前言：尋找寫作靈感？中文期刊網用心挑選的談新型城鎮化發展的經濟增長效應檢驗，希望能為您的閱讀和創作帶來靈感，歡迎大家閱讀并分享。
摘要：文章基于C-D函數認為新型城鎮化發展通過資本投入、勞動力轉移、創新效應影響經濟增長。構建主效應模型和包含交互項的模型，基于2010—2019年我國30個省份的面板數據，采用混合OLS和FEM方法檢驗新型城鎮化發展的經濟增長效應。結果表明：總體上，資本投入強化了新型城鎮化發展的經濟增長效應，勞動力轉移的邊際作用正在減弱，創新效應尚未顯現；分區域看，資本投入對促進東、中、西部地區經濟增長作用顯著，勞動力轉移有利于促進中西部地區經濟增長。
關鍵詞：新型城鎮化；經濟增長；生產函數；OLS；FEM
0引言
城鎮化與經濟增長的關系是學界關注的重點問題，國外學者基于工業化先行國家的經驗分析，較為一致地認為城鎮化會促進經濟增長，有研究發現特定異質性因素對某些國家城鎮化經濟增長效應產生了影響[1]，如發展中國家的勞動力流動等[2]。在城鎮化發展能否以及如何推動經濟增長的研究上，國內相關研究大多證實了城鎮化與經濟增長存在顯著正相關關系，并認同城鎮化發展對經濟增長的影響存在區域差異。但在城鎮化發展具體通過哪些因素推動經濟增長的問題上，尚未形成較為一致的結論，現有研究的觀點集中于以下三個方面[3—6]：一是城鎮化進程中固定資產投資持續增加拉動了經濟增長；二是城鎮化推進中勞動力城鄉轉移對經濟增長的促進作用明顯；三是城鎮化發展中存在區域技術溢出，創新能力提升對地區經濟增長有重要作用。相關研究呈現多元化結論，本文基于C-D函數認為新型城鎮化發展中資本投入、勞動力轉移和創新均可能影響經濟增長：一是城鎮基礎公共設施和公共服務投入增加，進一步帶動私人產品需求和投資；二是新型城鎮化發展中農村與城鎮兩部門預期收入差異促使城鎮非農產業吸收農業轉移人口；三是新型城鎮化的推進發揮了創新效應，提升技術水平，推動經濟增長。基于此，本文采用混合OLS和FEM估計，通過基準回歸和區域異質性分析檢驗新型城鎮化發展的經濟增長效應，探究其內在作用機制和影響程度，為進一步發揮新型城鎮化發展的經濟增長效應提供參考。
1研究設計
1.1樣本選擇與數據來源
2015年政府工作報告明確提出統籌實施“四大板塊”和“三個支撐帶”戰略組合，包括東部、東北、中部、西部地區的“四大板塊”區域劃分，有助于統籌我國區域不平衡國情，推進區域協調發展。其中東部地區包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南10個省份；東北地區包括遼寧、吉林和黑龍江3個省份；中部地區包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南6個省份；西部地區包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆12個省份。綜合考慮數據可得性、代表性、科學性及客觀性，最終選取“四大板塊”30個省份（不含西藏和港澳臺）2010—2019年面板數據實證研究新型城鎮化發展的經濟增長效應，數據主要來源于《中國統計年鑒》《中國經濟與社會發展統計數據庫》，以及各省份統計年鑒和Wind數據庫，部分數據經計算得出，缺失數據采用移動平均法填充。
1.2變量說明
本文涉及的主要變量如下頁表1所示，其中核心解釋變量新型城鎮化發展UQ采用改進的熵值法進行測度，具體指標選取、測度方法及結果見文獻[7]；解釋變量LR表示農村與城鎮間勞動力轉移的變化情況；創新CT借鑒孫葉飛等（2016）[8]對技術進步的衡量方法，基于R&D、地區生產總值、專利申請授權量綜合計算得出。
1.3模型設定
參照鄭鑫（2014）[9]的研究，本文在經濟增長理論基本假設的基礎上，引入自變量新型城鎮化發展，令Y代表人均產出水平，用人均GDP增長率PGDP衡量；Z為新型城鎮化發展，用其測度得分UQ衡量；人均物質資本K用人均全社會固定資產投資PK衡量；勞動力L的結構變化用非農產業就業人員與農業就業人員數量之比LR表示；技術進步率A用CT衡量，按照C-D函數構建新型城鎮化發展的經濟增長效應計量模型：Y=Zα1Kα2Lα3Aα4（1）=(UQ)α1(PK)α2(LR)α3(CT)α4（2）為減少波動幅度，對上述變量取對數，構建主效應模型如下：lnPGDPit=α0+α1lnUQit+α2lnPKit+α3lnLRit+α4lnCTit+uit（3）經濟增長可能與資本投入、勞動力轉移、創新效應相互作用、相互影響，有必要引入交叉項，將新型城鎮化發展與資本投入、勞動力轉移、創新分別進行交叉，得到包含交互項的模型如下：lnPGDPit=α0+α1lnUQit+α2lnPKit+α3lnLRit+α4lnCTit+α5lnUQ_PKit+α6lnUQ_LRit+α7lnUQ_CTit+uit（4）其中，i為截面單元序號，t代表年份，uit為殘差項。
2實證分析
2.1平穩性檢驗及協整檢驗
為避免非平穩數據建模造成偽回歸，采用LLC、Brei-tung、IPS、ADF、PP五種方法對面板數據進行平穩性檢驗，根據投票法綜合判斷檢驗結果。模型中除lnPGDP、lnLR、lnUQ_LR外，其余5個變量存在單位根，進行一階差分后在5%的顯著性水平下序列是平穩的，單位根檢驗結果如表2所示。發展與創新對面板數據進行差分后，容易丟失原始數據本身的信息，使得建模效果減弱，采用Kao檢驗判斷變量間協整關系，檢驗統計量拒絕不存在協整關系的原假設，即新型城鎮化發展與經濟增長間存在長期協整關系。表3顯示了Granger因果檢驗結果，即在5%的顯著性水平下，新型城鎮化發展是經濟增長的Granger原因，同時，經濟增長也是新型城鎮化發展的Granger原因，二者互為因果關系，有著循環累積因果效應，資本投入、勞動力轉移、創新是經濟增長的Granger原因。再用Hausman檢驗對應采用的模型形式進行判定，結果顯示在5%的顯著性水平下拒絕隨機效應，應采用固定效應模型進行估計。
2.2基于OLS和FEM估計的基準回歸
實證模型加入交互項后，原變量系數含義可能發生改變，先進行主效應回歸再加入交互項進行回歸，以便分別進行解釋。作為參照系，進行混合回歸，結果如表4所示。對新型城鎮化發展的經濟增長效應進行固定效應模型估計，結果如下頁表5所示，模型Ⅰ為主效應模型的回歸結果，模型Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ為分別加入資本投入、勞動力轉移、創新交互項后的回歸結果。F檢驗的P值為0.000，強烈拒絕了混合回歸可以接受隨機效應的原假設，認為固定效應回歸優于混合回歸。表5的F檢驗結果顯示固定效應回歸優于混合回歸，允許個體存在截距項，但由于未使用聚類穩健標準誤，使得檢驗的有效性有待進一步考證，故再進行LSDV回歸。LSDV估計結果顯示，大多數個體虛擬變量都比較顯著，因此，拒絕原假設“所有個體虛擬變量都為0”，模型存在個體效應，經再次確認，固定效應模型更為適宜。總體來看，FEM估計結果顯示新型城鎮化發展具有顯著的經濟增長效應，通過資本投入、勞動力轉移驅動了經濟增長。表5主效應模型Ⅰ及加入交互項的模型Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ的估計結果均說明其他條件不變，新型城鎮化發展每提高1%，將促使經濟增長提升超過0.52%。新型城鎮化發展中資本投入和勞動力轉移是促進經濟增長的重要因素，資本投入每增加1%，經濟增長提升0.27%；勞動力轉移力度提升1%，經濟增長提升0.22%；創新對經濟增長的影響尚不顯著。一個可能的原因是創新的經濟增長效應往往具有一定的時滯性，新技術從研發到投入使用和推廣往往需要較長的時間周期。新技術的前期投入會消耗大量成本，甚至會顯現一定的負向作用，創新的作用在初期往往并不明顯。除此之外，還可能存在創新因素中未考慮及難以衡量的一些因素，如企業家精神等。再對加入交互項后的非線性模型進行分析，加入交互項后，變量系數反映的不再是斜率變化，交互項若為正值，說明二者相互增強；交互項若為負值，則相互抵消。加入交互項后，表5中交互項并不顯著，表4顯示的混合OLS估計結果顯著且交互項顯著，其中新型城鎮化發展與資本投入的交互項系數為正值，說明資本投入增強了新型城鎮化發展的經濟增長效應；新型城鎮化發展與勞動力轉移的交互項系數為負值，勞動力轉移使得新型城鎮化發展對經濟增長的邊際影響降低，即勞動力轉移的經濟增長作用正在減弱。這是由我國經濟發展所處的階段決定的，隨著產業不斷升級，需要的勞動力數量正在不斷減少，因此，勞動力轉移盡管仍會促進經濟增長，但其影響程度正在不斷降低，符合我國從經濟增長到高質量發展，從“制造大國”轉向“制造強國”的實際國情。
2.3區域異質性回歸
對新型城鎮化發展的經濟增長效應的區域異質性進行分析，采用固定效應模型對主效應進行估計，如表6所示。四大區域板塊的主效應回歸結果顯示，東部地區新型城鎮化發展對區域經濟增長有著顯著的促進作用，其他條件不變，區域新型城鎮化發展每提高1%，將促使區域經濟增長提升0.36%。其中，資本投入每增加1%，區域經濟增長提升0.32%，勞動力轉移每增加1%，區域經濟增長提升0.46%，創新的作用不顯著。中部地區新型城鎮化發展對區域經濟增長也有著顯著的促進作用，其他條件不變，新型城鎮化發展每提高1%，將促使區域經濟增長提升0.82%。勞動力轉移對中部地區經濟增長的影響不顯著，這可能是由于中部地區勞動力的轉移還是以流出為主，盡管人口轉向非農后，就業結構有所改善，但擁有較高人力資本的勞動力并未實質性增加，對區域經濟增長并未形成有效的促進作用。西部地區新型城鎮化發展的區域經濟增長效應顯著，資本投入也對地區經濟增長有正向作用，其他條件不變，西部新型城鎮化發展每提高1%，經濟增長提升0.43%。其中，資本投入每增加1%，區域經濟增長提升0.34%。勞動力轉移和創新的影響不顯著，可能是由西部地區較為落后的經濟結構造成的，作為勞動力流出的主要區域，西部地區第二產業大多是承接東部地區的產業專業，高端制造業及服務業并不發達。東北地區由于觀測樣本不足，回歸結果不顯著。根據下頁表7含交互項的回歸結果，中西部地區新型城鎮化發展與資本投入、勞動力轉移的交互項顯著，其中資本投入將增強中西部地區新型城鎮化發展的邊際經濟增長效應。與處于較高階段的東部地區不同，對中西部地區增加資本投入，尤其是用于城鎮基礎設施和公共服務完善的政府支出，有利于更進一步促進區域經濟增長。勞動力轉移使得中西部地區新型城鎮化發展對經濟增長的邊際影響降低，即中西部地區勞動力轉移促進經濟增長的邊際貢獻正在減弱，盡管中西部地區剩余勞動力轉移呈現對區域經濟增長的促進作用，但其作用效果正在不斷降低，中西部地區吸納剩余勞動力的能力與經濟結構可能存在錯配，將剩余勞動力轉化為經濟增長的動力還需要與之匹配的產業支撐。總體來看，所有實證結果與C-D函數基本吻合，均顯示新型城鎮化發展具有顯著的經濟增長效應，驗證了新型城鎮化是拉動經濟增長的強力引擎。
3結論
本文采用混合OLS和FEM估計對新型城鎮化發展的經濟增長效應進行了基準回歸和分區域實證檢驗，主要結論如下：（1）總體來看，新型城鎮化發展具有顯著的經濟增長效應，主要通過資本投入、勞動力轉移驅動經濟增長。勞動力轉移對經濟增長的邊際作用正在減弱，即雖然現階段新型城鎮化進程中農村剩余勞動力轉移從總體上促進了經濟增長，但其對經濟增長促進的邊際作用正在減弱，這與我國新型城鎮化發展階段相一致。新型城鎮化發展通過創新驅動經濟增長的作用并不顯著，可能是由于創新所顯現的經濟增長效應往往具有一定的時滯性，新技術的擴散往往需要較長的時間。（2）從四大區域板塊來看，東部地區勞動力轉移對區域經濟增長有顯著促進作用，長期以來區域勞動力以流入為主，城鎮勞動力增加將較大程度促進東部地區經濟增長，中西部地區勞動力轉移促進經濟增長的邊際貢獻正在減弱。西部地區資本投入對地區經濟增長有著較為明顯的積極影響，這可能是由西部地區較為落后的經濟結構造成的，西部地區第二產業大多是承接東部地區的產業，高端制造業及服務業并不發達。
作者：趙娜 單位：陜西師范大學馬克思主義學院
