李 昊

(武漢大學(xué)中國中部發(fā)展研究院,湖北 武漢430072)

1 問題的提出

城鎮(zhèn)化是指人口和產(chǎn)業(yè)活動在空間上集聚、鄉(xiāng)村地區(qū)轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘械貐^(qū)的過程,它是一種在空間體系下的經(jīng)濟轉(zhuǎn)換過程。由于規(guī)模經(jīng)濟和集聚經(jīng)濟效應(yīng),經(jīng)濟和人口慢慢集中于城市。一方面,經(jīng)濟增長最終結(jié)果使得城市出現(xiàn)聚集、城市規(guī)模擴大從而城鎮(zhèn)化水平提高,另一方面,城鎮(zhèn)率的提升對經(jīng)濟增長也有著明顯的影響作用。

國外有關(guān)城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長影響的實證研究可以追溯到上世紀中期。最初由美國經(jīng)濟學(xué)家蘭帕德(E.E.lampard)通過對美國相關(guān)經(jīng)濟數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),美國城市發(fā)展水平與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)一種非常顯著的正相關(guān)關(guān)系,將經(jīng)濟發(fā)展程度與城鎮(zhèn)化階段進行劃分,發(fā)現(xiàn)兩者有著明顯的對應(yīng)關(guān)系。1965年,美國地理學(xué)家貝里做了類似的研究,通過選取并對比分析全球中95個國家的資料,他同樣發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟水平之間有著一定的正相關(guān)關(guān)系。Renaud(1981)進一步擴大了研究對象,選取了111個國家進行分析,結(jié)果仍顯示一國經(jīng)濟水平與成長率之間密不可分;H.錢納里(1988)通過采用1950至1970二十年間101個國家的相關(guān)經(jīng)濟數(shù)據(jù)對經(jīng)濟發(fā)展狀況與城鎮(zhèn)化率進行相關(guān)性分析,論證了在一定的人均GNP范圍內(nèi),生產(chǎn)結(jié)構(gòu)、勞動力配置與城鎮(zhèn)化率三者之間存在著一一對應(yīng)的關(guān)系。Moomaw和Shatter(1996)通過回歸分析,發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化率與人均GDP、工業(yè)化程度、出口及外國援助之間呈正相關(guān)關(guān)系,而與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平之間則呈現(xiàn)出反向關(guān)系。McCoskey和Kao(1998)選取了30個發(fā)展中國家及22個發(fā)達國家的面板數(shù)據(jù)作為樣本,利用動態(tài)計量方法分析了城鎮(zhèn)化與人均產(chǎn)出、人均資本之間的關(guān)系,得出它們存在著某種長期均衡關(guān)系的結(jié)論。Bertinelli和Strobl(2003)采集了1960～1990間39個國家的面板數(shù)據(jù)為樣本,利用半?yún)?shù)方法進行估計,發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長與城市聚集之間呈現(xiàn)出U形曲線的特性。

國內(nèi)對城鎮(zhèn)化領(lǐng)域的研究則相對較晚,但通過大量的實證研究分析,同樣發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展水平之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。周一星(1995)選取了1977年間全球157個國家及地區(qū)的資料研究分析,通過計算分析得出二者之間相關(guān)系數(shù)為0.9079,呈現(xiàn)出十分明顯的對數(shù)曲線關(guān)系。1988年許學(xué)強根據(jù)美國人口普查局公布的1981年151個國家的資料,繪制散點圖并選配對數(shù)曲線,發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平與人均GNP之間同樣存在著對數(shù)曲線相關(guān),相關(guān)系數(shù)為0.81;成德寧(2004)根據(jù)世界銀行公布的2002年76個國家人均GNP和城鎮(zhèn)化率的資料,擬合對數(shù)曲線模型,得出了與周一星一樣的結(jié)論。張宏霖(2003)則對國內(nèi)的經(jīng)濟情況進行了評估,他利用我國各省1978年、1998年的城鎮(zhèn)化水平及人均GDP數(shù)據(jù),證明了在我國城鎮(zhèn)化率與經(jīng)濟發(fā)展水平之間同樣也是正相關(guān)關(guān)系。

由此我們不難發(fā)現(xiàn),城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長在宏觀層面上確實存在著明顯的協(xié)同增長作用,也就是說,普遍來看,城鎮(zhèn)化水平較高的國家或地區(qū)其工業(yè)化程度和經(jīng)濟發(fā)展水平也較高。

但同時我們需要留意的是,城鎮(zhèn)化并不像資本勞動力等生產(chǎn)要素一樣直接作用于經(jīng)濟增長,它是通過某種特定的途徑間接地對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響,而這種影響機制則決定了城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟發(fā)展的影響力的大小。根據(jù)Henderson在2002年的研究發(fā)現(xiàn):我們無法確定城鎮(zhèn)化程度和經(jīng)濟增長有直接的關(guān)系。那么,城鎮(zhèn)化的加深具體是如何作用到經(jīng)濟增長的?這一種作用方式的影響程度究竟有多大?其在中國的作用效率又是如何?這種影響是否能對中國目前的城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展起到理論指導(dǎo)作用?本文將通過對處于中部地區(qū)的武漢市近18年的數(shù)據(jù)進行實證分析,以確定在當前中國經(jīng)濟環(huán)境下這種影響機制的作用情況。

2 計量模型的設(shè)定、數(shù)據(jù)來源和計量方法的選擇

2.1 計量模型的設(shè)定

本文模型基礎(chǔ)選用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù):

其中Y代表產(chǎn)出,K表示物質(zhì)資本存量,H為人力資本存量,α∈[0,1],A常表示知識,在這里為技術(shù)、制度等,并且在該函數(shù)中物質(zhì)資本和人力資本皆為規(guī)模報酬不變變量。

除去資本、技術(shù)因素,作者認為產(chǎn)業(yè)升級也是城鎮(zhèn)化促進經(jīng)濟增長的作用路徑,具體來說,城鎮(zhèn)化的加深能提高國民經(jīng)濟中二、三產(chǎn)業(yè)的比重,而根據(jù)結(jié)構(gòu)主義學(xué)派理論,結(jié)構(gòu)變革能夠加速經(jīng)濟增長,因此本文在模型設(shè)定中添加產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為解釋變量。

根據(jù)上文的分析設(shè)定,本文建立如下計量模型:

即:總產(chǎn)出Y是物質(zhì)資本K、人力資本H、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)STR以及A中的制度、技術(shù)、文化、結(jié)構(gòu)等其他因素的函數(shù)。將式(2)變形為人均形式,并對等式兩邊取自然對數(shù)得到函數(shù)等式:

其中人均產(chǎn)出y＝Y(jié)/L,人均物質(zhì)資本k＝K/L,人均人力資本h＝H/L,t為時間下標,c0是常數(shù)項,μt是隨機干擾項,表示受隨機因素影響而未被模型采用的偶然因素。c1、c2、c3分別表示lnkt、lnht、STR的變化對GDP增長的作用程度。

詳細釋義如下,lny:歷年人均地區(qū)生產(chǎn)總值自然對數(shù)值,用于表示經(jīng)濟增長速度。lnk:歷年人均物資資本自然對數(shù)值。從理論分析上看,該變量應(yīng)該和人均產(chǎn)出正相關(guān),也就是說物質(zhì)資本對經(jīng)濟增長具有正面影響。考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和合理性,本文用人均固定資產(chǎn)投資代替。lnh:歷年人均人力資本的自然對數(shù)值。根據(jù)多數(shù)文獻中應(yīng)用的方法,本文采用高校在校學(xué)生人口來代表人力資本。STR:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素,目前常用二、三產(chǎn)業(yè)占地區(qū)總產(chǎn)值比重表示,用來測度產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的程度,根據(jù)結(jié)構(gòu)主義學(xué)派理論,我們測斷該指標與人均產(chǎn)出正相關(guān)。除此之外模型不再考慮文化、制度等其他因素的影響。即使有影響,其影響會在殘差項中綜合體現(xiàn)出來。

進一步,為確定城鎮(zhèn)化改進經(jīng)濟增長的作用路徑,我們設(shè)定以下計量模型:

上述模型方程組中,是往年城鎮(zhèn)化水平,由于沒有統(tǒng)一的指標表示該變量,在這里我們用城鎮(zhèn)人口比重來代替。而通過之前的論證可得,物質(zhì)資本、人力資本以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)這三個變量皆與城鎮(zhèn)化水平之間有著正相關(guān)關(guān)系。

2.2 數(shù)據(jù)來源和計量方法的選擇

本文的數(shù)據(jù)主要來源于湖北省統(tǒng)計局網(wǎng)站和中國城市統(tǒng)計年鑒1995－2012(電子版)。關(guān)于計量論證方法,我們選擇的是國內(nèi)學(xué)術(shù)界普遍認可運用的方法,即選取簡單的時間序列或某一特定時點的截面數(shù)據(jù),利用最小二乘法進行回歸預(yù)算,從而估計確定各變量的系數(shù)。

3 計量分析及其結(jié)果

本文分析思路步驟如下:第一步從整體上確定城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長兩者的關(guān)系,是否相互有影響,然后對(3)－(7)式進行估計,以確定哪些因素對人均產(chǎn)出有顯著影響,進一步分析其在推動經(jīng)濟增長過程中起到的作用,最后詳細分析并闡述檢驗結(jié)果。

首先探究城鎮(zhèn)化對人均產(chǎn)出作用效果,我們在這里利用調(diào)整后的人均國民生產(chǎn)總值對數(shù)(下文亦采用此值)對城鎮(zhèn)化率 進行回歸,運算結(jié)果如表1。

表1 經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)化關(guān)系的總體分析

回歸函數(shù)為:LNY ＝ －3.33847470282＋0.218707161246?URB。

從表1可以看出,城鎮(zhèn)化的系數(shù)為0.218707,經(jīng)調(diào)整后的擬合優(yōu)度R為0.956167,這表明兩者正相關(guān)且顯著,與前文的分析預(yù)期一致。但是,分析到此處我們?nèi)詿o法確定兩者相互關(guān)聯(lián)作用的機制是什么,下一步本文將逐步分析影響人均產(chǎn)出的相關(guān)因素。

本文通過對各變量的截取數(shù)據(jù)的分析,進而估測出對人均產(chǎn)出的可能影響因素,同時對各個變量進行顯著性檢驗,在此基礎(chǔ)上來確定回歸方程。對lnk、lnh和STR進行回歸分析得出調(diào)整后的擬合優(yōu)度R2依次為0.955735、0.922110 和0.913629,且各變量均通過顯著性檢驗。

表2 人均物質(zhì)資本與城鎮(zhèn)化關(guān)系的分析

回歸函數(shù)為:LNK ＝ －9.14210774164＋0.301160632789?URB。

表3 人均人力資本與城鎮(zhèn)化關(guān)系的分析

(續(xù)表3)

回歸函數(shù)為:LNH ＝ －15.878489071＋0.211285767255?URB。

表4 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鎮(zhèn)化關(guān)系的分析

回歸函數(shù)為:STR ＝ 49.9459962712 ＋0.72211180755?URB。

下面對變量lnk、lnh和STR進行線性回歸,進一步研究城鎮(zhèn)化是如何影響經(jīng)濟增長的。

表5 城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響機制分析

回歸函數(shù)為:LNY ＝ －4.87042981084＋0.490335550338?LNK －0.0330647964098?LNH＋0.109038781962?STR。

4 檢驗

4.1 經(jīng)濟意義的檢驗

該模型具有良好的經(jīng)濟意義,能通過初步檢驗,各參數(shù)的符號及含義符合經(jīng)濟理論,但是這里的LNH的系數(shù)為負值,表明人均人力資本與經(jīng)濟增長呈反向相關(guān)關(guān)系,我們在多重共線性里再進行分析。

4.2 統(tǒng)計檢驗

由運算結(jié)果可知R2值為0.9956,校正后的R2值為0.994658,表明模型的擬合狀況較好。運行F檢驗得出其值為1056.041,表明對該模型而言儲蓄率的增長影響具有明顯的顯著性。

4.3 計量經(jīng)濟檢驗

4.3.1 多重共線性的檢驗

從上文的檢驗結(jié)果可知該模型整體上具有較強的顯著性,但是我們單獨對各個變量進行分析后發(fā)現(xiàn)C、LNH不顯著,存在多重共線性的可能,通過逐步回歸方法嘗試消除多重共線性發(fā)現(xiàn)我們需放棄常數(shù)項C。此時再次做回歸分析結(jié)果如表6。

表6 回歸分析結(jié)果

從新模型的回歸結(jié)果來看,R值處于良好的范圍,同時各個變量的t統(tǒng)計量也顯示出了較好的顯著性。所以回歸函數(shù)為:LNY＝0.519389751015?LNK＋0.0985652831342?LNH ＋0.0585586766077?STR。

4.3.2 異方差性檢驗

接下來對新模型進行異方差性的檢驗,通過white檢驗得出結(jié)果如表7。

表7 異方差性的檢驗結(jié)果

我們可以看到Obs?R－squared的運算結(jié)果為4.404638,在運行過程中我們并沒有采用交叉乘積項的方式,所以設(shè)定自由度為6,在顯著水平為0.05的情況下,查表得(6)＝12.59＞4.404638,拒絕原假設(shè),因此認定該模型不存在異方差性。

4.3.3 自相關(guān)性的檢驗

從表6我們可以看到DW值為1.466004,且樣本容量n＝18,在存在三個解釋變量的條件下,我們給定顯著性水平＝0.01,查 D—W 表得,d＝0.882,d＝1.407,這時有d＜dw＝1.466004＜4－d,表明不存在一階自相關(guān)(這里我們僅檢驗一階自相關(guān)性)。

5 結(jié)論及政策建議

經(jīng)過以上計量模型的處理,通過對武漢市的實證分析,我們可以看出,城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響作用主要通過物質(zhì)資本、人力資本、知識資本以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)這四個渠道產(chǎn)生,μt表示未被我們考慮在內(nèi)的因素。進一步,對時間序列數(shù)據(jù)的回歸分析可以論證,城鎮(zhèn)化對于人均產(chǎn)出的作用通過人力資本、物質(zhì)資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改善三種方式產(chǎn)生,同時需要指出的是,雖然人力資本在1.9%的顯著水平通過檢驗,但其作用效果仍然不是很顯著,除此之外的其他因素則由于影響較弱皆可忽略不計。

一方面,通過總體分析我們可以確定城鎮(zhèn)化與人均產(chǎn)出之間的顯著正相關(guān),這說明城鎮(zhèn)化水平的提高確實在一定程度和意義上促進了經(jīng)濟的增長。進一步,通過對人均產(chǎn)出決定因素的回歸我們可以確定,物質(zhì)資本、人力資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)這三個因素在對中國的人均產(chǎn)出影響中起著主要作用,其中物質(zhì)資本的作用力最大,是推動武漢市經(jīng)濟增長的首要因素,人力資本為第二位影響因子。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)則通過間接影響排至三位,具體表現(xiàn)為第二、三產(chǎn)業(yè)的高速增長和比重的加大也能夠在一定程度上推動經(jīng)濟前行。而其它未被我們考慮在內(nèi)的相關(guān)因素則由于影響力較弱,基本可以忽略不計。由此可見,城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的作用途徑主要是通過以上三個方面實現(xiàn)的。

通過以上的理論及實證分析,本文對武漢的政策建議如下:一方面,由于資本是作用于經(jīng)濟發(fā)展的主要因素,應(yīng)進一步加大武漢市的固定資產(chǎn)投資等生產(chǎn)要素的投入,同時在人力資源方面,武漢作為全國重要的教育基地和大學(xué)集聚地,要充分發(fā)揮科技和教育優(yōu)勢,依靠科技創(chuàng)新加快勞動者職業(yè)素質(zhì)提升,通過提供相對優(yōu)惠政策減少人才流失,累積改善人力資本數(shù)量和質(zhì)量雙管齊下,優(yōu)化經(jīng)濟質(zhì)量。另一方面,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面的影響也不能忽略,要加快武漢市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。同時,隨著城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展,不僅要加大對第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展力度,在發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同時也要逐步承接國際服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移,積極開展與周邊國家和地區(qū)的產(chǎn)業(yè)承接和轉(zhuǎn)移,將一些勞動密集型的工業(yè)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)逐步轉(zhuǎn)移到城市圈周圍的其他合適地區(qū)。

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