湖南省城市化与经济发展关系的计量分析

维普资讯 http://www.cqvip.com 第２Ｏ卷第４期　云南地理环境研究　ＶｏＬ　２０．Ｎｎ　４　２００８年７月　ＹＵＮＮＡＮ　ＧＥＯＧＲＡＰＨＩＣ　ＥＮＶＩＲＯＮＭＥＮＴ　ＲＥＳＥＡＲＣＨ　Ｊｕ１．，２００８　湖南省城市化与经济发展关系的计量分析　谢伯军，张小舟，李峰生　（湖南师范大学资源与环境科学学院，湖南长沙４１００８１）　摘要：运用现代计量经济学的计量分析方法对湖南省城市化与经济发展的相互关系与相互作用进行了探讨。结果　表明，城市化与经济发展二者之间存在协整关系即长期均衡关系，但短期失衡，其波动有近３５％得到调整；经　济发展对城市化的冲击强烈，其解释水平高达到８２％；城市化对经济发展冲击微弱，其解释水平仅达到５．４％；　经济发展来自自身的冲击较大，而城市化来自本身冲击较小，但有增强趋势。经济发展与城市化二者之间的这种　关系作用应引起关注。　关键词：经济发展；城市化；湖南省；计量分析　中图分类号：Ｆ２９　文献标识码：Ａ　文章编号：１００１—７８５２（２００８）０４—００５４—０５　１问题的提出　２时间序列理论与方法　对城市化与经济发展长期关系的定量研究大多　对非平稳的宏观经济时间序列变量之间的分析　采用长时间序列数据与截面数据结合回归分析等其　研究，现代计量经济学采用协整（Ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ）　它方法，拟合出对数线性方程…、指数方程、一元　分析与误差修正模型（ｅｒｒｏｒ　ｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ　ｍｏｄｅｌ，　二次线性方程以及多元线性方程　一列等数学等式，　ＥＣＭ）、脉冲响应函数与方差分解等数学方法，这　或采用相关分析方法　研究城市化与经济发展二者　些方法为探讨变量之间的相互作用机制和相互关系　的长期静态关系　曲Ｊ。按现代计量经济学时间序列　提供了理论支持和手段　。　的理论观点，上述方法的应用至少存在以下两方面　２。ｌ协整及其检验　的不足：第一，上述方法都是假定时间序列变量是　为研究时间变量之间的长期关系，计量经济学　平稳的，或满足高斯假定即古典假定　。研究表　采用协整理论。数学定义为：如果两非平稳时间序　明，宏观经济变量大多是非平稳的，如采用非平稳　列　和　是同阶单整的，并且这两个时间序列的　的数据进行分析会产生虚假回归或伪回归＿８　Ｊ，这就　线性组合　＋　是平稳的，则称　与　是协整　是说研究出的结论可能是不可靠的；第二，回归分　的１　５］。协整关系的存在说明这两时间序列变量具有　析和相关分析方法只是揭示变量单方向影响关系以　共同趋势，协整分析有助于去发现这种趋势　Ｊ，即　及联系的紧密程度，并没有表征出变量之间的相互　用数学等式表征出这种长期均衡关系。　作用和相互影响的机制　』。　协整关系检验的基本思路是，首先进行单位根　现代计量经济学的时间序列理论与方法可弥补　检验（Ｕｎｉｔ　Ｒｏｏｔ　Ｔｅｓｔ）以确认变量是否为同阶单整　上述方法的不足，鉴于此，本文运用计量经济学的　时间序列，如果为同阶单整，则说明变量之间具有　时间序列理论和方法，来研究湖南省城市化与经济　协整的可能，为确认两变量间协整关系的存在和找　发展之间的相互关系和影响，希望借此对二者之间　出这种关系还需进一步进行严格的检验。单位根检　关系的认识有所帮助。　验一般采用ＡＤＦ检验法和ＰＰ检验法。协整关系的　收稿日期：２００８—０５—１４；修订日期：２００８—０６—１７　作者简介：谢伯军（１９７３一）男，湖南省怀化人，硕士研究生，主要从事区域发展与城市经济方面的研究　维普资讯 http://www.cqvip.com

△　第２０卷　谢伯军等：湖南省城市化与经济发展关系的计量分析　：　５５　确认一般采用ＡＥＧ两步法、德宾一沃森法等方法，　＋　以上方法均可借助Ｅｖｉｅｗｓ软件实现。　本文采用后者对变量加以检验　。　∑　２．２误差修正模型（ＥＣＭ）　△　３样本数据选取　若变量间存在协整关系，即表明变量间存在着　＋　长期稳定的关系，而这种长期稳定的关系之所以得　经济发展用湖南省各年（１９７８—２００６年）地　以实现是因为一种调节过程——误差修正机制在起　∑　ｙ　区生产总值（ＧＤＰ）来表征。为使数据具有可比　作用，防止了长期关系的偏差在数量或规模上的扩　△　性，须消除物价变动的影响，以１９７８年ＧＤＰ为基　大。因此，理论上讲任何一组相互协整的时间序列　＋　准将各年ＧＤＰ进行折算。城市化水平用湖南省各　Ａ　变量都存在误差修正机制，反映变量之间的短期不　【工］　年（１９７８—２００６年）城镇人口数与总人口数之比　均衡关系的动态结构和短期调节行为　Ｊ。其数学表　来表征，记为　。　达如下：　＋　以上数据均来源于《湖南统计年鉴２００７）），数　据保留二位小数。）　　４湖南省城市化与经济发展关系的计　量分析与结果　上述模型区分了变量之间的长期均衡关系和动态关系，　其优点在于将误差修正项（ＡＥＣＭ，一　）看作一个解释　４．１协整分析与结果　变量，连同其他反映短期波动的解释变量一起，建立　４．１．１单位根检验　了短期模型，又避免了伪回归，具有较好的经济意　运用ＡＤＦ检验法、ＰＰ检验法检验以确认带有很　义　。　表征的是调整幅度的大小。本文中它将说明　强的时间趋势　的城市化水平（　）和经济发展　城市４０．ｋ￣－与经济发展之间是否存在长期均衡关系以　（ＧＤＰ）时间序列变量是否是同阶单整，以判断是否　及短期波动向长期均衡趋近的调整幅度。　能进行协整分析。运用Ｅｖｉｅｗｓ３．１得到表１结果。由　２．３脉冲响应函数和方差分解　表１可知，经济发展水平时间序列（ＧＤＰ）、城市化　为研究变量相互间冲击的影响，计量经济学一　水平时间序列（　）在显著性水平１％的条件下，均　般运用脉冲响应函数和方差分解的方法。　不能通过ＡＤＦ和ＰＰ检验，说明两时间序列是非平稳　脉冲响应函数刻画的是，在扰动项上加一个标　的。而一阶差分后，在显著性水平５％的条件下，能　准差的冲击对内生变量的当期值和未来值的影响。　通过两种检验，表明序列是平稳的，即一阶单整。　其表达式如下：　两变量的这种性质即说明不能直接用两时间序列做　ｋ　ｋ　回归分析，否则将产生伪回归，导致结论不可靠。　：∑Ｏ４．１．２协整分析、检验及结果　ｉ＝１　Ｌ１ｉ　一　＋∑　置一ｉ＝ｌ　　＋　（２）　协整理论告诉我们，变量之间存在协整关系的　ｋ　ｋ　Ｘ　：∑ｏ必要条件是同阶单整的，否则不能协整　引。表１的　ｉ＝１　ｔ２ｉＸ川＋∑Ｊ＝１　Ｂ　Ｘ川＋屯　（３）　单位根检验说明ＧＤＰ和　两变量序列存在协整的可　式中ｋ为滞后期阶数，　、　为随机新息或脉冲　能。为进一步确认两变量问的协整关系，本文采用　值。如果　发生改变，不仅当前的　值立即改变，　德宾一沃森法加以检验，用Ｅｖｉｅｗｓ３．１软件估计得：　而且还会通过当前的　值影响到变量　和　今后　：的值。脉冲响应函数描写这些影响的轨迹，显示任　０．１０６０８＋０．１９ＧＤＰ　（４）　意一个变量的扰动如何通过模型影响到其它所有变　ｔ：（３０．３８３４）（３５．３１７８）　量，最终又反馈到自身的过程。　Ｒ　：０．９８０３５，Ｆ：１２４７．３３，ＣＲＤ　：０．６４７５　在显　方差分解可以研究系统内变量的动态特征，其　著性水平１％的条件下ＣＲＤＷ值大于临界值０．５１１，　主要思想是，把系统内每个内生变量（共ｍ个）　据此认为变量ＧＤＰ、Ｕ存在协整关系，即湖南省城　的波动（即预测均误差）按其成因分解为与各方程　市化水平（　）与经济发展（ＧＤＰ）之间存在长期　信息相关联的ｍ个组成部分，从而了解各个随机信　均衡关系。同时也表明，在长期的均衡关系中，城　息对模型内生变量的相对重要性，即变量的贡献占　市化水平与经济发展存在正相关，即随着经济的增　总贡献的比例。　长，城市化水平也在不断地提高。　维普资讯 http://www.cqvip.com ５６　云南地理环境研究　第２Ｏ卷　注：检验值的绝对值小于临界值的绝对值即为非平稳序列，大于则为平稳序列　４．２误差修正模型（ＥＣＭ）分析与意义　表明，经济增长（ＧＤＰ）的短期波动对城市化水平　（　）存在正向影响，即它们的变化之间有相同的变　采用恩格尔一格兰杰（Ｅ—Ｇ）两步法来估计　误差修正方程　，模型的滞后期以ｓｃ值最小为依　据，滞后期Ｌ＝０，１，２，３为准，逐个进行检验，　直到找出最佳形式为止　。经过反复实验得如下回　归方程：　△　＝０　３４２＋０．１３６ＡＧＤＰ　一０．３４８５９ＥＣＭ，１　化趋势，经济增长的速度愈快，城市化水平的变化　速度也愈快。这与协整分析的结果一致。长期均衡　对　的短期波动的影响也较大，每年的城市化水平　的波动与长期均衡值的偏差中近３５％得到修正，说　明城市化水平（　）与经济增长（ＧＤＰ）之间的长　期均衡机制对城市化的变化具有较强的制约作用。　４．３脉冲响应函数与方差分解分析与结果　４．３．１脉冲响应函数　（５）　ｔ＝（１。２７１５７）　（３．２８８３０）　（一２．２４６９５）　Ｒ　＝６．３９４０　ＤＷ＝１．８８６５　Ｆ：６．７３６５　ＳＣ＝一６．７８２７　与ＧＤＰ是施加了协整约束的向量，仍然可建　立脉冲响应函数　引。本文采用渐近分析法计算脉　冲响应函数的标准差，运用Ｅｖｉｅｗｓ３．１得到图１　结果。　Ｂ　ＲｅｓｐｏｎｓｅｏｆＵ　ｔｏＧＤＰ　此时，ｓｃ值最小，各系数较显著，模型效果较好。　误差修正系数为负，符合反向修正机制　。（５）式　Ａ　ＲｅｓｐｏｎｓｅｏｆＵ　ｔｏＵ　，，　，，　，　二　Ｃ　ＲｅｓｐｏｎｓｅｏｆＧＤＰ　ｔｏＵ　Ｄ　ＲｅｓｐｏｎｓｅｏｆＧＤＰ　ｔｏＧＤＰ　－　，　，，．　＿．　—　——　　／～～～、　　图１　Ｕ、ＧＤＰ对一个标准差的冲击响应结果　Ｆｉｇ．１　Ｒｅｓｐｏｎｓｅ　ｏｆ　Ｕ　ａｎｄ　ＧＤＰ　ｔｏ　ｏｎｅ　Ｓ．Ｅ．ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎｓ　维普资讯 http://www.cqvip.com

第２０卷　谢伯军等：湖南省城市化与经济发展关，系的　量坌　．　图１的结果表明：（１）　对ＧＤＰ的影响远没　有ＧＤＰ对　的影响大。图Ｃ中　对ＧＤＰ几乎没有　影响。相反，图Ｂ中ＧＤＰ对Ｕ一直有显著的影响。　标准差的冲击，ｕ响应强烈。据此认为，经济增长　对城市化水平变化的影响较显著，而城市化水平的　变化对经济增长影响不明显。这与湖南的实际情况　吻合。　４．３．２方差分解　（２）图Ａ、图Ｃ中ｕ对ＧＤＰ和自身几乎没有影响。　（３）图Ｂ、图Ｄ中，ＧＤＰ对　和自身影响较大，　且呈上升趋势，说明经济增长（ＧＤＰ）对城市化水　为了更好的理解随机新息对内生变量变化的影　平（　）一直起着很大的推动作用。脉冲响应函数　响程度，需建立预测方差分解模型。运用　分析说明：对于内生变量　的一个标准差的冲击，　Ｅｖｉｅｗｓ３．１，在上面脉冲响应函数的基础上，得到表　ＧＤＰ响应很小；相反，对于内生变量ＧＤＰ的一个　２结果。　表２　Ｕ、ＧＤＰ的方差分解结果　Ｔａｂ．２　Ｒｅｓｕｌｔ　ｏｆ　ｖａｒｉａ！－＿ｌｃｅ　ｄｅｃｏｍｐｏｓｉｔｉｏｎ　ｏｆ　Ｕ　ａｎｄ　ＧＤＰ　表２分析说明，经济发展来自其自身波动的影　以来具有同步变化即长期稳定的静态关系，但短期　响远大于城市化水平波动对其的影响，其解释水平　内却存在失衡，即有在不同的经济发展水平下城市　一直保持９４％以上，虽然城市化对经济发展的影响　化发展速度不一样的动态关系。　微弱（解释水平末期仅５％），但其影响开始逐渐　（２）误差修正模型说明城市化水平（　）与经　增大；城市化在前４期主要受来自其自身的影响　济增长（ＧＤＰ）之间的长期均衡机制对城市化的变　（解释水平保持６０％以上），而后主要受经济发展　化具有较强的制约作用。同时也诠释了城市化与经　的影响（解释水平维持５０％以上）。因此，经济发　济发展之间内部作用机制对城市化这一时间序列变　展产生的冲击对城市化水平的变化产生显著影响，　量影响的重要性。　虽然城市化水平的变化对经济的发展影响微弱，但　（３）脉冲响应函数和方差分解显示，经济发展　其影响逐渐变大，此结论与脉冲响应函数分析结论　和城市化水平之间相互作用的效果存在明显差异，　一致。另外，方差分解结果也揭示了城市化水平受　经济发展对城市化水平的变化冲击强烈，其解释水　其自身波动的影响开始减弱，但仍然维持ｌ７％以上　平维持在５０％以上；城市化对经济发展的冲击微　的水平，经济发展主要受其自身波动影响保持在　弱，解释水平仅维持在５．３％以下，但其影响开始　９４％以Ｅ。　增强。分析还表明，城市化来自其内部的影响开始　减弱，但仍有１７％以上的的解释水平；经济发展来　５结果与讨论　自其自身波动的影响显著。以前的分析方法（回归　分析、相关分析）没有很好地解决这一问题。　（１）湖南省城市化水平的变化与经济发展长期　采用计量经济学时间序列理论的分析方法来探　维普资讯 http://www.cqvip.com

５８　云南地理环境研究　第２Ｏ卷　讨经济发展和城市化水平之间的关系可以很好的弥　经济发展与城市化之间的复杂关系，但文中的结论　补先前的回归分析、相关分析方法存在的缺陷，但　时间序列理论本身是“让数据说话”的“数据驱　动”　建模方法，因此，文中的一些结论尚待进　仍有一定的参考价值。若用多个时间序列变量进行　协整分析，结合非线性动力系统的耦合理论　一　起研究二者之间的关系，其效果要强于单纯用两个　一步验证。另外，仅用两个时间序列变量难以揭示　变量的分析。　参考文献：　［１］傅鸿源，钟小伟，伟．城市化水平与经济增长的中外对比研究［Ｊ］．重庆建筑大学学报（社科版），２０００，１　（１）：１９—２４．　［２］袁晓勐，王宝平．城市化对区域发展的经济绩效研究［Ｊ］．人文地理，２００６，８８（２）：９３—９８．　［３］郑晓芳．城市化对区域经济绩效影响的实证分析［Ｊ］．经济师，２００４，（１）：２５１—２５３．　［４］余志祥，熊伟．我国西部地区城市化水平与经济发展水平的相关性研究［Ｊ］．生态经济，２００５（１０）：２５１—２５３．　［５］田艳，刘欣英．西部地区人口特征与经济发展的相关性分析［Ｊ］．西安财经院学报，２００４，１７（３）：４６—４９．　［６］黄永兴，余明江．安徽省人口增长与经济发展的实证分析［Ｊ］．湖南商学院学报，２００３，１０（２）：５９—６３。　［７］孙敬水．计量经济学［Ｍ］．北京：清华大学出版社，２００６．３１—３２；３２５—３５８．　［８］邹平．金融计量学［Ｍ］。上海：上海财经出版社，２００５．１２０—１２８．　［９］［美］古扎拉蒂著，林少宫译．计量经济学（第三版）［Ｍ］．北京：中国人民大学出版社，２０００．７—８；７１６—７１７．　［１０］马薇．协整理论与应用［Ｍ］．天津：南开大学出版社，２００４．８７—８８．　［１１］王维国，丛春霞，何向华．计量经济学［Ｍ］．大连：东北财经大学，２００２．２５６—２５８．　［１２］刘耀彬．中国城市化发展与经济增长关系的实证分析［Ｊ］．商业研究，２００６，３５６（２４）：２３—２６．　［１３］易丹辉．数据分析与Ｅｖｉｅｗｓ应用［Ｍ１．北京：中国统计出版社，２００２．１５０—１５３．　［１４］周爱民，徐辉，田翠杰，等．金融计量学［Ｍ］．北京：经济管理出版社，２００６：５４—８４．　［１５］梁红梅，刘卫东，刘会平，等。土地利用社会经济效益与生态坏境效益的耦合关系一以深圳市和宁波市为例［Ｊ］．中　国土地科学，２００８：２２（２）：４２—４８．　ＥＣｏＮｏＭＥＴｍＣ　ＡＮＡＬＹＳＩＳ　ＴＯ　ＲＥＬＡＴＩｏＮＳ肿ＢＥＴＷＥＥＮ　ＵＲＢＡＮＩＺＡＴＩｏＮ　ＡＮＤ　ＥＣｏＮｏＭＩＣ　ＤＥＶＥＬｏＰＭＥＮＴ　ｏＦ　ＨＵＮＡＮ　ＰＲｏＶＩＮＣＥ　ＸＩＥ　Ｂｏ－ｊｕｎ，ＺＨＡＮＧ　Ｘｉａｏ—ｚｈｏｕ，ＬＩ　Ｆｅｎｇ—ｓｈｅｎｇ　（Ｃｏｌｌｅｇｅ　ｏｆ　Ｒｅｓｏｕｒｃｅ　ａｎｄ　Ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔ　Ｓｃｉｅｎｃｅ，Ｃｈａｎｇｓｈａ　４１００８１，Ｙｕｎｎａｎ，Ｃｈｉｎａ）　Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｄｉｓｃｕｓｓｅｄ　ｔｈｅ　ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ　ａｎｄ　ｉｎｔｅｒａｃｔｉｏｎｓ　ｂｅｔｗｅｅｎ　ｕｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎ　ａｎｄ　ｅｃｏｎｏｍｉｃ　ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ　ｏｆ　Ｈｕｎａｎ　Ｐｒｏｖｉｎｃｅ　ｂｙ　ｕｓｉｎｇ　ｔｈｅ　ｍｅｔｈｏｄ　ｏｆ　ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃ　ａｎａｌｙｓｉｓ　ｉｎ　ｍｏｄｅｍ　ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃｓ．Ｔｈｅ　ｒｅｓｅａｒｃｈ　ｓｈｏｗｓ　ｔｈａｔ　ｈｅｒｅ　ｅｘｉｓｔ　ｌｏｎｇ　ｔｅｒｍ　ｅｑｕｉｌｉｂｒｉｕｍ　ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ　ｂｅｔｗｅｅｎ　ｕｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎ　ａｎｄ　ｅｃｏｎｏｍｉｃ　ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ，ｗｈｉｌｅ　ｔｈｅ　ｔｉｈｎｇｓ　ａｒｅ　ｑｕｉｔｅ　ｄｉｆ－　ｆｅｒｅｎｔ　ｉｎ　ｓｈｏｒｔ　ｔｅｒｍ，ａｎｄ　ｔｈｅ　ｒａｎｇｅ　ｏｆ　ｓｈｏｒｔ　ｔｅｒｍ　ｅｑｕｉｌｉｂｒｉｕｍ　ｃｌｏｓｅ　ｔｏ　ｌｏｎｇ　ｔｅｒｍ　ｉｓ　３５％；Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　ｄｅｖｄｏｐｍｅｎｔ　ｇｉｖｅ　ａ　ｓ￣ｏｎｇ　ｉｍｐｕｌｓｅ　ｔｏ　ｔｈｅ　ｕｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎ，ａｆｆｅｃｔｉｎｇ　ｉｎｄｅｘ　ｒｅａｃｈ　ｔｏ　８２％；Ｕｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎ　ｉｍｐｕｌｓｅ　ｔｏ　ｅｃｏｎｏｍｉｃ　ｄｅ—　ｖｅｌｏｐｍｅｎｔ　ｉｓｎ’ｔ　ｒｅｍａｒｋａｂｌｅ，ａｆｆｅｃｔｉｎｇ　ｉｎｄｅｘ　ｉｓ　ｊｕｓｔ　５．４％．Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ　ｈａｓ　ａ　ｇｒｅａｔ　ｅｆｆｅｃｔ　ｔｏ　ｉｔｓｅｌｆ．ｕｒ—　ｂａｎｉｚａｔｉｏｎ　ｈａｓ　ｓｌｉｇｈｔ　ｅｆｆｅｃｔ　ｔｏ　ｉｔｓｅｌｆ，ｂｕｔ　ｗｉｔｈ　ａ　ｓｔｒｅｎｇｔｈｅｎｉｎｇ　ｔｒｅｎｄ．Ｗｅ　ｓｈｏｕｌｄ　ｐａｙ　ｍｏｒｅ　ａｔｔｅｎｔｉｏｎ　ｔｏ　ｔｈｅ　ｒｅｌａｔｉｏｎ—　ｓｈｉｐ　ｂｅｔｗｅｅｎ　ｕｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎ　ａｎｄ　ｅｃｏｎｏｍｉｃ　ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ．　Ｋｅｙ　ｗｏｒｄｓ：ｅｃｏｎｏｍｉｃ　ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ；ｕｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎ：Ｈｕｎａｎ　Ｐｒｏｖｉｎｃｅ；ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃ　ａｎａｌｙｓｉｓ