吉林省经济增长与城市化响应的实证研究
吉林省经济增长与城市化响应的实证研究 经济增长和城市化之间是否具有响应关系，是促进经济增长和推动城市化 发展的理论前提。采用协整模型和格兰杰因果关系检验法，对吉林省1972—2013 年人均GDP和城市化的响应关系进行实证研究。结果表明，吉林省经济增长和城 市化之间存在双向互动关系，城市化对经济增长的促进作用要强于经济增长对城 市化的推动作用。但是，吉林省经济增长在近两年呈下行之势，城市化速度较为 缓慢，这种互动作用将趋缓甚至消失。吉林省应培育新的经济增长点，重新形成 经济增长和城市化的互动之势。. 经济增长对城市化水平提高所起的推动作用已得到广泛认可，但城市 化对经济增长是否具有同样的作用，还在持续探讨之中。城市化已经成为当今社 会热点问题，被政界、学界寄予厚望，“城市化是中国经济增长的强大引擎”“城 市化是中国最大内需”等论断不断出现。依照这些论断的内在逻辑，城市化和经 济增长间具有明显的因果关系，不断推进城市化，就能保证经济稳步增长，城市 化将为经济增长提供不竭动力。在全国经济步入新常态后，东北三省经济出现整 体性大幅下滑，2014、2015年，吉林省经济增长速度不仅下降幅度较大，而且低 于全国经济增长平均水平，在各省排名中居于倒数。在这样的发展背景下，研究 吉林省经济增长和城市化间的互动关系，即经济增长与城市化之间的响应机理， 对经济增长和城市化水平提高均有现实意义。
一、经济增长与城市化关系相关理论 城市化是伴随着工业化发生的自然历史过程[1]。从世界范围来看， 前工业化时代虽然出现了城市，城市也进行贸易活动，但总体上仍处于农业社会， 城市化进程缓慢，水平较低。工业化开启了城市化时代的大门，工业和服务业是 城市化的内部拉力;同时农村劳动生产率提高产生的大量剩余劳动力，成为城市 化的外部推力。在拉力和推力的共同作用下，城市化的历史进程不可避免地发生 和发展着[2]。
在城市化推进过程中，更多的企业集聚于城市，交易成本的降低、信 息的共享、知识的外溢等因素使企业实现规模报酬递增，城市中形成了集聚经济， 对劳动力产生更大需求[3]。当本城市的劳动力供给不足时，需要有源源不断的 农村剩余劳动力补充需求缺口，在实现充分就业的前提下，意味着城市化水平不 断提高。另外，政府利用获得的更多税收，进行城市基础设施等公共物品的投资， 城市硬件条件不断得到改善，使企业进一步节约了成本，从而吸引更多的企业集聚于城市，形成一种经济增长对城市化水平提高的正向促进作用。也就是说，在 经济增长和城市化水平的关系中，经济增长是因，城市化是果。经济增长(人均 GDP)与城市化水平之间的高度正相关关系已经被国内外学者所证明[4]。
经济增长对城市化的促进作用并不是单向的，城市化反过来也促进经 济增长。在城市化产生的集聚经济中，企业和个人需求又带动了相关行业的发展。
其一，由于企业的集聚，对金融、保险、物流、信息等服务业的需求增加，促进 了这些行业的发展。其二，由于大量人口集聚于城市，对消费品、服务产生多元 需求，与此相应的商贸业和服务业发展起来，形成一种城市化对经济的反作用。
综上所述，城市化与经济增长具有双向互动关系：经济增长促进城市化水平提高， 城市化的推进反作用于经济增长，在这两种作用的累积循环中，城市化水平不断 提高，经济持续增长。需要保持清醒认识的是，在这种双向互动关系中，经济增 长首先是因，城市化是果，如果没有企业集聚带来的规模效应，就不会产生对劳 动力的持续需求，更不会产生对商贸和服务业的拉动。如果将城市化与经济增长 的因果关系倒置，可能会出现城市化与经济增长脱节的现象，如拉美国家曾经经 历的过度城市化，并由城市贫民滋生各种经济社会问题。因此，城市化促进经济 增长有着严格的前提条件，即首先要有企业在城市集聚，形成原始动力，才可以 “发动”城市化与经济增长的互动循环。否则，单纯的“造城”，不仅不能带来经济 增长，还会出现“空城”“鬼城”，成为地方经济发展的潜在风险。
二、吉林省经济增长和城市化概况 吉林省作为国家老工业基地，拥有雄厚的工业基础，装备制造业是其 重要的传统产业，特别是汽车、石化产业在全国占有重要地位。目前，吉林省已 经形成以高速动车组、轨道客车、农机装备制造、换热设备制造、煤矿采选设备 制造、石油机械、起重运输、电力设备等为主导的装备制造业体系，产业基础较 为稳固[5]。20世纪90年代初，包括吉林省在内的整个东北地区出现经济增长乏 力现象，吉林省的经济增长出现较大波动，一些年份的经济增长速度低于全国平 均水平。2003年，国家实施振兴东北老工业基地战略以来，吉林省经济稳步上升， 2003—2013年的经济增长率高于全国平均水平，特别是在全球金融危机爆发的 2008年，吉林省经济增长速度高于全国6.4个百分点。2011年开始，吉林省经济 增速出现快速回落，到2013年仅比全国平均水平高0.6个百分点，2014年已低于 全国平均增长率(见图1)，2015年依然如此。
吉林省在新中国成立之初就构建了较为完备的工业体系，工业化在当 时处于全国较高水平。工业的发展增加了对从业人口的需求，从而带动了城市化的发展。在这样的发展背景下，吉林省早期的城市化水平远高于全国平均水平。
1996年，吉林省城镇人口占比达到46.9%，比全国平均水平高16.5个百分点。此 后，吉林省的城镇人口占比提高相对缓慢，特别是在2004—2014年，城镇人口占 比仅提高2.5个百分点，2014年被全国平均水平追平，城镇人口占比达到54.8%(如 图2)。以目前发展速度来估算，吉林省的城市化水平将落后于全国平均水平。再 从户籍人口占总人口的比例来看，吉林省在2011年达到48.0%的阶段高点，2012 年下降为46.9%，2013年略有回升，达47.0%，2014年又下降为46.7%[6]。
从以 上经济数据的分析来看，目前吉林省经济和城市化发展的基本概况为：经济下行 的同时，城市化水平出现提升缓慢甚至回落现象。因此，应进一步探求吉林省经 济增长和城市化之间是否存在响应机制，如果存在，是单向响应和还是双向响应。
数据来源：中国统计年鉴2015，吉林省统计年鉴2011、2015年相关数 据 三、数据资料、研究方法 经济增长的衡量指标有总量指标也有人均指标，总量指标如城市或地 区GDP值，人均指标则为城市或地区的人均GDP值。较之于总量指标，人均指标 消除了城市或地区间的人口规模差异，在不同城市和地区间更具有可比性。本文 采用人均GDP值，并将其折算为人均GDP平减指数，以准确反映一般物价水平走 向。城市化率为城市人口占总人口的比重，新中国成立后一般采用城市非农业人 口占总人口的比重反映城市化率，近10年来也采用城镇人口占总人口的比重反映 城市化率，本文以城市非农人口占总人口的比重代表城市化率。人均GDP和城市 非农人口占总人口比重数据均来自《吉林统计年鉴2014》，时间序列长度为 1972—2013年(见表1)。吉林省2014年经济出现大幅下滑，在进行数据预处理时 发现，加入2014年数据后对实证结果有明显影响，因此将时间序列的终点确定为 2013年。1952—1971年，吉林省经济增长受政治因素、自然灾害的影响，出现异 常波动，如1960年的人均GDP为289元，到1961年骤降为213元，1972年之后，经 济增长趋于正常波动，因此将时间序列的起点确定为1972年。
本文采用协整模型和格兰杰因果关系检验等研究方法，探索吉林省经 济增长与城市化之间的响应关系，以及二者是否为因果关系，计量分析均由 Eviews7.2完成。
四、实证分析(一)城市化对经济增长的响应 采用时间序列法实证分析吉林省城市化对经济增长的响应。时间序列 分析法是伯克斯·詹金斯于1970年提出的，这种模型法不考虑以经济理论为依据 的解释变量的作用，而是依据变量本身的变化规律，利用外推机制描述时间序列 的变化。建立时间序列模型的前提是时间序列必须具有平稳性。如果时间序列是 非平稳的，建立模型之前应将其变为平稳时间序列[7]。
时间序列的平稳性是指对任何时间点其均值恒为常数，且自相关系数 只与时间间隔有关，与起始点无关。也就是说，平稳时间序列的各观察值围绕均 值上下波动，与时间无关。时间序列的平稳性检验可采用自相关分析图和单位根 检验，前者比较粗略，后者是较为正式的方法。在单位根检验中，有DF检验和 ADF检验，常用的方法是ADF检验[8]。
1.协整性检验 只有具备同阶单整性的时间序列才可以建立协整模型，而单整性的前 提是时间序列具有平稳性。首先，对LnPGt和lnURt时间序列进行ADF检验。人均 GDP平减指数的自然对数lnPGt和城市化率的自然对数lnURt的ADF检验值均大 于1%、5%、10%的临界值，应接受原假设，说明lnPGt和lnURt时间序列均为非 平稳序列。其次，对LnPGt和lnURt时间序列的一阶差分进行ADF检验。lnPGt一 阶差分的ADF检验值小于1%的临界值，拒绝原假设，为平稳序列;lnURt一阶差分 的ADF检验值小于1%的临界值，也是平稳序列(见表2)。经过单位根检验，lnGRt 和lnURt都是一阶单整序列，具有一阶单整性，即lnPGt～ I(1)，lnURt～ I(1) 。
2.协整模型及检验 依据Engle和Granger提出的协整理论，一些经济变量可能是非平稳时 间序列，但它们的线性组合却有可能是平稳序列，假如这种平稳的线性组合存在， 这些非平稳的时间序列之间被认为具有协整关系[9]。只有协整变量具有相同单 整阶数时，才可以建立协整关系，如果不具有相同单整阶数，则不能建立协整关 系。两个同阶单整的协整向量，其协整方程可表示为：
五、结论、启示与对策建议 (一)结论1.1972—2013年，吉林省经济增长对城市化水平提高是有响应的，也 就是说城市化和经济增长之间存在长期均衡关系，城市化水平的提高能够促进经 济增长。但是，这种均衡关系在经济增长遭遇“断崖式”下行后，会发生改变。城 市化水平提高对经济增长基本没有促进作用。
2.1972—2013年，吉林省城市化对经济增长也是有响应的，也就是说 经济增长和城市化之间存在长期均衡关系，经济增长能够促进城市化水平的提高， 二者呈现双向互动关系，符合城市经济理论：在经济增长和城市化水平提高的均 衡关系中，经济增长是发动机，它带动人口向城市集聚，推动城市化进程持续进 行，城市化水平的提高又对经济增长产生反向促进作用。
3.吉林省在1972—2013年形成的经济增长与城市化互动关系中，城市 化对经济增长的促进作用要强于经济增长对城市化的促进作用。由广义差分模型 得出的结论为：人均GDP平减指数每提高1%，城市化率提高0.08%;城市化率每 提高1%，人均GDP平减指数增长1.25%。另外，从格兰杰因果检验也可以得出类 似的结论：在滞后1期时城市化率是经济增长格兰杰原因的概率为99.90%，经济 增长是城市化率格兰杰原因的概率为89.85%。
(二)启示 1.经济发展态势的变化会破坏经济增长和城市化间的关系。基于 1972—2013、1972—2014年所做的实证结果的对比，说明经济大幅下滑使经济增 长促进城市化水平提高的发动机作用不复存在。从理论上来说，经济增长促进人 口集聚，经济大幅下滑则会引致失业、企业外迁等扩散力，对城市化水平的提升 是一种反向作用。吉林省经济增长和城市化水平发展的趋势也印证了这样的结论。
吉林省城镇人口占比由大幅高于全国平均水平，到2014年被全国平均水平追平， 户籍人口城市化率在2014年更是出现了下降的状况。由此可见，经济下行所造成 的影响并不仅限于经济领域，它还会对城市化产生较大影响，应该引起高度重视。
2.城市化对经济增长的反向作用，在城市化的不同发展阶段作用力是 不同的。城市化阶段性理论告诉我们，经济增长和城市化水平提高与其阶段性密 切相关。城市化率为25%～75%的中期阶段是城市化、工业化飞跃发展，第三产 业进行性增长阶段。其中又以50%为界，城市化率在25%～50%的中前期，城市 人口增长速度具有递增趋势，呈指数曲线攀升;城市化率在50%～75%的中后期， 增长速度具有递减趋势，呈对数曲线扩展[4]。吉林省城镇人口占比在2002年就 达到50.90%，此后增长速度呈递减趋势，到2014年城镇人口占比为54.80%，13年仅提高3.90%，而同期全国城镇人口占比提高14.24%。由此可见，吉林省城市 化水平提高虽然对经济增长促进作用较强，但已经处于缓慢递增阶段，制约了其 对经济增长的持续推动作用。因此，吉林省应抓住长春新区获批国家级新区的战 略机遇，培育新的经济增长点，并不断调整和优化产业结构，重新形成经济增长 推动城市化水平提高、城市化又反过来促进经济增长的良性循环。