盧麗文，張 毅,2，李永盛

（1.中國地質大學＜武漢＞研究生院，武漢 430074；2.華中師范大學 城市與環(huán)境科學學院，武漢 430079）

0 前言

城鎮(zhèn)化的發(fā)展必將釋放巨大內需，城鎮(zhèn)化是中國經(jīng)濟長期平穩(wěn)較快發(fā)展的動力源泉。城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展到底是什么關系，城鎮(zhèn)化到底對經(jīng)濟增長的推動作用有多大，全國區(qū)域尺度、東中部區(qū)域尺度、西部區(qū)域尺度是否存在區(qū)域差異，這些問題的探討對于服務現(xiàn)實國家的宏觀決策具有重大的意義。本文首先建立了經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)化水平的var模型，初步探討經(jīng)濟發(fā)展與城鎮(zhèn)化水平之間的相互關系，然后收集面板數(shù)據(jù)，采用空間計量模型，既考慮了時間尺度的相關性，又考慮了空間尺度的相關性。因此，對我國城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響的貢獻度進行更加科學的研究。

1 變量的選擇與數(shù)據(jù)來源

1.1 變量的選擇

因變量：一般來說，GDP、人均GDP這兩個指標都能很好的反映經(jīng)濟增長水平，本文選擇人均GDP，主要是考慮剔除人口規(guī)模的影響。

自變量：關于城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的常用衡量指標主要有單一指標法、多項指標法，其中一直處于主導地位的方法是人口比重指標法，本文選擇人口城鎮(zhèn)化率CZH。

為消除原始數(shù)據(jù)可能存在的異方差，對自變量和因變量數(shù)據(jù)進行取對數(shù)處理為lnRGDP與lnCZH。

基于VAR模型分析的數(shù)據(jù)取1978～2011年全國人均GDP與人口城鎮(zhèn)化率的時間序列數(shù)據(jù)，空間面板計量模型的數(shù)據(jù)選取2007～2011年31個省市的人均GDP與人口城鎮(zhèn)化率數(shù)據(jù)。

1.2 數(shù)據(jù)來源

變量數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒（2006～2012）》、《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒2007》及《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒2012》，包括中國31個省市區(qū)，港澳臺地區(qū)由于數(shù)據(jù)缺失原因除外，同時論文還分西部及東中部研究了其城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響，其中中國東中部地區(qū)：北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南、山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南19個省市，西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、廣西、陜西、甘肅、青海、寧夏、西藏、新疆、內蒙古12個省市。

2 基于VAR模型的經(jīng)濟發(fā)展與城鎮(zhèn)化水平動態(tài)關系分析

Var模型是不以經(jīng)濟理論為基礎的模型，主要用于預測和分析隨機擾動項對系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，利用var模型可以很好的研究經(jīng)濟發(fā)展與城鎮(zhèn)化水平的波動傳導關系。

2.1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

利用單位根檢驗來判斷數(shù)據(jù)的判斷數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，避免偽回歸，單位根檢驗結果如表1所示。

表1 時間序列單位根檢驗

從表1可以看出，原始數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)的時間序列，經(jīng)過一階差分，都呈一階單整，有存在協(xié)整的可能。根據(jù)赤池信息準則（AIC)和施瓦茨（SC）最小的原則確定模型最優(yōu)滯后階數(shù)為3。根據(jù)最優(yōu)滯后階數(shù)對變量進行Johansen協(xié)整檢驗，檢驗結果通過了5%的顯著性檢驗，拒絕原假設，變量之間存在協(xié)整關系，說明經(jīng)濟發(fā)展與城鎮(zhèn)化水平之間存在長期均衡關系。為進一步驗證協(xié)整關系的正確性，利用AR根的圖表驗證方法如圖1所示，單位根倒數(shù)的模都小于1，都落在單位圓之內，因此，是一個平穩(wěn)的系統(tǒng)。

圖1 AR根檢驗結果

2.2 脈沖響應函數(shù)分析

脈沖響應函數(shù)用來刻畫的是來一個標準差的自擾動項（新息）的沖擊對當前值和未來值的影響軌跡，比較直觀的表現(xiàn)出的動態(tài)互動關系。廣義脈沖響應不依賴于var模型各變量的排序關系，所以本文采用的是廣義脈沖響應，得到結果如圖2和圖3所示：

圖2 城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展本身對經(jīng)濟發(fā)展的影響

圖3 經(jīng)濟發(fā)展與城鎮(zhèn)化本身對城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響

通過圖2反映的是各內生變量對人均GDP的一個標準差大小的隨機新息的反應，從圖中可以看出Y（人均GDP）對其自身的反應是持續(xù)的正向效應，到第二期時達到最大，然后逐步減小，第三期至第八期減弱幅度較大，至第十期趨于穩(wěn)定，這說明當期的人均GDP與其滯后值相關聯(lián)，但是關聯(lián)度在逐步減弱。城鎮(zhèn)化水平的沖擊引起Y（人均GDP）的變化是波動的，當在本期給城鎮(zhèn)化水平一個正向沖擊后，人均GDP在前三期為正向波動狀態(tài)，隨后轉為負響應，負響應先增大后減少，逐步轉為正響應，這說明城鎮(zhèn)化水平的提高有助于經(jīng)濟增長，但具有滯后效應，分析原因可能是在城鎮(zhèn)化水平提高拉動了投資與消費，通過一段時期的傳導，抵消掉了城鎮(zhèn)水平提高帶來的城鄉(xiāng)差距擴大的負效應，促進了人均GDP的提高。

從圖3中可以看出，X（城鎮(zhèn)化水平）對其自身的沖擊反應是：先上升，后下降，總體而言是正響應，但在快速減弱，說明城鎮(zhèn)化水平與其滯后值相關聯(lián)。當在本期給人均GDP一個正向沖擊后，城鎮(zhèn)化水平在前三期為正向波動狀態(tài)，第二期為最低點，隨后逐步上升，為持續(xù)的正響應，說明經(jīng)濟發(fā)展的正向沖擊對城鎮(zhèn)化水平的提高具有非常顯著促進作用，并且具有較長的持續(xù)效應?？赡艿脑蚴侨司鵊DP越高，刺激居民的消費，拉動投資，投資帶動就業(yè)，就業(yè)機會的增多引起人口向城鎮(zhèn)流動，城鎮(zhèn)化水平提高。

2.3 方差分解分析

方差分解可以用來把系統(tǒng)中每一個內生變量的變動分解成各變量所做的貢獻，可以進一步評價各新息對模型內生變量的重要性。

圖4 各變量沖擊對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻度

圖5 各變量沖擊對城鎮(zhèn)化發(fā)展的貢獻度

從圖4和圖5可以看出：人均GDP的波動在第一期只受到自身沖擊的影響，從第二期起來自城鎮(zhèn)化水平的波動的影響逐步提高，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻是逐步增加的，第六期趨于穩(wěn)定，穩(wěn)定在18%左右。城鎮(zhèn)化水平的波動在第一期就受到自身及人均GDP的沖擊，并且來自城鎮(zhèn)化自身的擾動逐步下降，人均GDP的擾動上升至30%左右，經(jīng)濟發(fā)展對城鎮(zhèn)化水平的提高具有顯著的促進作用，這與我們得到的脈沖響應結論吻合。

2.4 格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗是統(tǒng)計意義的因果關系，其定義是在包含變量X、Y的過去信息的條件下，變量X的值包括進來能有助于解釋變量Y的將來變化，則說X是Y的格蘭杰原因。本文通過對變量滯后3期進行格蘭杰因果檢驗，得出結果如表2所示：

表2 格蘭杰因果檢驗結果

通過表2可以看出：城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展是雙向格蘭杰因果關系。因此，進一步驗證了城鎮(zhèn)化水平的提高對經(jīng)濟增長有促進作用，其實質是人口與經(jīng)濟活動在空間上集聚的過程。同時，經(jīng)濟的增長對促進城鎮(zhèn)化也有積極的促進作用。

3 基于空間面板的城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟發(fā)展貢獻度分析

通過VAR模型，研究了時間序列城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展的關系，但忽視了空間上的個體差異，也忽視了空間尺度的相關性，因此，進一步采用空間面板數(shù)據(jù)模型對我國的城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻度做分析。

3.1 面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

為了避免偽回歸，保證估計結果的有效性，需要對面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗，本文對變量進行了單位根及協(xié)整檢驗。面板數(shù)據(jù)單位根及協(xié)整檢驗利用的是eviews6軟件，單位根檢驗采用的是LLC、IPS、ADF、PP四種檢驗方法。

表3 變量的單位根檢驗

一般來說，只要LLC及ADF兩種檢驗方法均拒絕原假設則說明數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，從表3可以看出，原始的數(shù)據(jù)的單位根檢驗值并不顯著，在經(jīng)一階差分后，所有檢驗方法的檢驗值在10%的顯著性水平下均拒絕了存在單位根的假設，可以認為數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，所以全國、東中部、西部數(shù)據(jù)都是I（1）一階單整，他們之間可能存在協(xié)整關系。

表4 協(xié)整關系檢驗結果

對于小樣本，Panel ADF-Statistic和Group ADF-Statistic統(tǒng)計量的檢驗效果更好，檢驗結果從表4可以看出Panel ADF-Statistic和Group ADF-Statistic檢驗都通過了1%的顯著性水平，對于T較小時，Kao檢驗具有更好的檢驗功效，從表4中可以看出，Kao檢驗也均通過了1%的顯著性水平，拒絕不存在協(xié)整關系的假設，因此，本文認為我國31個省市的經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)化水平兩個變量之間存在協(xié)整關系。

3.2 空間相關性檢驗

在建立空間計量模型前，首先要檢驗數(shù)據(jù)之間是的空間相關性是否明顯。

本文采用了 Moran I 、LMlag、LMerr、R-LMlag、R-LMerr五種自相關統(tǒng)計量對省域經(jīng)濟增長和城鎮(zhèn)化水平進行空間相關性檢驗，其中LMlag、LMerr、R-LMlag、R-LMerr還可以為模型的選擇提供依據(jù)。矩陣采用的是分塊對角矩陣，利用matlabR2010a軟件計算結果如表5所示。

表5 經(jīng)濟增長和城鎮(zhèn)化空間相關性檢驗結果

從表5可以看出，全國、東中部、西部地區(qū)經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)化水平之間的空間相關性檢驗都非常顯著，而且全國、東中部、西部地區(qū)的空間相關性都在0.6以上，呈正相關，經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)化具有明顯的空間依賴性及空間集聚效應，因此采用傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)方法估計的模型是有偏的或者是無效的，我們在探討經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)化水平之間的關系時將空間因素納入模型十分必要。同時從表中的LM與R-LM檢驗可以判斷西部地區(qū)選擇空間滯后模型。

3.3 空間計量模型的選擇與分析

Anselin將空間誤差項及空間滯后被解釋量引入傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)模型中，空間經(jīng)濟計量的兩種基本模型分別是：

空間滯后模型SLM：Y=ρ(IT?WN)Y+βX+ε

空間誤差模型SEM：y=Xβ+ε ε=λ(IT?WN)ε+μ

其中Y表示經(jīng)濟產(chǎn)出，用lnRGDP來表征；U表示城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，用人口城鎮(zhèn)化率lnCZH來表征；

在進行模型選擇時，需要考慮是選擇采用固定效應模型還是隨機效應模型，本文通過運行matlabR2010a軟件，比較空間滯后（SLM）固定效應與隨機效應模型，空間誤差（SEM）固定效應與隨機效應模型檢驗值，如表6所示。

表6 隨機效應和固定效應檢驗結果

從表6可以看出，全國、西部區(qū)域范圍的空間誤差隨機效應Hausman檢驗在5%的水平上顯著，表明應采用固定效應，且從全國、東中部、西部區(qū)域范圍來看，空間滯后固定效應的LR-test、調整的R2、log-likelihood均大于其他三類模型，表明應選擇空間固定效應模型。

固定效應模型包括無固定效應、空間固定效應、時間固定效應及時空雙固定效應四類模型。通過運行matlabR2010a軟件得出全國、東中部、西部地區(qū)空間滯后（SLM）四類固定效應模型結果如表7、8、9所示。

表7 全國區(qū)域空間固定效應模型的估計結果

表8 東中部地區(qū)空間固定效應模型的估計結果

表9 西部地區(qū)空間固定效應模型的估計結果

通過分析表7、8、9可以得出以下結論：

通過綜合對比空間滯后模型的四類固定效應模型的調整的R2（擬合優(yōu)度）、δ2、log-likelihood，空間固定效應明顯優(yōu)于無固定效應和時間固定效應，時空固定效應的極大似然值雖然大于空間固定效應，但其擬合優(yōu)度太低，本文選擇了空間固定效應模型。導致這種情況的可能有兩個原因引起：原因一是本文選取的是“短面板”數(shù)據(jù)，也就是時間序列個數(shù)（T=7）小于截面?zhèn)€體（N=31)數(shù)量,也就可能會導致相對于時間固定效應來說，截面的個體效應更顯著。原因二是說明相鄰區(qū)域城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的作用的空間溢出效應隨區(qū)域、但不隨時間變化存在很大差異，也就是說主要體現(xiàn)在區(qū)域間的結構性差異上，這與我們國家的實際情況也是相符的。

全國、東中部、西部經(jīng)濟增長的空間溢出效應顯著，區(qū)位因素對經(jīng)濟增長具有重要影響。從表中可以看出，空間效應系數(shù)都在0.8以上且在5%的水平上顯著，這表明經(jīng)濟增長具有正向的空間擴散效應，一個地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展會受到相鄰地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響。

運用空間固定效應模型，可以進行具體的數(shù)據(jù)計算分析：對于全國區(qū)域而言，如果城鎮(zhèn)化水平提高1%，則人均GDP增長0.93%。對于東中部區(qū)域而言，如果城鎮(zhèn)化水平提高1%，則人均GDP增長3.14%。對于西部地區(qū)而言，如果城鎮(zhèn)化水平提高1%，則人均GDP增長0.32%。說明城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響存在很大的區(qū)域差異，其中，東中部地區(qū)城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟的促進作用最為明顯，而在西部地區(qū)城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟的促進作用就相比削弱了很多。究其原因本文認為一是東中部地區(qū)教育水平、基礎設施、生活水平相比于西部地區(qū)都具有優(yōu)勢，人力資源水平較高，具有較好的發(fā)展基礎，因此東中部人口的城鎮(zhèn)化可以形成較高的生產(chǎn)能力，產(chǎn)生較大消費能力，從而城鎮(zhèn)化質量更高，促進經(jīng)濟增長的效率就更高，而隨著經(jīng)濟的增長，教育、基礎設施等的投入增加，社會就業(yè)崗位增長，人口的城鎮(zhèn)化水平進一步提高，兩者形成良性循環(huán)。而我國的西部地區(qū)雖然資源比較豐富，但是由于基礎設施、教育水平、體制改革相對落后，投資不足，抑制了當?shù)鼐蜆I(yè)的增長、消費水平的提高、工資水平的提升，一部分人雖然由貧困的農村搬到城鎮(zhèn)，但是其生活仍在貧困線上掙扎，城市貧困問題仍是西部需要關注的問題之一，影響城鎮(zhèn)化質量不高，從而導致對經(jīng)濟增長的效率相對低下，因此東中部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟增長的促進效率遠遠高于西部地區(qū)。二是東中部由于經(jīng)濟更為發(fā)達，就業(yè)、求學等機會更多，工資水平更高，吸引了更多來自西部地區(qū)的人口流入東中部地區(qū)，尤其是東部吸引了大量來自西部欠發(fā)達地區(qū)的高科技人才和農村剩余勞動力，他們在東部城市就業(yè)、生活，為城市經(jīng)濟的發(fā)展做貢獻，也就是說西部地區(qū)的資源大量流入東部地區(qū)，并且形成明顯的馬太效應，從而形成了明顯的區(qū)域差異。

4 結論與建議

本文主要利用var模型和空間計量模型研究了城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展的關系，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻度，得出以下結論：（1）本文首先利用var模型研究了城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展關系，脈沖響應函數(shù)、方差分解分析、格蘭杰因果檢驗都表明城鎮(zhèn)化水平的提高對經(jīng)濟增長有積極的促進作用，經(jīng)濟增長對城鎮(zhèn)化發(fā)展也具有促進作用，城鎮(zhèn)化實質是人口和經(jīng)濟活動在空間上的集聚。（2）本文利用空間計量模型分析得出全國城鎮(zhèn)化每提高一個百分點，人均GDP增長約為0.93個百分點，東中部地區(qū)城鎮(zhèn)化每提高一個百分點，人均GDP增長約為3.14個百分點，西部地區(qū)城鎮(zhèn)化每提高一個百分點，人均GDP增長約為0.32個百分點，貢獻度為東中部＞全國＞西部。

根據(jù)本文對中國城鎮(zhèn)化經(jīng)濟績效空間差異特征的研究，提出如下建議：（1）從宏觀政策導向而言，積極推動城鎮(zhèn)化建設，注重城鎮(zhèn)化發(fā)展質量。（2）我國經(jīng)濟發(fā)展和城鎮(zhèn)化水平都存在明顯的空間外溢效應，通過快速交通體系及體制改革等措施，確實縮短距離，加強省域間的聯(lián)系，尋求跨區(qū)域的發(fā)展與合作，由區(qū)域間的“競爭”發(fā)展走向“協(xié)同”發(fā)展，實現(xiàn)共贏的局面。（3）提高西部地區(qū)城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的促進效率，縮小東西部發(fā)展差距，在中西部積極培育城市圈與城市群，打造城市經(jīng)濟圈，發(fā)揮空間集聚效應，形成增長極，發(fā)揮增長極的輻射帶動作用，打破省域行政壁壘在區(qū)域間和省域間形成整合聯(lián)動發(fā)展的局面，協(xié)調區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。

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