我国城市化与经济增长关系实证分析<br/>——基于1978～2014年城市化率

我国城市化与经济增长关系实证分析
——基于1978～2014年城市化率

2017-05-11张广威

山东工商学院学报 2017年2期

关键词：格兰杰协整城市化

张广威

(1.山东工商学院经济学院,山东烟台 264005;2.中国海洋大学经济学院,山东青岛 266100)

半岛经济研究

我国城市化与经济增长关系实证分析
——基于1978～2014年城市化率

张广威

(1.山东工商学院经济学院,山东烟台 264005;2.中国海洋大学经济学院,山东青岛 266100)

基于1978～2014年我国城市化率、人均GDP时间数列,采用协整检验、格兰杰因果检验、误差修正、脉冲响应、方差分解系列方法进行计量分析,研究我国城市化与经济增长之间的关系,结果表明,城市化与经济增长具有长期正向相关关系;经济增长对城市化的推动作用明显,而城市化对经济增长的推动作用不明显;城市化与经济增长之间都产生负向的相互影响。为形成城市化与经济增长的有效推动局面,我国今后应保持较快经济增长速度,优化城市产业结构,创新城乡管理体制。

城市化;经济增长;协整检验;格兰杰因果检验;脉冲响应

一、引言

城市化是农村人口向城市迁移的过程,主要表现为城市人口增加,城市产业结构和就业结构优化,城市居民收入提高,城市文明不断提高。进入21世纪以来,我国的城市化已被公认为世界经济增长与社会发展的两大驱动因素(顾朝林,2007)[1]。的确,我国城市化给我国经济社会发展带来了巨大变化。

美国城市规划专家贝利(Berry)认为,一个国家的经济发展水平与该国的城市化程度之间存在某种天然的联系。国内外诸多研究表明,城市化与经济增长之间具有密切的关系。美国经济学家钱纳里(Chenery,1988)[2]对1950～1970年101个国家的经济发展与城市化数据分析,发现不同的人均 GNP 水平上就有不同的经济结构与城市化水平与之对应。贝利(Berry,1965)对95个国家的43个变量进行分析,证明了城市化与经济增长之间存在正相关关系。美国城市经济学家亨德森(Henderson,2000)对不同国家的横截面数据测算,得出城市化水平与人均 GDP之间具有正相关关系,且相关系数为0.85[3]。我国的周一星(1995)对1977年世界157个国家和地区的资料进行统计分析,发现除20国家外其余137个国家的城市化水平与经济增长呈现十分明显的对数关系[4]。高佩义(2004)对世界168 个国家和地区的城市化水平、人均 GDP分析,得出城市化与经济发展存在互促共进关系[5]。李金昌、程开明(2006)对1978～2004年我国城市化与经济增长之间关系进行分析,证明经济增长对城市化的正向作用强于城市化对经济的负向作用[6]。施建刚、王哲(2011)对1978～2008年我国城市化与经济增长分析,验证结果是短期内城市化与经济增长的相互促进作用是存在的,而从长期来看城市化与经济增长之间的相互影响是负向的[7]。以上主要代表观点表明城市化与经济增长关系研究结论或相近或不同,主要原因在于专家们的模型设计、测算方法、样本数量等差异性大。就我国城市化与经济增长的实证看,我国学者对该问题所选取的数据样本相对较少,得出的结论不尽相同。为进一步研究城市化与经济增长之间动态关系,笔者扩大研究样本数量,选取1978～2014年期间37年数据进行实证测算。

二、数据的选取

改革开放前30年,由于受政治等因素严重影响,我国城市化水平和经济增长都处于上下震荡阶段,波动很大,难以探究二者规律性关系,那么，研究我国1978年后的数据间关系更为科学。城市化水平指标选取人口城市化率,即城镇人口占总人口的比重,用UR标记;经济增长指标选取人均国内生产总值(GDP),用PG标记,本文认为，这一指标可以较合理地反映经济增长的人均水平,可以大幅度减少人口规模因素的影响。UR与PG将构成两个时间序列数据,数据详见表1。为剔除物价变动影响、消除时间序列引起的异方差性,对两个时间序列数据取自然对数,分别用LnUR和LnPG标记。文章实证过程采用Eviews7.2软件进行计量分析。

三、城市化与经济增长关系分析

1.平稳性检验分析

由于选取的城市化率和人均GDP两个变量都是时间序列数据,若寻找二者的关系须要观察是否能够协整,只有两个相同单整阶数的两个变量才有可能存在协整关系。那么,首先对两个变量进行平稳性检验。此处选用ADF方法检验变量的平稳性问题。

表1 1978～2014年我国城市化率、人均GDP

注:以上数据来源于《中国统计年鉴(2015)》。

通过对LnUR和LnPG进行ADF检验,检验结果见表2,显示LnUR和LnPG的ADF检验值都大于显著性水平10%的临界值,表明LnUR和LnPG时间序列都呈现非平稳性;然后对LnUR、LnPG两个时间序列分别做一阶差分ΔLnUR、ΔLnPG,再进行ADF检验,结果显示,ΔLnUR的检验值-3.730 270小于显著水平1%下的临界值-3.670 170,ΔLnPG的检验值-3.779 267小于显著水平1%下的临界值-3.653 730,表明ΔLnUR和ΔLnPG序列都表现出平稳性,ΔLnUR和ΔLnPG都具有一阶单整,即LnUR～I(1)、LnPG～I(1),满足协整的条件。主要数据和结果见表2。

表2 我国城市化水平与人均GDP系列ADF检验结果

注:(1)Δ为一阶差分运算。(2)检验形式(C,T,L)中的C、T、L分别为模型中的常数项、时间趋势、滞后阶数。(3)滞后期的选择以赤池信息准则(AIC)为依据。

2.协整分析

Enger-Granger是检验两变量的协整关系有效方法,此处采用EG两步法,先协整回归方程,再检验残差的平稳性[8]。

第一步,建立回归模型,如方程(1),其中LnUR是被解释变量,LnPG是解释变量,μ为随机绕动项。

LnURt=α+βLnPGt+μt

(1)

利用普通最小二乘法(OLS)对方程(1)进行回归,估计结果如下:

LnUR=1.655389+0.216432LnPG

t=(35.31524) (39.25909)

对方程(1)进行检验:拟合优度与修正的拟合优度都大于0.977,表明所建立模型对样本数据拟合很好;由于样本数量是37,解释变量数量是1,可知F0.05(1,35)

第二步,对方程残差项进行ADF检验,结果显示(见表3),ADF检验值为-1.455905,小于显著性水平5%的临界值,表明残差序列

εt不存在单位根,为平稳序列,即εt～I(0)。

EG两步法表明,LnUR和LnPG确实存在

表3 残差项ADF检验结果

协整关系,即我国改革开放后城市化与经济增长存在着长期动态均衡关系,两者关系具有协调性。回归结果显示,从长期看我国经济增长与城市化之间呈正相关关系,人均GDP每变动1%,城市化率将同方向变动0.216个百分点。

3.误差修正模型分析

由于LnUR与LnPG存在协整关系,两个时间序列变量存在误差修正机制,可以通过建立误差修正模型来反映短期偏离长期均衡的修正过程。基本思路是,先建立长期关系模型,通过水平变量和OLS法估计出时间序列变量的关系,然后建立误差修正方程,将长期关系模型中各变量以一阶差分形式重新加以构造,并将长期关系模型所形成的残差序列作为解释变量引入,对短期动态关系进行逐项检验。

构建误差修正模型,如方程(2),其中et-1为误差修正项。

ΔLnURt=α+βΔLnPG+γet-1+εt

(2)

利用普通最小二乘法(OLS)对方程(2)进行回归,估计结果如下:

ΔLnURt=0.038441-0.055802ΔLnPGt-0.069414et-1

t=(8.135511) (1.721422) (1.814304)

其他药物抗结核药中的比嗪酰、利尿药中的双氢克尿噻以及心血管类药如硝苯地平、胺碘酮等，也有诱发光敏反应的可能性。

R2=0.171019, DW=1.429042

方程(2)的OLS估计结果表明,我国城市化变化不仅取决于人均GDP增加值的变化,还取决于前一期城市化水平对均衡水平的偏离,误差修正项et-1估计系数为-0.069,体现了对偏离的修正,当短期波动偏离长期均衡时,将以-0.069的力度将非均衡状态拉回均衡状态。表明,LnUR和LnPG相互协整的时间序列存在误差修正机制,能够进行短期调节。

4.格兰杰因果检验分析

协整检验可以发现变量序列之间是否保持长期均衡关系,但不能确认变量之间是否具有因果关系。因果关系是指变量之间的依赖性,作为结果的变量是由作为原因的变量所决定的,原因变量的变化引起结果变量的变化[9]。此处采用格兰杰因果(Granger)关系检验寻求我国城市化率与人均GDP之间的因果关系。格兰杰因果关系检验本质上是检验一个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量方程中,一个变量如果受到其他变量的滞后影响,则称它们具有格兰杰因果关系。下面构建我国城市化水平与人均GDP之间的格兰杰因果关系模型,如方程(3):

(3)

方恒(3)式中下标t为年度,k为最大滞后阶数,εt为白噪声。建立向量自回归模型(VAR),然后进行格兰杰因果检验。选取滞后8期,结果见表4。

表4 我国城市化率与人均GDP之间的格兰杰因果检验结果

表中数据显示,LnPG不是LnUR的格兰杰原因的概率在第1、2、3、4期分别是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%,表明我国经济增长对城市化的推动效应滞后1年后显现,经济增长是城市化发展的主要原因,具有显著推动作用。LnUR不是LnPG的格兰杰原因的概率在第1、2、4、6、7期分别是64.6%、27.7%、16.2%、12.5%、18.5%,大于10%,第3、第5期的概率分别为2.3%、5.7%,表明城市化对经济增长具有一定程度的推动作用,但并不显著。

5.脉冲响应分析

图1显示,城市化对自身冲击的脉冲响应图,受到自身冲击后第1期就有响应,上升到0.9%,到第5期达到1.4%,第5期后冲击效应逐渐衰减,到第10期减小到0.4%。图2显示,人均GDP对自身冲击的脉冲响应图,受到自身冲击后第1期就有响应,上升到3.8%,随后逐步上升,第6期到最高为6.7%,之后较快衰减,10期减小为1.5%。图3显示,当本期对城市化一个标准差冲击后,经济增长产生较大响应,呈现“上升——下降——上升”的波动过程,前3期为正向变化,第2期响应凸显,然后不断下落,从第3期到第8期产生负向变化,第5期负向响应最大,第8期之后为正向变化,这表明城市化对经济增长既有正向冲击效应,又有显著的负向冲击效应。图4显示,当本期对人均GDP增加值一个标准差冲击后,城市化率有显著反应,呈现先小幅下降后快速上升趋势,第1期没反应,第2、3、4期为小幅度负向冲击反应,第4期之后为正向反应,且产生显著冲击效应,第10期冲击最大。这表明经济增长初期未对城市化产生正向冲击,经过短期过渡后正向冲击效果越来越明显。以上结论与脉冲响应结论、格兰杰因果检验结论基本一致。

图1 我国城市化对自身脉冲的响应图

图2 我国人均GDP对自身脉冲的响应图

图3 我国城市化对人均GDP脉冲的响应图

图4 我国人均GDP对城市化脉冲的响应

6.方差分解分析

方差分解是分析每个结构冲击对变量变化的贡献度,能够进一步评价不同结构冲击的重要性。根据方差分解理论模型,对我国城市化率和人均GDP的预测均方差进行分解,结果见表5。

从我国城市化水平波动看,第1期只受自身波动影响,人均GDP对城市化的冲击从第2期开始,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%之间低幅波动,从第5期后逐渐上升,到第10期达到20.9%;同期,城市化水平受自身波动冲击影响减弱,随后第2期稍有下降,第2到第5期后相对稳定,在98～99%之间波动,第6期后逐步下降,一直到第10期减少到79.1%,这与脉冲图像分析的结果基本一致。从我国人均GDP波动看,第1期就受到自身波动和城市化冲击,即受自身波动影响大于城市化的影响,第1期达到91.3%,随后人均GDP呈小幅上升态势,第7期后基本稳定,处于93～94%之间;同期,人均GDP受城市化的影响稍有下降,第7期后基本稳定,处于7～8%之间。可以判断,经济增长对城市化的正向冲击效应,显著大于城市化对经济增长的负向冲击效应,由此可见,经济增长是城市化波动的主要原因。

表5 我国城市化率和人均GDP的预测均方差分解结果

四、结论与建议

1.结论

(1)城市化与经济增长之间呈正相关关系。通过对城市化率、人均GDP的自然对数LnUR、LnPG进行一阶差分后,时间序列变得平稳,经过协整分析后,发现1978～2014年期间我国城市化与经济增长之间保持长期均衡关系,二者呈正相关关系,我国经济增长率每提高1%,城市化率将提高0.216%。

(2)城市化与经济增长之间相互影响的正负作用机制同时存在。根据脉冲图像分析,经济增长对城市化的冲击影响有3期为负向影响,之后较快变为正向影响;城市化对经济的冲击的第3～8期为负向影响,且影响幅度较大,其他期为正向影响,这表明无论经济增长对城市化还是城市化对经济增长的影响都不能形成十足的正向冲击,各自反作用的力量都存在。主要原因在于,我国产业结构在一定程度上制约农村人口向城市转移,城乡二元结构和城市管理体制反过来制约产业经济增长。

(3)经济增长对城市化的推动作用显著。根据格兰杰因果检验、脉冲函数响应分析、方差分解分析,发现我国城市化的波动主要由经济增长产生,经济增长能较显著地推动城市化发展,而城市化对推动经济增长有一定促进作用,效果不明显,就是说,经济增长对城市化的推动作用显著大于城市化对经济的推动作用。

2.建议

(1)保持经济持续较快增长。加快城市化发展是我国当前的战略任务,原因是城市化是我国扩大投资需求和消费需求的重要载体,是“转方式、调结构”的有效手段。由于经济增长能够提供更多的城市就业岗位,吸引农业转移人口到城市就业和安家,为此我国需要保持较快的经济增长速度。近10年我国城市化率年均增长约1.2%,根据长期动态关系测算,若今后我国加快城市化发展,那么我国经济增长需要持续较快增长,预计要保持6%或稍快的增长速度。

(2)优化城市产业结构。农业转移人口进城的关键在于城市产业能够有效吸纳这些群体。当前我国城市产业结构比较突出的问题是,重工业比重偏大,服务业比重较小,而重工业吸纳就业人口少,服务业吸纳就业人口多,从而影响了人口向城市转移。基于我国农民多且劳动力素质不高的现状,今后城市产业结构优化的重点是积极发展劳动密集型产业,尽快壮大服务业规模,注重发展轻工业,适度减小重工业比重,使产业城市化与人口城市化有机融合[11]。

(3)加大城市管理体制改革力度。城市化之所以对经济增长产生反向机制,主要在于我国封闭的城乡二元结构、不合理的城市体系和城市规模。今后,我国坚决破除二元体制桎梏,重点是放开约束农民进城的户籍管理制度,构建有利于农民进城的社会保障制度、土地管理和教育管理制度,加快农民进城步伐。围绕优化城市体系,要不断创新城乡管理体制,构建城市群协同发展机制,控制特大城市和超大城市规模,积极发展中小城市,重点提高县域城镇的承载力,使城市形成强有力的集聚效应和溢出效应,对经济增长产生良性推动。

[1][美]布莱恩·贝利.比较城市化——20世纪不同道路[M].北京：商务印书馆，2008.

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[5]高佩义.中外城市化比较研究(增订版) [M]. 天津：南开大学出版社,2004.

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[责任编辑:李效杰]