長變化偏離了城鎮化水平與經濟增長之間的均衡，在下一期，會有3.2%的偏差得到反向的修正，反之亦然。隨著經濟總量的提高，江西省城鎮化水平肯定會得到提高，這符合經濟發展規律。

再次，從格蘭杰因果關系檢驗來看，城鎮化水平與經濟增長存在著單向因果關系，經濟增長是江西省城鎮化水平的格蘭杰原因，在滯后期3年以上表現非常明顯，通過工業化帶動經濟增長會引起人口向城鎮集聚，城鎮化水平明顯提高，說明經濟增長對城鎮化水平的提高具有重要的作用。但是檢驗結果表明，城鎮化水平不是經濟增長的格蘭杰原因，江西省城鎮化對經濟增長基本上沒有起到很大的促進作用，即使有的話，促進作用也是很不明顯的。所以從目前來看，通過人口城鎮化來促進江西經濟增長的作用是比較有限的。

參考文獻：

1.龍永圖.城鎮化和工業化是中國經濟增長的動力[J].IT時代周刊，2010（6）

2.左小蕾.城鎮化是新的經濟增長點[J].上海國資，2010（3）

3.段愛明.城鎮化與農村經濟發展關系文獻綜述[J].武漢金融，2011（8）

4.李宇嘉.城鎮化不應是經濟增長工具[N].證券時報，2013-2-1

5.梁欣然.安徽省城市化與經濟增長的相互關系分析[J].江淮論壇，2007（6）

6.高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].清華大學出版社，2006endprint