章曉英，吳 雄，李先文

（1.重慶理工大學 經(jīng)濟金融學院，重慶 400054；2.西南大學商貿(mào)學院，重慶 402460）

一、引言

改革開放40年來，我國經(jīng)濟持續(xù)高速增長，已基本實現(xiàn)全面建成小康社會發(fā)展的目標。但目前我國經(jīng)濟增長受到諸多因素影響，其中城市化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的影響非常顯著，城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長有著密切的內(nèi)在聯(lián)系，城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化共同作用于我國經(jīng)濟的增長［1］，共同影響著我國經(jīng)濟發(fā)展。

國內(nèi)外很多學者就城市化進程對經(jīng)濟增長影響展開了大量研究。Black等認為空間聚集將影響人力資本積累、城市化，從而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響［2］，而Duranton等認為城市的經(jīng)濟受到城市集中度的影響［3］。郭炳南采用我國1978—2011年的數(shù)據(jù)，通過協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗和脈沖響應函數(shù)等方法，研究城市化水平、貿(mào)易自由化與經(jīng)濟增長之間的關系，實證結(jié)果表明城市化是經(jīng)濟增長的Granger原因，而經(jīng)濟增長對城市化發(fā)展的作用不顯著［4］。呂凱波等以江蘇省鹽都縣為例，運用合成控制法估計“縣改區(qū)”對經(jīng)濟增長的影響，研究顯示行政區(qū)劃變革能加速鹽都縣的經(jīng)濟增長，但增長績效不顯著［5］。崔忠平等運用空間計量模型研究2005—2015年我國31個省份的城市化、技術溢出與經(jīng)濟增長之間的關系，實證結(jié)果表明技術進步和溢出、空間城市化率、人口城市化率都與經(jīng)濟增長存在正相關關系［6］。肖競、任躍文等運用結(jié)構(gòu)方程模型研究我國1996—2010年31個省份的城市化率對經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果顯示經(jīng)濟增長受到城市化率的推動作用顯著［7-8］。方大春等基于我國31個省份2001—2012年數(shù)據(jù)，運用空間動態(tài)模型研究城市化對經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果顯示人口城市化對經(jīng)濟增長有較大的促進作用，且驗證了相鄰省份的城市化水平提高會對本地區(qū)經(jīng)濟增長有促進作用［9］。劉曉明等通過我國1986—2014年31個省份的面板數(shù)據(jù)，運用空間面板杜賓模型實證研究城市化率與經(jīng)濟增長的關系，結(jié)果表明城市化率與經(jīng)濟增長有正相關關系，并且直接效應明顯低于間接效應，同時集聚效應和輻射效應將影響相鄰城市的經(jīng)濟發(fā)展水平［10］。

關于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟增長影響的研究也有很多。嚴成樑采用1978—2013年數(shù)據(jù)，估算了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟增長的貢獻，結(jié)果發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對中國東中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的作用較大［11］。馮學良等通過空間誤差模型和空間自回歸模型，研究中國29個省份1993—2014年的數(shù)據(jù)，分析技術進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟增長的影響，研究顯示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化和經(jīng)濟增長有著顯著的空間關聯(lián)性，且技術進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟增長有正相關關系［12］。陳生明等采用1997—2013年31個省份的面板數(shù)據(jù)，通過時空脈沖響應函數(shù)和半?yún)?shù)空間面板向量自回歸模型，研究我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術選擇與經(jīng)濟增長間的傳導效應，結(jié)果顯示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、技術選擇和經(jīng)濟增長在受到彼此沖擊后，大多呈現(xiàn)正向響應特征，經(jīng)濟增長會促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級［13］。

綜述國內(nèi)外研究現(xiàn)狀發(fā)現(xiàn)，關于我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城市化率與經(jīng)濟增長三者之間的實證研究成果較少。因此，本文對我國城市化率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化和經(jīng)濟增長進行協(xié)整檢驗，分析城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟增長的影響，并進一步提出對策建議。

二、模型構(gòu)建與檢驗方法介紹

（一）模型構(gòu)建

1.變量選取和數(shù)據(jù)說明

本文實證研究城市化率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟增長的影響，因此模型的自變量為城市化率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，因變量為經(jīng)濟增長，所有數(shù)據(jù)均來自2017年《中國統(tǒng)計年鑒》。

（1）城市化率（URB）。城市化是農(nóng)村人口轉(zhuǎn)移到城市、農(nóng)村逐漸變成城市的過程，城市化率是某個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的重要標志［5］。參考已有研究，本文采用常住人口占總?cè)丝诘谋戎胤从吵鞘谢省?/p>

（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化（ISC）。在文獻梳理中，很多文章都是采用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值作為衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的動態(tài)指標［14］，而沒有用三大產(chǎn)業(yè)增加值的占比作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的衡量指標，因為增加值占比僅僅表示某時間點，而不表示一個動態(tài)過程。故用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比來代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化指標：

其中：ISC表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，X3表示第三產(chǎn)業(yè)增加值，X2表示第二產(chǎn)業(yè)增加值。

（3）經(jīng)濟增長（GDP）。國內(nèi)外學者采用GDP增長率、GDP總量等作為衡量經(jīng)濟增長的指標。但是中國是一個人口大國，如果以GDP總量或GDP增長率來衡量經(jīng)濟增長，可能不夠準確，因此本文采用人均GDP作為經(jīng)濟增長的評價指標，同時以1978年為基期對GDP數(shù)據(jù)剔除了物價波動的影響。

2.建立模型

本文基于VAR模型進行協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗和脈沖響應分析。VAR模型不以嚴格的經(jīng)濟理論為依據(jù)，只需明確哪些變量是相互有關系的以及滯后階數(shù)，模型的預測較為準確、方便。因此把模型設定為：

其中：i代表年份，GDP表示經(jīng)濟增長，ISC表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，URB表示城市化率。同時，為了減小異方差的影響，對3個變量都進行取自然對數(shù)處理，得到模型如下：

（二）檢驗方法介紹

1.平穩(wěn)性檢驗

許多時間序列都是不平穩(wěn)的，常有“偽回歸”的現(xiàn)象出現(xiàn)，所以時間序列需要做平穩(wěn)性檢驗，需要對出現(xiàn)不平穩(wěn)的變量進行對數(shù)化或者多重差分處理。序列平穩(wěn)性常用單位根檢驗方法，本文用ADF檢驗來驗證平穩(wěn)性，模型如下：

式（4）表示沒有常數(shù)，沒有時間項；式（5）表示有常數(shù)，無時間項；式（6）表示既有時間項，又有常數(shù)項。

2.協(xié)整檢驗

1987年Granger和Engle提出的協(xié)整理論和方法成為分析非平穩(wěn)經(jīng)濟變量間關系的最主要工具。當這些經(jīng)濟變量線性組合時，有可能讓它們變成平穩(wěn)序列，而這種平穩(wěn)性的線性組合叫協(xié)整方程。協(xié)整檢驗分為兩種：一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗，即JJ檢驗，另一種是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗，即E-G兩步法，本文采用JJ檢驗。

3.格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果關系檢驗是用來研究一個變量的當前行為是否會受到過去行為的影響，兩個有相關關系的變量之間是否具有因果關系，是單向因果還是雙向因果。檢驗模型如下：

4.脈沖響應

脈沖響應用來測定不同時期內(nèi)生變量對所有變量的沖擊效果，同時反映變量間的相關效應。而這樣的反映效果，實質(zhì)是內(nèi)生變化對其他變量的作用，同時影響內(nèi)生變量本身的過程。

三、實證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

對Ln GDP、Ln ISC、Ln URB 3個變量進行平穩(wěn)性檢驗（表1），結(jié)果顯示，Ln GDP、Ln ISC、Ln URB對應的時間序列數(shù)據(jù)在沒有任何處理前具有不平穩(wěn)性，但通過一階差分后都有了平穩(wěn)性。

（二）協(xié)整檢驗

1.確定協(xié)整滯后階數(shù)L

在進行向量自回歸（VAR）模型估計時，最主要是確定滯后階數(shù)取值，滯后階數(shù)越大越能夠反映模型的動態(tài)特點，而滯后階數(shù)增加會使自由度減少，因此選擇合適的滯后階數(shù)非常重要。本文運用FPE、SC、LR、AIC、HQ 5個指標來確定最佳滯后階數(shù)為2，結(jié)果如表2所示。

表1 各變量平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

表2 最佳滯后期檢驗結(jié)果

2.協(xié)整向量個數(shù)r的檢驗

Granger和Engle提出的“協(xié)整理論”解決了非平穩(wěn)序列建模問題，他們認為，如果兩個非平穩(wěn)序列變量是同階單整，同時兩個非平穩(wěn)序列變量的線性組合是零階單整，則這兩個變量間存在長期均衡關系。前面的平穩(wěn)性檢驗已經(jīng)看出3個變量Ln GDP、Ln ISC、Ln URB是一階單整的，存在長期均衡關系，現(xiàn)在需要確定協(xié)整向量個數(shù)r。

由表3中特征值、跡統(tǒng)計量可以看出，跡統(tǒng)計量在5%的顯著水平下拒絕沒有協(xié)整關系的假設，表明ln GDP、ln ISC、ln URB之間存在協(xié)整關系。

表3 多變量Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

3.協(xié)整方程

經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化和城市化率3個變量的協(xié)整方程為（括號內(nèi)的數(shù)字是t統(tǒng)計量值）：

從式（8）可知，長期來看，城市化率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟增長的影響都呈正相關關系，且城市化率

對經(jīng)濟增長的影響大于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟增長的影響。

（三）誤差修正模型和檢驗

協(xié)整分析與Johansen檢驗的結(jié)果一致，選取L＝2。表4顯示的是VECM的參數(shù)估計結(jié)果（括號內(nèi)的數(shù)字是t統(tǒng)計量值）。

從誤差修正模型看出，在做格蘭杰因果檢驗和脈沖響應函數(shù)前，需進行檢驗。從圖1和表5的穩(wěn)定性檢驗可知，在單位圓上有兩個根，其他值都在圓內(nèi)，所以滿足誤差修正模型的穩(wěn)定性條件。從LM（拉格朗日乘數(shù)檢驗）自相關檢驗看出，當LM1為9．787時，P值為0.368，而當 LM2為9．124時，P值為0．426，因此不存在自相關。從White異方差檢驗看出，當 χ2值為 90．664時，P值為0.290，即不存在異方差。聯(lián)合正態(tài)性檢驗結(jié)果可以看出，當J-B值為3．354時，P值為0．763，符合正態(tài)分布。

所以，誤差修正模型較為穩(wěn)定，從誤差修正得出Granger因果關系和脈沖響應是可靠的。從表4可知，D（ln GDP）誤差修正項系數(shù)為-0.005，符合誤差修正的調(diào)整方向。

圖1 VAR（2）的單位圓檢驗

表4 誤差修正模型估計結(jié)果

表5 誤差修正的穩(wěn)定性檢驗結(jié)果

（四）格蘭杰因果檢驗

協(xié)整檢驗表明3個變量之間有長期均衡關系，但不能判斷它們之間是否有因果關系，而分析中往往需要知道它們間的因果關系，方便做下一步的實證分析。為此，在上述協(xié)整檢驗基礎上，對經(jīng)濟增長、城市化率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化進行格蘭杰因果檢驗，判斷這3個變量之間的因果關系，結(jié)果如表6所示。

表6 Granger因果檢驗結(jié)果

由表6可以看出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城市化率對經(jīng)濟增長的檢驗拒絕原假設，同時經(jīng)濟增長對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化和城市化率的檢驗也拒絕原假設，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城市化率與經(jīng)濟增長之間有雙向Granger因果關系。城市化率對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的檢驗拒絕原假設，表明城市化率是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的單向Granger原因，即城市化率的提高將影響到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整并帶來資本、設備、技術的不斷升級。

（四）脈沖響應分析

圖2是基于VECM模型的脈沖響應函數(shù)，縱軸表示經(jīng)濟增長受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城市化率沖擊的響應程度，橫軸表示滯后期數(shù)。脈沖響應圖用來分析隨機擾動項沖擊對變量的影響。

根據(jù)脈沖響應函數(shù)圖，經(jīng)濟增長受到城市化率的正向沖擊后，表現(xiàn)為正，且城市化率的增加將促進經(jīng)濟增長的增加，在滯后第2期時到達沖擊效應的最高值，而后下滑直至平穩(wěn)，因此從長期來說，城市化率的增加對經(jīng)濟增長有較強的促進作用。同時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟增長沖擊后，長期為正的沖擊效應，但短期為負的沖擊效應。在滯后期1～3年，經(jīng)濟增長受到一個單位正向標準差產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的沖擊，且沖擊效應為負，但三期后沖擊效應逐漸從負效應變成正效應，直至平穩(wěn)。

綜合來看，這里的結(jié)論與前面的協(xié)整檢驗結(jié)果是一致的，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化和城市化率都對經(jīng)濟增長有顯著的促進作用。這里產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的短暫負影響也是符合實際的，主要原因是，隨著中國經(jīng)濟的發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級帶來了技術創(chuàng)新、機械設備的更新?lián)Q代等，而這些產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級無法在短時間內(nèi)完成，所以將會在短期內(nèi)對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負效應的影響，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的完成，將會對經(jīng)濟增長有顯著的促進作用。

圖2 ln GDP受到ln ISC、ln URB沖擊的脈沖響應曲線

四、結(jié)論與對策建議

（一）結(jié)論

本文運用1978—2016年的年度時間序列數(shù)據(jù)，選取產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、經(jīng)濟增長和城市化率作為研究對象，構(gòu)建產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城市化率對經(jīng)濟增長的長期均衡方程。運用ADF、協(xié)整檢驗、Granger檢驗和脈沖響應函數(shù)，研究三者之間的關系。從上述實證分析得出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城市化率能夠促進經(jīng)濟增長，同時經(jīng)濟增長也能促進城市化率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化。

協(xié)整檢驗結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化與城市化率都在不同程度上促進了經(jīng)濟增長，但兩者作用有差異，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化影響小于城市化水平，說明在我國經(jīng)濟增長中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級較慢，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對資本、技術、人員的要求較高。因果關系檢驗表明，城市化率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟增長都呈現(xiàn)雙向因果關系，城市化率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化共同促進經(jīng)濟增長，同時經(jīng)濟增長也能夠促進城市化率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，而城市化率是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的單向Granger原因，城市化率能夠促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化。從脈沖響應函數(shù)圖來看，城市化率對經(jīng)濟增長長期是正向積極作用，所以在提高城市化水平的同時，也要考慮過度城市化帶來的負面影響。而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化短期會導致經(jīng)濟增長負效應，但長期來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對經(jīng)濟增長有積極作用，開始增長速度較快，后面增長速度較平緩。其原因可能是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在調(diào)整時，會對經(jīng)濟增長有抑制作用，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整完成后，能夠大幅度促進經(jīng)濟增長。因此，處理好經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化和城市化率之間的關系，更能夠?qū)崿F(xiàn)經(jīng)濟的長期穩(wěn)定發(fā)展。

（二）建議

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城市化與經(jīng)濟增長三者間是相互影響的，在未來發(fā)展中一定要重視三者之間的關系。目前，我國經(jīng)濟處于轉(zhuǎn)型期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整較慢，城市化水平的質(zhì)量和層次較低，城市化對經(jīng)濟增長的促進作用還不強，對此提出以下建議：

（1）需要加快城市化進程的速度。中國是一個農(nóng)業(yè)大國，從戶口上來看，我國依然有大部分的人是農(nóng)村戶口，為減少農(nóng)村人口的比例，除了降低農(nóng)業(yè)對人口的依賴，讓農(nóng)村人口轉(zhuǎn)移到城市外，還可以通過大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)吸引農(nóng)村人口進入城市，大量人口涌進城市帶來了城市化發(fā)展、技術進步，從而帶動經(jīng)濟增長。但由于戶籍制度的影響導致那些從農(nóng)村進入城市的人口無法真正留在城市，影響城市化的進程。對此，需要加強戶籍改革，以及土地、房地產(chǎn)等領域的改革，加強科技成果的轉(zhuǎn)化率，進一步提升城市化率對經(jīng)濟增長的促進作用。

（2）加快發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。要想解決第二產(chǎn)業(yè)對就業(yè)帶來的不利影響，就需要大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，當前我國第三產(chǎn)業(yè)對就業(yè)的拉動已超過40%，且這比重還在不斷增加。從發(fā)達國家經(jīng)驗看，我國的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展?jié)摿艽?，對城市化率和就業(yè)率的影響較大。同時因為第三產(chǎn)業(yè)主要以服務性產(chǎn)業(yè)為主，具有低資源消耗、綠色環(huán)保的特點，發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)不僅對社會和經(jīng)濟發(fā)展有促進作用，而且對城市化率有較強的推動作用。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是經(jīng)濟發(fā)展的主動力，需要逐步完善區(qū)域經(jīng)濟空間布局，整合自然資源，提高資源利用率，形成新的增長極和發(fā)展機遇。

（3）無論是城市化率的提高還是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級，最后都是為社會發(fā)展服務，在過去我國特別強調(diào)城市化率的大小，而忽略了過度城市化帶來的不良影響。所以不能因為追求城市化率而不考慮社會和諧發(fā)展的重要性，需要把握好經(jīng)濟發(fā)展的客觀規(guī)律，正確看待結(jié)構(gòu)與速度之間的關系，只有這樣才能促進我國經(jīng)濟更加快速、平穩(wěn)、持續(xù)的發(fā)展。