遼寧省經濟增長與城市化率響應的實證研究

王曉玲+劉殿和

[摘要]經濟增長與城市化率的響應關系，是城市經濟領域從理論到實證研究一直關注的問題，現有的若干省域研究得出的結論并不一致。本文采用協整模型、格蘭杰因果關系檢驗法、向量自回歸模型，對遼寧省1978—2014年人均GDP增速與城市化率的響應關系進行實證研究。結果表明：遼寧省經濟增長與城市化率之間存在長期均衡關系，二者互為格蘭杰因果關系。但是，經濟增長對城市化率提高的促進作用不強，城市化率提高對經濟增長的反作用力也不是很大，且持續時間不長。為此，在遼寧省經濟增速出大幅下滑之時，應繼續深化產業結構升級轉型，培育經濟內生動力。同時，推進特色小城市和小城鎮建設，促進遼寧省城市化的可持續發展。

[關鍵詞]經濟增長；城市化率；互動關系；響應關系

中圖分類號：F061.3 文獻標識碼：A 文章編號：1008-4096（2016）05-0086-05

一、引言

改革開放后，中國經濟高速增長的同時，城市化率大幅提高，由1978年的17.90%提高到2015年的56.10%。城市化與經濟增長的關系也受到學界、政界的廣泛關注，“城市化是中國經濟增長強大引擎”、“城市化是擴大內需的最大潛力所在”等論斷將城市化對經濟增長的作用提升到前所未有的高度。同時，也有研究者認為城市化是經濟增長的結果而非原因，有關經濟增長與城市化何者為因何者為果的討論還在持續。遼寧省作為城市化率較高的省份，曾在中國經濟增長中發揮過不可替代的作用，經濟增速卻在經濟新常態下呈現大幅下降。2014年，遼寧省經濟增速為5.80%，位列全國倒數第三；2015年，遼寧省經濟增速繼續下滑至3.00%，位列全國倒數第一，經濟增速創改革開放以來的最低值。在遼寧省經濟增速連續下滑的背景下，實證研究經濟增長與城市化之間的響應關系，并提出對策建議，對促進遼寧省經濟增長和推進城市化進程均具有現實意義。

由城市經濟增長模型可以推斷經濟增長與城市化率提高具有雙向互動關系，即經濟增長促進城市化率提高。城市化率提高又反過來促進經濟增長，城市經濟增長的累積因果效應也可以解釋二者之間的互動關系。研究者還就二者關系進行了大量的實證研究。周一星曾將1977年世界157個國家和地區的城鎮人口占比與人均國民生產總值進行回歸分析。研究結果顯示。各國城市化率與人均國民生產總值的對數成正比例關系，城市化率較高的國家，經濟增長速度也較快，反之亦然。王金營利用世界典型國家1950—1998年數據實證分析城市化率與人均GDP之間的關系，研究結果表明，經濟增長促進城市化率提高，城市化率提高也促進經濟增長。對中國城市化率與經濟增長關系的實證研究結果表明，經濟增長對促進城市化率提高產生較大的正向沖擊效應，城市化率提高對經濟增長的反作用不強，也有研究者得出結論：中國經濟增長與城市化率提高間存在長期穩定的關系，且兩者互為因果關系。除全國層面外，還對省域層面二者的關系進行實證研究。王領對上海市的研究結論為：經濟增長對城市化率提高的作用較強，是其格蘭杰原因，而城市化率提高對經濟增長的作用不明顯，對湖北省、內蒙古自治區、四川省進行的實證研究也得出類似結論。對安徽省、吉林省進行實證研究得出的結論則為：城市化率提高對經濟增長的作用極其顯著，而經濟增長并不是城市化率提高的格蘭杰原因。由此可見，中國有些省份城市化率與經濟增長之間呈現的關系并不符合城市經濟理論的經典論述。遼寧省經濟增長與城市化率之間的關系有待進行深入研究。

二、數據資料與研究方法

地區經濟增長指標既有絕對指標和相對指標.也有總量指標和人均指標。較之于絕對指標.經濟增長相對指標更能反映國家或地區經濟增長速度；較之于總量指標，人均指標消除了城市人口規模對經濟的影響，使不同等級規模城市之間的經濟增長具有可比性。本文采用人均GDP增長率指標反映遼寧省經濟增長。反映國家、地區城市化水平最為重要的指標是城市化率。城市化率是指城市人口占總人口的比重，對城市人口的統計口徑目前有城市非農人口、城鎮人口和城市常住人口，介于數據的可得性，本文采用城市非農人口，以城市非農人口占總人口的比重反映城市化率。人均GDP增長率和城市非農人口占比數據均來自《遼寧統計年鑒2015》，時間序列長度為1978—2014年。本文采用協整模型、格蘭杰因果關系檢驗和向量自回歸模型等方法，研究遼寧省經濟增長與城市化率之間的響應關系，以及二者的因果關系，計量分析均由Eviews7.2完成。

三、實證分析

通過時間序列模型分析遼寧省經濟增長與城市化率之間的相互響應關系。時間序列模型是運用時間序列的過去值、當期值及滯后擾動項的加權建立模型，以解釋時間序列的變化規律。在時間序列的發展過程中，一個重要特征是對統計均衡關系做某種形式的假設，平穩性假設就是其中之一。即一個平穩時間序列能夠有效地用其均值、方差和自相關函數加以描述。因此，在進行時間序列建模過程中，首先要對其進行平穩性檢驗。

（一）城市化率對經濟增長的響應

1.平穩性檢驗

對時間序列的平穩性進行檢驗的方法是單位根檢驗，有ADF、DFGLS、PP、KPSS、ERS、NP等檢驗方法，前三種方法出現較早，實際應用較多。本文采用ADF方法進行單位根檢驗。對人均GDP增長率PGt和城市化率UR，時間序列進行ADF檢驗。從輸出結果來看，人均GDP增長率PG，和城市化率UR，的ADF檢驗值均小于5%臨界值（如表1所示），拒絕原假設，說明原序列為平穩時間序列，為0階單整序列，具有0階單整性，即PG₁～I（0），UR?！獻（0）。

2.協整模型及檢驗

為了檢驗兩個變量UR_t和PG_t是否協整，可采用恩格爾和格蘭杰于1987年提出的兩步檢驗法。簡稱為EG檢驗。

首先，用普通最小二乘法估計同階單整序列的長期均衡關系.它們之間的協整方程可以表示為：

模型殘差的估計值可表示為：

其次，對估計殘差序列進行平穩性檢驗，如果估計殘差序列是平穩的，則兩個變量之間存在協整關系。從ADF檢驗結果來看，估計殘差序列的ADF檢驗統計量為-3.9154，小于顯著水平為5%的臨界值-3.5443，拒絕原假設，估計殘差序列為平穩時間序列，表明遼寧省1978—2014年城市化率與經濟增長之間存在長期均衡關系。但是，模型可決系數R²僅為0.1557，調整后的可決系數都只有0.1315，擬合優度不高，參數的顯著檢驗失去意義，參數估計雖然無偏但不再有效.可能存在異方差。同時，D.W值僅為0.1847，初步判斷估計殘差序列存在自相關，這時回歸方程估計結果不再有效、可信。在存在異方差和自相關的情況下，應對其進行消除。

3.異方差、自相關性檢驗和消除

采用懷特檢驗法進行異方差檢驗，F統計量的P值為0.7184，觀察可決系數的相伴概率為0.7002.均大于5%，接受原假設，模型無異方差。

以拉格朗日乘數（LM）檢驗法對估計殘差序列進行檢驗，F統計量P值的相伴概率為0.0000，小于5%，拒絕原假設，說明存在自相關，由輸出結果可以判定為1階自相關。廣義差分法可以克服所有類型的序列相關問題，一階差分法是它的特例?？瓶藗?奧克特（Cochrane-Oreutt）迭代法、區間搜索法、杜賓兩步法是消除自相關常用的方法，本文采用迭代法，得出的廣義差分模型為：

經過Cochrane-Orcutt送代法的處理后，可決系數R²提高到0.9945，模型擬合優度大為提高?；貧w效果顯著。D.W值提高到1.1545，對新回歸方程進行LM檢驗，F統計量的相伴概率分別為0.0621，大于0.0500，在5%的顯著性水平下接受原假設，估計殘差序列不存在自相關，說明估計殘差序列的自相關性已經被消除?；貧w方程表明，1978—2014年遼寧省城市化率與經濟增長具有響應關系，即經濟增長對城市化率提高具有促進作用，人均GDP增速每提高1%，城市化率提高0.01%。

（二）經濟增長對城市化率提高的響應

1.協整模型及檢驗

只有估計殘差項的單位根是平穩的，回歸方程才成立。對方程的估計殘差項進行單位根檢驗。ADF檢驗統計量的值為-4.0259，小于顯著性水平為1%的臨界值-2.6327，拒絕原假設，估計殘差項為平穩序列，通過了協整檢驗，協整模型成立。但是，回歸方程的可決系數R²和調整后的可決系數都比較小，可能存在異方差，需要進行異方差檢驗。同時，D.W值為1.0620，對其是否存在自相關需要進一步檢驗。

2.異方差、自相關性檢驗和消除

采用懷特檢驗法進行異方差檢驗，F統計量的P值為0.1077，大于0.0500，拒絕原假設，說明在5%的顯著水平下協整模型不存在異方差。

以拉格朗日乘數（LM）檢驗法進行檢驗自相關檢驗，F統計量P值的相伴概率為0.0062，小于0.0500，拒絕原假設，說明協整模型在5%的顯著水平下存在自相關，由LM檢驗結果可以判定為1階自相關。采用科克倫-奧克特（Cochrane-Orcutt）迭代法消除估計殘差序列能自相關，得出的廣義差分模型為：

經過科克倫-奧克特（Cochrane-Orcutt）迭代法的處理，協整方程的R²和調整后的R²均有所提高，D.W值提高到1.5546，對迭代法處理后的廣義差分模型進行LM檢驗，F統計量的P值為0.0714，大于0.0500，接受原假設，不存在自相關.說明在5%的顯著性水平下估計殘差序列的自相關性已經被消除。由回歸模型可知，1978—2014年遼寧省經濟增長對城市化率提高也是有響應的，城市化率提高對經濟增長具有反向促進作用，城市化率每提高1%，人均GDP增長率提高0.39%。

（三）格蘭杰因果關系檢驗

通過協整分析，遼寧省經濟增長率與城市化率之間呈雙向互動關系，二者之間是否存在格蘭杰因果關系，即經濟增長率（或城市化率）的前期變化能否有效解釋城市化率（或經濟增長率）的變化，則要通過格蘭杰因果關系檢驗來判斷。遼寧省經濟增長率與城市化率的格蘭杰因果關系檢驗結果如表2所示。

由表3可知，在滯后4期時經濟增長率不是城市化率格蘭杰原因的概率僅為0.07%，城市化率不是經濟增長的格蘭杰原因的概率僅為0.30%.拒絕原假設，說明1978—2014年遼寧省經濟增長對城市化率提高、城市化率提高對經濟增長的促進作用在滯后4年時最為顯著。當滯后階數提高到6時，在5%的顯著水平下，遼寧省經濟增長與城市化率之間仍然呈現格蘭杰雙向因果關系。當滯后階數提高到7時，在相同顯著水平下，經濟增長仍然是城市化率提高的格蘭杰原因。但城市化率提高已經不是經濟增長的格蘭杰原因。

（四）向量自回歸（VAR）模型

向量自回歸模型（VAR）模型往往不分析一個變量的變化對另一個變量的影響如何，而是分析模型受到某種沖擊時對系統的動態影響，這種分析方法稱為脈沖響應函數方法。

首先，分析經濟增長對城市化率提高的脈沖響應。如圖1所示，對于城市化率的一個單位標準差的正沖擊，經濟增長在第1期沒有明顯反應，從第2—4期出現負增長，從第5期變為正增長，即城市化率的提高對經濟增長具有一定的促進作用，到第8期后城市化率的提高對經濟增長幾乎沒有影響。

其次，分析城市化率對經濟增長的脈沖響應。如圖2所示，對于經濟增長的一個單位標準差的正沖擊.城市化率在第1期就有所提高。到第3期達到最高點，造成0.32%的正沖擊，此后有所下降，到第10期仍然維持0.18%的正沖擊，說明經濟增長對城市化率提高的動態影響持續時間較長。

四、結論與建議

（一）結論

第一，1978—2014年，遼寧省經濟增長對城市化率提高是有正向促進作用的，即經濟增長促進了城市化率提高，人均GDP增速每提高1%，城市化率提高0.01%，可見經濟增長對城市化率提高雖有促進作用，但作用強度不大。從脈沖響應來看，對經濟增長的一個單位標準差正沖擊，城市化率提高明顯，且持續時間較長。目前，遼寧省經濟增速大幅放緩，經濟增長對城市化率提高的促進作用將隨之降低。為了保持健康、可持續的城市化進程，遼寧省應尋求促進城市化發展的新動力。

第二，1978—2014年，遼寧省城市化率提高對經濟增長也是有反向推動作用的，即城市化率提高對經濟增長具有反作用，城市化率每提高1%，人均GDP增長率提高0.39%。從脈沖響應來看，對城市化率的一個單位標準差的正沖擊，經濟增長到第5期后才變為正增長，且增長幅度不大，持續時間不長。也就是說，城市化率提高對經濟增長雖有推動作用，但貢獻度不高，城市化不可能成為未來遼寧省經濟發展的引擎。

第三，遼寧省經濟增長與城市化率提高之間呈現雙向互動關系，互為格蘭杰原因，符合經典城市經濟理論的論斷。但是，目前遼寧省經濟處在結構性轉型時期，經濟增長下行壓力較大，增速大幅下滑。對城市化率提高的促進作用也將減弱。同時，遼寧省多數大中城市的城市化率較高，已經進入后期階段，城市化率的提升趨于平緩，對經濟增長的反作用力也極為有限。

（二）建議

第一，繼續深化產業結構升級轉型?；谝陨蠈嵶C研究，遼寧省城市化率對經濟增長的推動作用有限，應通過產業結構升級轉型培育經濟增長的內生動力。應以制造業高端化、智能化、集成化實現產業升級，加大研發投入，提升工業產品的科技含量。同時，應促進第三產業發展，大力發展戰略新興產業，實現城市產業結構由粗放型向集約型的轉變。

第二，推動遼寧省小城市和小城鎮的發展。遼寧省城市化率在全國一直處于前列，不少大中城市已進入城市化后期階段，有的城市常住人口，甚至戶籍人口出現下降，城市化率提高的潛力不大，而有些小城市還處于城市化初期。由于遼寧省經濟增速的大幅下滑，對城市化率提高的促進作用將會減弱，未來應將城市化發展的重點轉向小城市和小城鎮，推進特色小城市和小城鎮的發展，使其在大中小城市組成的城市群中發揮獨特作用，促進遼寧省城市化的可持續發展。

（責任編輯：蘭桂杰）