楊海平

內(nèi)容摘要：本文使用2005-2014年我國31個省（自治區(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，運用差分廣義矩（DIF-GMM）方法，對我國經(jīng)濟增長水平與城市化水平的動態(tài)效應(yīng)進行了實證檢驗。研究結(jié)果表明：經(jīng)濟增長水平與城市化水平具有顯著動態(tài)效應(yīng)；經(jīng)濟增長水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平、政府調(diào)控水平和城市基礎(chǔ)設(shè)施水平等因素對城市化水平具有顯著正向影響。并根據(jù)研究結(jié)論提出了提高城市化水平的合理建議。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟增長水平 城市化水平 動態(tài)效應(yīng) 差分廣義矩

城市化是一個國家或者地區(qū)以傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)為主要經(jīng)濟的傳統(tǒng)型鄉(xiāng)村社會向以工業(yè)和服務(wù)業(yè)為主要經(jīng)濟的現(xiàn)代型城市社會逐漸轉(zhuǎn)化的歷史進程，是現(xiàn)代化的必然結(jié)果，也是現(xiàn)代化的主要內(nèi)容。中國的城市化對中國的經(jīng)濟發(fā)展乃至世界的經(jīng)濟發(fā)展具有重大作用，同時也能夠為發(fā)展中國家的城市化道路提供很好的經(jīng)驗與啟示。因此，關(guān)于城市化水平與經(jīng)濟增長水平之間的關(guān)系研究非常必要。

城市化水平與經(jīng)濟增長的表現(xiàn)具有一致性。我國在改革開放后，在城市化水平不斷提升的過程中，經(jīng)濟也保持著較快增長的速度。城市化水平與經(jīng)濟增長表現(xiàn)的一致性引起了學(xué)者們的廣泛關(guān)注：經(jīng)濟增長水平對于城市化水平是否具有顯著的影響，影響程度如何？經(jīng)濟增長水平對于城市化水平的影響是否具有動態(tài)效應(yīng)？城市化水平的提高需要考慮到哪些因素？本文希望對這些問題的解答來研究經(jīng)濟增長水平對于城市化水平的影響、影響程度及動態(tài)效應(yīng)，同時找到影響城市化水平的相關(guān)因素，為政府采取措施提高城市化水平提供有利支撐條件。

文獻回顧

城市化水平與國家經(jīng)濟、人們生活密切相關(guān)，國外學(xué)者進行了廣泛的研究。Kelly和J.Williamson（1984）在其著作《What Drives Third World City Growth？》中運用CGE模型探討了第三世界城市化水平增長的原因。Chen Mingxing et al.（2014）利用全球124個國家和地區(qū)以及中國31個省（自治區(qū)、直轄市）的數(shù)據(jù)分析了中國城市化水平與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的空間分布情況。Liu Yansui、Yan Bin和Zhou Yang（2016）利用中國1997-2010年31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)，通過面板單位根檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰檢驗研究了城市化水平、經(jīng)濟增長、二氧化碳排放量之間的復(fù)雜關(guān)系。另外，Henderson（2000）、Luisito Bertinelli 和Eric Strobl（2003）、Lampard（1955）、Brian J.L.和Berry（1973）、Evans（1972）等都進行了相關(guān)方面的研究。

我國學(xué)者也進行了大量的研究。李金昌和程開明（2006）運用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)及方差分解模型研究指出城市化和經(jīng)濟增長之間存在著正相關(guān)關(guān)系。閆曉紅（2011）利用27個省份20年的面板數(shù)據(jù)，采用非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)的方法，研究了我國城市化水平與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。張明斗（2013）通過構(gòu)建城市化水平和經(jīng)濟增長面板數(shù)據(jù)聯(lián)立方程模型，運用GMM三階段最小二乘法研究了城市化水平和經(jīng)濟增長之間的內(nèi)生關(guān)系。

通過文獻梳理可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有的研究成果大多傾向于選用經(jīng)濟增長指標(biāo)作為因變量，城市化水平指標(biāo)作為自變量，較少考慮經(jīng)濟增長水平對城市化水平的動態(tài)效應(yīng)影響?；诖?，本文選取2005-2014年中國31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市的）的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，運用差分廣義矩（DIF-GMM）方法對經(jīng)濟增長水平與城市化水平的動態(tài)效應(yīng)進行實證分析，并找出影響城市化水平的相關(guān)因素，為政府提高城市化水平提供合理參考。

研究假設(shè)與研究設(shè)計

（一）研究假設(shè)

城市化水平的提高是上一年的城市化水平、經(jīng)濟增長水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平、政府調(diào)控水平和城市基礎(chǔ)設(shè)施水平等多種因素共同作用的結(jié)果。提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：上一年城市化率對當(dāng)年城市化率呈顯著正向影響，具有顯著滯后效應(yīng)；

假設(shè)2：人均GDP增長率對城市化水平呈顯著正向影響；

假設(shè)3：第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的比值對城市化水平呈顯著正向影響；

假設(shè)4：政府財政支出對城市化水平呈顯著正向影響；

假設(shè)5：人均城市道路面積對城市化水平呈顯著正向影響。

（二）研究設(shè)計

1.研究樣本與數(shù)據(jù)來源。樣本數(shù)據(jù)是2005-2014年我國31個省（自治區(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)。政府財政支出、人均城市道路面積、城市化率、人均GDP增長率、第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的比值都是通過利用2006-2015年《中國統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)整理得出。城市化率是城鎮(zhèn)人口與年末常駐人口的比值。分析工具采用計量經(jīng)濟學(xué)軟件EViews 6.0。

2.變量的選取與模型設(shè)定。變量的選取。選取城市化率為因變量，用來衡量城市化水平，用符號URB表示；上一年城市化率、人均GDP增長率為自變量，分別用來衡量上一年城市化水平和經(jīng)濟增長水平，用符號URB（-1）、AGDP表示；第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的比值、政府財政支出、人均城市道路面積為控制變量，分別用來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平、政府調(diào)控水平、城市基礎(chǔ)設(shè)施水平，用符號IGDP、EXPE、CAR表示。具體內(nèi)容見表1。

模型的設(shè)定。研究經(jīng)濟增長水平對于城市化水平的影響，可以構(gòu)建經(jīng)典時間序列模型，該模型設(shè)定為：

（1）

模型（1）反映了經(jīng)濟增長水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平、行政調(diào)控水平、城市基礎(chǔ)設(shè)施水平變化率與城市化水平的關(guān)系，但是它沒有考慮截面因素，不能衡量各個省域各個解釋變量對被解釋變量的影響。因此，將模型（1）擴展為靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型（2），模型設(shè)定為：

（2）

模型（2）雖能度量不同省域的經(jīng)濟增長水平對城市化水平的影響，但是不能反映經(jīng)濟增長水平對城市化水平影響的動態(tài)效應(yīng)。因此，需要將模型（2）進一步擴展為動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型（3），模型設(shè)定為：

（3）

模型（3）中，i、t分別表示省份和年份；URBit、URBi，t-1分別表示城市化率和城市化率滯后項；AGDP表示人均GDP增長率；IGDP表示第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的比值；LnEXPE、LnCAR分別表示對政府財政支出和人均城市道路面積取自然對數(shù)，取自然對數(shù)的目的是消除采用數(shù)據(jù)的異方差性以及由于單位不同造成的波動；ξ和μ分別表示個體差異和隨機干擾項。

實證分析

（一）面板單位根檢驗

為規(guī)避非平穩(wěn)性數(shù)據(jù)偽回歸現(xiàn)象的發(fā)生，確保計量估計的有效性，本文用面板單位根來檢驗面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。面板單位根檢驗的結(jié)果如表2所示。

原序列URB的LLC、ADF、PP檢驗的相伴概率分別為0.0000、0.0798、0.0280，拒絕存在單位根的原假設(shè)，表現(xiàn)出平穩(wěn)性特征，記為I（0）。

原序列AGDP的LLC、ADF、PP檢驗的相伴概率均為0.0000，拒絕存在單位根的原假設(shè)，表現(xiàn)出平穩(wěn)性特征，記為I（0）。

原序列IGDP的LLC、ADF、PP檢驗的相伴概率分別為0.0000、0.0109、0.0000，拒絕存在單位根的原假設(shè)，表現(xiàn)出平穩(wěn)性特征，記為I（0）。

原序列LnEXPE的LLC、ADF、PP檢驗的相伴概率均為0.0000，拒絕存在單位根的原假設(shè)，表現(xiàn)出平穩(wěn)性特征，記為I（0）。

原序列LnCAR的LLC、ADF、PP檢驗的相伴概率分別為0.0000、0.0001、0.0000，拒絕存在單位根的原假設(shè)，表現(xiàn)出平穩(wěn)性特征，記為I（0）。

總的來說，在10%的顯著性水平下，URB、AGDP、IGDP、LnEXPE、LnCAR均拒絕原假設(shè)，具有平穩(wěn)性特征，可以直接使用原序列進行回歸分析。

（二）差分GMM估計分析

在運用計量分析軟件對模型（3）進行估計和檢驗時，當(dāng)滯后期設(shè)為5時，t統(tǒng)計量無法通過檢驗，所以最終模型工具變量滯后期設(shè)為4。為了解決動態(tài)面板數(shù)據(jù)的內(nèi)生性問題，本文采用差分GMM方法，對模型（3）進行差分GMM估計，得到的估計結(jié)果如表3所示。

URB（-1）、AGDP、LnEXPE、LnCAR在1%顯著性水平下對URB具有顯著正向影響；在5%顯著性水平下，自變量均對因變量有顯著性影響，不能拒絕假設(shè)1到假設(shè)5。

URB（-1）的估計量系數(shù)為0.911531，t、p分別為42.35、0.0000，它衡量上一年城市化率對當(dāng)期城市化率的動態(tài)影響，其系數(shù)為正值，說明上一年城市化率對當(dāng)年城市化率具有顯著正向影響，上一年城市化率每增加1個單位，當(dāng)年城市化率將增加0.911531個單位。

AGDP的估計量系數(shù)為0.012289，t、p分別為5.07、0.0000，它衡量經(jīng)濟增長水平對城市化水平的影響，其系數(shù)為正值，說明經(jīng)濟增長水平的提高能夠顯著促進城市化水平的增長，人均GDP增長率每增加一個單位，城市化水平將增加0.012289個單位。從系數(shù)大小看，經(jīng)濟增長水平對城市化水平的影響明顯大于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平、行政調(diào)控水平、城市基礎(chǔ)設(shè)施水平對城市化水平的影響。

IGDP的估計量系數(shù)是0.004736，t、p分別為2.49、0.0136，它衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平對城市化水平的影響，其系數(shù)為正，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平對城市化水平具有顯著正向影響，第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的比值每增加一個單位，城市化水平會提高0.004736個單位。

LnEXPE的估計量系數(shù)是0.006495，t、p分別為5.25、0.0000，它衡量政府調(diào)控水平對城市化水平的影響，其系數(shù)為正，這充分說明政府調(diào)控水平對城市化水平具有顯著正向影響，政府財政支出每增加一個百分點，城市化水平會提高0.006495個百分點。

LnCAR的估計量系數(shù)是0.003990，t、p分別為2.80、0.0055，它衡量城市基礎(chǔ)設(shè)施水平對城市化水平的影響，其系數(shù)為正，說明城市化基礎(chǔ)設(shè)施水平的提高有助于城市化水平的提升，人均城市道路面積每增加一個百分點，城市化水平會提高0.003990個百分點。

進一步檢驗?zāi)Ｐ停?）估計的結(jié)果，對面板殘差進行平穩(wěn)性檢驗，發(fā)現(xiàn)面板殘差LLC、ADF、PP檢驗的相伴概率分別為0.0000、0.0009、0.0000，這表明在1%的顯著性水平下，拒絕面板殘差存在單位根的零假設(shè)，面板殘差表現(xiàn)出平穩(wěn)性特征，因此動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型（3）的設(shè)定是合理的，采用差分GMM分析方法對模型（3）的估計結(jié)果也是穩(wěn)健的。

由于動態(tài)面板數(shù)據(jù)的GMM估計不具有經(jīng)典的擬合優(yōu)度和F統(tǒng)計量，而需要采用J統(tǒng)計量進行Sargan檢驗。Sargan檢驗的原假設(shè)是模型過度約束正確。如果Sargan檢驗的原假設(shè)被拒絕，則說明模型設(shè)定失誤。由回歸結(jié)果知道J統(tǒng)計量的值為24.75958，其相伴概率為0.2108，不拒絕原假設(shè)，表明過度約束正確，表明工具變量選取合適。

（三）面板格蘭杰因果關(guān)系檢驗

當(dāng)城市化水平與經(jīng)濟增長水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平、政府調(diào)控水平、城市基礎(chǔ)設(shè)施水平各個變量之間有著先導(dǎo)滯后的關(guān)系時，可以運用格蘭杰因果關(guān)系檢驗來考察這種關(guān)系是單向的還是雙向的。在進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗時，根據(jù)LR檢驗、AIC信息準(zhǔn)則、SC準(zhǔn)則綜合判斷最優(yōu)滯后階數(shù)分別取3、2、2、1，面板格蘭杰因果檢驗結(jié)果如表4所示。

根據(jù)面板格蘭杰因果檢驗結(jié)果，可以得到如下結(jié)論：

在3階滯后期，5%顯著性水平下，既拒絕“AGDP不是URB的格蘭杰原因”的假設(shè)，也拒絕“URB不是AGDP的格蘭杰原因”的假設(shè)，這表明城市化水平與經(jīng)濟增長水平互為格蘭杰原因。

在2階滯后期，5%顯著性水平下，既拒絕“IGDP不是URB的格蘭杰原因”的假設(shè)，也拒絕“URB不是IGDP的格蘭杰原因”的假設(shè)，這表明城市化水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平互為格蘭杰原因。

在2階滯后期，5%顯著性水平下，既拒絕“LnEXPE不是URB的格蘭杰原因”的假設(shè)，也拒絕“URB不是LnEXPE的格蘭杰原因”的假設(shè)，這表明城市化水平與政府調(diào)控水平互為格蘭杰原因。

在1階滯后期，5%顯著性水平下，既拒絕“LnCAR不是URB的格蘭杰原因”的假設(shè)，也拒絕“URB不是LnCAR的格蘭杰原因”的假設(shè)，這表明城市化水平與城市基礎(chǔ)設(shè)施水平互為格蘭杰原因。

結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

通過模型分析，得出以下結(jié)論：城市化水平與前一年城市化水平、經(jīng)濟增長水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平、政府調(diào)控水平、城市基礎(chǔ)設(shè)施水平有著密切關(guān)系，城市化率隨著上一年的城市化率、人均GDP增長率、第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值比值、政府財政支出、人均城市道路面積的增加而提升。城市化水平受前一年城市化水平影響最大，其次是經(jīng)濟增長水平。城市化水平與經(jīng)濟增長水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平、政府調(diào)控水平、城市基礎(chǔ)設(shè)施水平之間都互為格蘭杰因果關(guān)系，各自過去的狀態(tài)都會影響對方當(dāng)前的狀態(tài)。

（二）建議

以“穩(wěn)”為主線保持經(jīng)濟增長，提高經(jīng)濟質(zhì)量。人均GDP增長率的增加有利于城市化水平的提高。人均GDP的增加離不開經(jīng)濟的發(fā)展，必須保證和平穩(wěn)定的內(nèi)外環(huán)境，堅持創(chuàng)新，深化改革，調(diào)整結(jié)構(gòu)，拉動內(nèi)需，實現(xiàn)經(jīng)濟的穩(wěn)增長。

優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)協(xié)調(diào)發(fā)展。促進三次產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展，不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，加快工業(yè)轉(zhuǎn)型升級，促進服務(wù)業(yè)全面發(fā)展，不斷增強戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)。加大市場調(diào)節(jié)與政府引導(dǎo)相結(jié)合的力度，堅持走中國特色自主開發(fā)和技術(shù)創(chuàng)新道路，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。

優(yōu)化政府財政支出結(jié)構(gòu)，合理利用資源。政府財政支出對城市化水平具有顯著推動作用，財政支出規(guī)模的擴大有利于城市化水平的提高。同時，財政支出的增加離不開經(jīng)濟的發(fā)展，因此城市化水平的提高與經(jīng)濟發(fā)展的速度和質(zhì)量有著密切聯(lián)系。

完善城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。城市基礎(chǔ)設(shè)施的完善有利于提高城市化質(zhì)量，是有效運行城市功能的基本保障，對于引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局、優(yōu)化城市空間布局和促進人口合理分布具有重要作用。

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