城镇化对中国经济增长的影响及其区域差异——基于省际面板数据的分析

陈美美

（中南财经政法大学金融学院，湖北　武汉　430073）

城镇化对中国经济增长的影响及其区域差异——基于省际面板数据的分析

陈美美

（中南财经政法大学金融学院，湖北武汉430073）

文章采用2005-2013年全国31个省份数据，运用面板数据的平稳性和协整检验，检验城镇化是否拉动了中国经济增长，在此基础上分别建立面板误差修正模型（PECM）和个体固定效应模型，实证分析了城镇化对经济增长的总体影响和区域性差异。结果发现，城镇化水平和经济增长之间存在长期均衡关系，城镇化率每提高1个百分点将带来0.37个百分点的经济增长，并且两者之间的均衡存在短期的波动抑制作用；进一步从区域差异上来看，城镇化水平对经济的影响程度呈现从西部、东部、中部、东北依次增强的趋势。

城镇化；经济增长；面板误差修正模型；区域差异

一、引言

城镇化是指农村人口不断向城镇转移，第二、三产业不断向城镇聚集，从而使城镇数量增加，城镇规模扩大的一种自然历史过程，是各个国家在实现工业化、现代化过程中所经历社会变迁的一种反映。改革开放以来，我国城镇化进程突飞猛进，1978年我国的城镇化率为21.1%，到2015年底已达到56.1%，与世界平均水平基本持平。在城镇化水平飞速发展的同时，我国经济也在迅速增长。1978年我国GDP仅为0.37亿元，位列全球15位，到2015年我国GDP已经达到了67.67万亿元，位列全球第二，仅次于美国。然而我国人均GDP仍处在相对较低的水平，与美国、日本、德国、英国等发达国家存在很大差距。

城镇化是否是中国经济增长的一大引擎成为国内外学者研究的重点。一种观点认为城镇化会促进经济增长。Mccoskey，Kao［1］采用1965-1989年30个发展中国家数据和22个发达国家面板数据进行协整分析，发现样本国家人均GDP与城镇化率、劳动资本之间存在长期协整关系。Henderson［2］采用发展中国家的横截面数据得出城镇化水平和人均GDP相关系数达到0.85。CC Au，JV Henderson［3］通过分析得出中国城乡分割的户籍制度阻碍了劳动力的流动，不仅导致了农村劳动力过剩，而且阻碍了中国城镇化水平的提高，从而不利于中国经济的增长。朱孔来［4］分析了全国31个省份城镇化率和GDP之间的关系，发现城镇化率每提高1%，会促使经济增长7.1%。蒋冠［5］选取中国1978-2012年的时间序列数据，通过分析发现，我国城镇化与经济增长之间存在长期均衡关系，进一步选取泰尔指数分析发现，中国省级的城镇化差异总体呈现缩小趋势。另一种观点则认为，城镇化对经济增长的影响不显著甚至为负。Abdel-Rahman［6］通过对35个发展中国家横截面的实证分析，得出城镇化与经济增长呈负相关的结论。王婷［7］选取我国1996-2011年的省域面板数据，发现在西部地区人口城镇化对经济增长的拉动作用并不明显。武永立［8］发现在研究城镇化和经济发展水平关系时，不同的指标和模型选择会得出不同结论甚至是相反结论。

综上所述，关于城镇化对经济增长的影响仍没有一致的结论，并且现有文献很少考虑到我国城镇化水平区域差异对经济发展的影响，而我国作为一个区域发展极不平衡的大国，各个地区的城镇化发展水平有明显不同，这种不同可能会造成对经济增长的影响差异化。因此，根据城镇化水平的不同，把全国分为东、中、西和东北4个区域，进一步分析城镇化水平对经济增长影响的区域差异具有重大的现实意义。本文的创新点在于：既运用总体回归得出我国城镇化对经济增长的贡献值，并且通过面板误差修正模型发现城镇化与经济增长之间的均衡存在短期波动抑制作用，同时又将变量区域化，利用个体固定效应模型，探讨了城镇化对经济增长的区域差异性影响。

二、城镇化对经济增长的作用机制

城镇化作为一项基础性的经济、社会和制度的变革会产生多种经济效应，其中主要通过规模经济、分工和专业化和创新效应等促进经济的增长。

首先，城镇化是劳动力、资源等要素流动和积聚的过程，人口转移会带来需求的集中，促使供给集中，形成规模经济效应。第一，产业规模在扩大的同时会带来产品多样化和产品质量的提升，从而产生技术进步，成为促进经济增长的持续动力。第二，产业的发展吸纳了农村剩余劳动力就业，满足了城镇化中各类需求。第三，规模经济使得生产成本下降，收入增加，而收入用于消费或投资进一步拉动生产资料的需求，从而对经济增长产生正向影响。

其次，在城镇化发展的过程中，分工和专业化程度随着市场规模的扩大不断深化，具有技术性、专业性技能的工人可以更加熟练完成任务，生产效率得到提高，经济增长也就能够快速实现。

最后，城市是新知识、新观念产生的中心，这些新思想在城市密集的经济活动中可以实现低成本的扩散。熊彼特认为创新周期与经济周期是同步的，即在创新低迷时，经济处于下行，在创新涌现时，经济处于繁荣期，知识和观念的共享可以促进一国或地区的长期稳定增长。

三、城镇化对经济增长影响的实证分析

（一）指标选取与数据来源

本文借鉴了已有相关研究成果，采用人口城市化率度量城镇化水平，即城镇人口占总人口的比重（%），记为URB，这也是国际上通用的衡量城镇化水平的指标。考虑到人均GDP剔除了人口规模的影响，本文选择省份人均GDP来反映经济增长，记为GDP。本文采用的数据主要来自国家统计局发布的历年《中国统计年鉴》和巨灵金融服务平台，选取了以上两个指标2005-2013年全国31个省（市）的年度数据。另外，为消除数据中存在的异方差，在进行面板数据分析时，对以上各变量进行对数处理，在实证分析前首先对变量进行统计性描述，结果如表1所示。

（二）总体回归分析

1.面板数据的平稳性与协整分析。本文采用同质单位根检验中的LLC检验、异质单位根检验中的Fisher—ADF和Fisher—PP检验，对面板数据各个变量的不同截面分别进行单位根检验。如果三种检验中均拒绝存在单位根的原假设则说明该变量是平稳的，反之则不平稳，检验结果如表2所示。

通过表2的单位根检验，LLC，Fisher-ADF，Fisher-PP检验的原假设为存在单位根，从检验结果的P值来看，lnURB，lnGDP两个变量的水平值均不能拒绝单位根假设，而其一阶差分在5%的显著性水平拒绝存在单位根的原假设，因此，得出这两个变量均为I（1）过程的结论，可以进行下一步的协整分析。在协整检验中采用Pedroni的方法，以回归残差为基础构造出4个统计量，并且均为左尾检验，这4个统计量的原假设均为不存在协整关系，模型的滞后阶数按SIC准则自动选择。Pedroni（1999）运用Monte Carlo模拟的结果显示，对大样本来说，所有的统计量的检验效力均很强并且稳定，但是对于小样本来说，Group ADF统计量是最有效力的，接下来是Panel ADF、Group PP、Panel PP等统计量，由于本文研究的是小样本数据，因此主要考察这4个统计量，具体结果见表3。

表1　变量统计性描述

表2　平稳性检验结果

表3　Pedroni协整关系检验结果

由表3可知，在1%的显著性水平下，Panel-PP、Panel-ADF、Group-PP和Group-ADF四种方法都拒绝“不存在协整关系”的原假设。据此可以判断出lnURB与lnGDP这两个序列存在协整关系。由上面的协整检验可知我国经济增长与城镇化水平存在长期协整关系，进而经估计得出的协整方程如下：

从方程（1）回归系数的t值来看，协整回归方程中各变量的系数均显著，该方程成立。基于省际面板数据的实证结果显示，中国城镇化的提升对经济增长具有显著的正向影响，城镇化率每提高1个百分点，经济增长水平则增加0.37个百分点。

2.面板误差修正模型的估计。在面板协整估计式（1）基础上，建立面板误差修正模型（PECM）进一步分析城镇化水平对经济增长的短期调整效应。

根据Granger表述定理，基于面板协整模型：

设定与式（2）对应的面板误差校正模型（PECM）：

式（3）中εit-1为式（2）的面板协整残差，λ为误差调节系数，反映城镇化水平与经济增长的长期稳定关系对经济增长的短期变化所产生的调节效应。当λ＜0，表示长期稳定的协整关系对短期经济增长具有抑制调节作用，一旦变量之间的均衡关系偏离长期均衡时，会逐步调整到均衡状态，而从面板协整和均衡角度来看，也进一步支持式（2）为面板协整模型；当λ＞0，则表示面板协整关系对短期经济增长具有促进作用，预估计面板误差修正模型式（3）中的λ符号为负。

基于式（1）估计的协整方程，可以估计与式（1）相对应的面板误差修正模型如下所示：

从回归结果看，误差调节系数λ=-0.4970＜0，与预期符号一致，且其值显著成立（t=-14.5898），说明当我国经济增长水平与城镇化水平偏离均衡状态时，经济系统将以这种偏离误差的0.497倍强度在下一期朝均衡点进行调整，这从理论上进一步验证了面板协整关系的成立。负的λ表明我国经济增长与城镇化水平之间不仅具有长期的均衡关系，而且会对短期内的波动产生明显的抑制作用。

四、城镇化对经济增长的区域差异分析

（一）不同区域城镇化水平的比较

根据陈耀，周洪霞［9］的划分方法，按照城镇化水平的不同，把全国划分为东，中，西和东北4个区域，在此基础上建立面板回归模型，实证研究不同区域城镇化水平对经济增长的影响。其中东部包括11个省份，分别是北京（BJ）、天津（TJ）、河北（HB）、辽宁（LN）、上海（SH）、江苏（JS）、浙江（ZJ）、福建（FJ）、山东（SD）、广东（GD）和海南（HAN）；西部包括12个省份，分别是内蒙古（NMG）、广西（GX）、重庆（CQ）、四川（SC）、贵州（GZ）、云南（YN）、西藏（XZ）、陕西（SXI）、甘肃（GS）、青海（QH）、宁夏（NX）和新疆（XJ）；中部包括8个省份，分别是山西（SX）、吉林（JL）、黑龙江（HLJ）、安徽（AH）、江西（JX）、河南（HEN）、湖北（HUB）和湖南（HN）；东北地区有3个省份，分别是辽宁（LN）、吉林（JL）和黑龙江（HLJ）。不同区域的城镇化率如图1-图4所示。

图1　东部各省的城镇化率（%）

图2　西部各省的城镇化率（%）

图3　中部各省的城镇化率（%）

图4东北各省的城镇化率（%）

图1-图4显示，我国各省（市）的城镇化发展水平及发展质量都在不同程度的提升，但不同地区之间的城镇化进程差异很大。东部各省城镇化水平总体来说处于比较高的水平，近年来呈现缓慢上升的趋势，这主要是因为我国东部城镇化开始较早，近年已趋于稳定；西部各省份城镇化水平较低，尤其是西藏自治区，由于自然环境等因素的限制，城镇化水平一直处于较低水平，并且近年来提升速度也比较缓慢；中部地区虽然城镇化水平开始很低但是近年来发展速度很快，这主要得益于中部省份近年来大力推进城镇化进程所实施的政策产生了显著效果；东北地区作为我国老工业基地，工业发展集聚效应带来了较高的城镇化率，所以东北部各省份城镇化水平起点很高，近年来城镇化水平也一直稳步上升。

由此可见，虽然我国整体城镇化进程在持续推进，但是从全国范围来看，东、西部地区间绝对增量仍然相距很大，各省市之间城镇化发展差异仍在不断拉大。

（二）区域差异分析

采用面板数据模型的估计方法有混合模型、个体固定效应模型和个体随机效应模型。对于混合模型与个体固定效应模型的选择，通过F统计量检验，在5%的显著性水平下拒绝原假设，所以建立个体固定效应模型。对于个体固定效应模型和个体随机效应模型的选择，通过Hausman检验，在5%的显著性水平下拒绝原假设，所以建立个体固定效应模型。所以建立经济增长关于城镇化率的个体固定效应模型，模型估计结果如表4所示。

表4　各地区城镇化对经济增长影响的估计结果

从表4可以看出各区域的城镇化水平与经济增长都呈显著正相关关系。具体来说，东部、中部、西部和东北四个区域城镇化水平对经济增长的影响系数分别为1.0112、2.7713、0.2840和2.8976，即城镇化水平每提高1%，东、中、西和东北地区经济增长将分别提升1.0112%、2.7713%、0.2840%和2.8976%。可见，城镇化对经济增长的影响程度呈现从西部、东部、中部及东北地区依次提高的梯度分布，东北地区城镇化对经济增长影响最大。

综上所述，在各个地区的模型中，考察城镇化对经济增长直接影响的结果显示，城镇化系数的估计值都为正，即在直接影响的作用下，不管是中部，还是东、西部和东北地区，积极推进城镇化有利于促进经济的增长。

（三）稳健性检验

为了进一步验证上述结果，本文采用处理特殊变量的方法进行稳健性检验。喻开志等［10］利用因子分析，将城镇化水平划分为人口、产业及卫生城镇化、居民消费城镇化、科学教育城镇化以及公共基础设施城镇化四因子，参照此做法，分别用居民消费城镇化、科学教育城镇化和公共基础设施城镇化替代人口城镇化进行回归，实证结果基本与原模型保持一致。由此可见，无论是人口城镇化、居民消费城镇化、科学教育城镇化还是公共基础设施城镇化，其对经济增长的影响都存在显著的区域性差异。其中，东北部地区城镇化对经济增长的促进作用最大，中部与东部地区次之，西部地区影响最小。

五、结论及建议

本文采用面板数据，对我国不同区域城镇化对经济增长的影响进行了实证分析，得出如下结论，并提出相应的政策建议。

1.从整体上来看，城镇化对经济增长的影响是显著正向的，城镇化水平每提高1个百分点将带来0.37个百分点的经济增长，另外通过面板误差修正模型发现，两者之间不仅存在长期均衡，而且存在短期的波动抑制作用。因此，为促进经济的健康发展，有必要积极推进城镇化的发展，抓住人口城镇化这一核心要素，从城镇中农业转移人口的落户制度入手，积极推进符合条件的农业转移人口落户城镇，破除农村居民进程落户的人为隔离，加快推进我国城乡二元的户籍制度改革，合理利用人口城镇化的经济效益。

2.通过把全国分为四个区域进行区域性分析，发现城镇化水平对经济增长的影响程度呈现从西部、东部、中部及东北依次提高的梯度分布。鉴于区域间的差异，应当实行差别化的区域管理，因地制宜，加强对中西部城镇化建设的政策支持力度，依托丝绸之路经济带，扩大中西部地区的对外开放程度；加大对中西部地区基础设施建设投资，培育中西部地区城市群，推动中西部地区城镇化建设，从而促进中西部地区经济发展。

3.稳健性检验显示，人口城镇化、居民消费城镇化、教育城镇化和公共基础设施城镇化水平越高，经济增长越快。因此，在加快我国农业转移人口落户城镇的同时，应当积极促进各类要素自由流动和优化配置：第一，要重视城镇化过程中的产业转型，充分释放内需潜力，着力推进农村居民消费扩大升级。第二，应大力增加教育人力资本和教育经费的投入，完善高等教育、职业技术教育多层次的教育培训体系，实现农村教育城镇化。第三，着力解决我国农村公共基础设施短缺问题，注重农村公共产品供给，城镇化发展迫切需要公共基础设施建设的支撑。

4.提高城镇化的质量是转变经济增长方式的必然要求，要坚定不移地走可持续发展的新型城镇化道路，发挥城镇化的经济效益，统筹城镇化的社会效益和生态效益。

［1］McCoskey S，Kao C.A residual-based test of the null of cointegration in panel data［J］.Econometric reviews，1998，17（1）：57-84.

［2］Henderson，J.V.The effects of urban concentration on economic growth.NBER Working Paper，2000：7503.

［3］CC Au，JV Henderson.How migration restrictions limit agglomeration and productivity in China［J］.Journal of development economics，2006，80（2）：350-388.

［4］朱孔来，李静静，乐菲菲.中国城镇化进程与经济增长关系的实证研究［J］.统计研究，2011，（9）：80-87.

［5］蒋冠，等.中国城镇化与经济增长关系的理论与实证研究［J］.工业技术经济2014，（3）：33-41.

［6］Abdel-Rahman A N，Safarzadeh M R，Bottomley M B.Economic growth and urbanization：A cross-section and time-series analysis of thirty-five developing countries［J］. Rivista Internazionale di Scienze Economiche e Commerciali，2006，（3）：334-348.

［7］王婷.中国城镇化对经济增长的影响及其时空分化［J］.人口研究，2013，（5）：53-67.

［8］武永立.城镇化与中国经济增长“长期均衡悖论”的实证检验［J］.经济问题，2014，（7）：6-10.

［9］陈耀，周洪霞.中国城镇化对经济增长的影响机理及其区域差异——基于省际面板数据的实证分析［J］.当代经济管理，2014，36（8）：59-66.

［10］喻开志，黄楚蘅，喻继银.城镇化对中国经济增长的影响效应分析［J］.财经科学，2014（7）：52-60.

（责任编辑：车碧云）

陈美美（1992-），女，湖北广水人，硕士研究生，研究方向：宏观经济、区域经济。