賀小莉，趙堅(jiān)，潘浩然

（1.北京交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京100044；2.天津科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，天津300222）

●中國經(jīng)濟(jì)

我國城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)系分析
——基于PSTR模型

賀小莉1,2，趙堅(jiān)1，潘浩然1

（1.北京交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京100044；2.天津科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，天津300222）

文章基于我國30個省、市、自治區(qū)1990-2012年的面板數(shù)據(jù)，采用面板平滑轉(zhuǎn)換（PSTR）模型研究了我國城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長間的非線性關(guān)系；選取滯后城鎮(zhèn)化率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源消費(fèi)作為閾值變量，使用工具變量法估計(jì)模型，其主要實(shí)證研究結(jié)果為：除低水平的人均能源消費(fèi)量情況外，三個非線性模型都顯示城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)增長間的正相關(guān)關(guān)系；隨著城鎮(zhèn)化水平的提升，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的彈性會下降，而隨著第三產(chǎn)業(yè)比重和人均能源消費(fèi)量的增加，該彈性會增加；彈性數(shù)值隨著時間的推移呈現(xiàn)增加趨勢，到2010年開始呈現(xiàn)下降趨勢。文章最后分析了不同地區(qū)彈性系數(shù)值的差異情況。

城鎮(zhèn)化；經(jīng)濟(jì)增長；PSTR模型

城鎮(zhèn)化的主要表現(xiàn)是人口的集聚和城鎮(zhèn)人口的擴(kuò)張，而這會帶來巨大的收入增長和投資消費(fèi)需求。另一方面，經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整會推動城鎮(zhèn)化進(jìn)程，城鎮(zhèn)化水平的提高成為經(jīng)濟(jì)增長的表征。那么當(dāng)前階段，城鎮(zhèn)化與我國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系是怎樣的？城鎮(zhèn)化的推進(jìn)對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用到底有多大？在城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系中，有哪些關(guān)鍵因素在其中發(fā)揮作用？無疑是廣受關(guān)注的問題。在充分借鑒已有研究成果基礎(chǔ)上，本文通過對我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程較快的1990-2012年面板數(shù)據(jù)的分析，在充分考慮區(qū)域差距的客觀前提下，對我國城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，著力回答以上問題。

一、國內(nèi)外已有相關(guān)研究成果概述

國外對城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系問題的研究較早，相對成熟。其中典型的研究成果有：著名城市經(jīng)濟(jì)學(xué)家Henderson（2000）【1】利用80～100個國家的1960-1995年面板數(shù)據(jù)，使用GMM方法，發(fā)現(xiàn)一國城鎮(zhèn)化水平和人均GDP（取對數(shù)）的相關(guān)系數(shù)為0.85。并且他認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展自然伴隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級以及人口由第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)聚集的城鎮(zhèn)流動。然而，Brückner（2012）【2】使用非洲41個國家1960-2007年的線性面板數(shù)據(jù)模型發(fā)現(xiàn)非洲國家城鎮(zhèn)化水平的提升顯著地降低了人均GDP。因此，有些經(jīng)濟(jì)學(xué)家分析了在城鎮(zhèn)化過程中對經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到積極作用的關(guān)鍵要素。典型的研究有：Yuki（2007）【3】分析了城鎮(zhèn)化可能會促進(jìn)工業(yè)化和技術(shù)的進(jìn)步，但有些國家卻導(dǎo)致了城鎮(zhèn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)部門的擴(kuò)張，尤其是工業(yè)化基礎(chǔ)落后的國家。通過建立動態(tài)模型，本文認(rèn)為公平的財(cái)富分配和知識的積累是經(jīng)濟(jì)長期均衡結(jié)果的決定要素；Kondo（2004）【4】通過建立內(nèi)生增長模型，指出如果城鎮(zhèn)化過程使得交易成本提升將使得全球經(jīng)濟(jì)增長速度受到影響。

作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展最快的發(fā)展中國家，我國的城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的關(guān)系問題是近年來很多經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)注的焦點(diǎn)。經(jīng)濟(jì)學(xué)家Chen（2002）【5】提出中國的城鎮(zhèn)化進(jìn)程對于降低城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距具有重要的積極作用，Zhang and Song（2003）【6】也認(rèn)為跨省的人口的流動具有縮小城鄉(xiāng)收入差距的積極作用。但Chang and Brada（2006）【7】認(rèn)為中國目前的城鎮(zhèn)化水平相對同等發(fā)展程度的國家而言還是存在差距的，尤其是一方面中國政府試圖推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程，另一方面就業(yè)、戶籍和社會保障等方面的某些政策阻礙了城鎮(zhèn)化的進(jìn)程，這在某種程度上也影響了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。通過分別使用線性及非線性半對數(shù)模型對1978-2002年的面板數(shù)據(jù)估計(jì)后，本文發(fā)現(xiàn)對中國而言，非線性模型對兩者間關(guān)系的擬合效果更好。

近年來，隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，國內(nèi)學(xué)者也對該領(lǐng)域開展了廣泛的實(shí)證研究。朱孔來等（2011）【8】通過建立2000-2009年省級面板數(shù)據(jù)模型，得到我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程和經(jīng)濟(jì)發(fā)展間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，并認(rèn)為城鎮(zhèn)化水平每提高1%，將推動經(jīng)濟(jì)增長達(dá)到7.1%。而陳晨子和成長春（2012）【9】通過使用1978-2011年時間序列數(shù)據(jù)建立ECM模型，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)化和城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的拉動作用，但城鎮(zhèn)化率每增加一個百分點(diǎn)將帶動我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升2.17個百分點(diǎn)。葉裕民（2002）【10】認(rèn)為工業(yè)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的第次升級是城市化經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基本前提，我國城市化滯后的經(jīng)濟(jì)根源在于企業(yè)弱質(zhì)，要加速中國城市化進(jìn)程，就必須提高工業(yè)化質(zhì)量。齊昕、王雅莉（2013）【11】利用我國35個副省級以上城市2001-2010年數(shù)據(jù)，使用空間計(jì)量分析方法分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等多重宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)在城市化過程中對推動經(jīng)濟(jì)增長的作用效果。程開明（2008）【12】理論分析了城市化推動經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制，并實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)城市化與經(jīng)濟(jì)增長間存在正相關(guān)關(guān)系。同時本文還發(fā)現(xiàn)各個省份作用差異較大，東部沿海地區(qū)的城市化和經(jīng)濟(jì)增長間協(xié)調(diào)度要高于中西部地區(qū)。

總結(jié)國內(nèi)外已有研究發(fā)現(xiàn)：首先，從研究方法的角度看，多數(shù)研究假定變量間存在線性關(guān)系，使用協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法。但對于現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)問題來講，變量間的線性關(guān)系并不多見。在確定變量關(guān)系前，需要經(jīng)過檢驗(yàn)并確定使用線性模型是否適用。其次，已有研究所使用的數(shù)據(jù)多數(shù)為時間序列數(shù)據(jù)，沒有考慮地區(qū)差異。即使使用了面板數(shù)據(jù)模型建立的卻多是線性模型。最后，我國處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型及城鎮(zhèn)化發(fā)展的關(guān)鍵時期，各種結(jié)構(gòu)性變化凸顯，分析城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的關(guān)鍵影響因素?zé)o疑是目前仍然缺失卻十分必要的。本文研究對象為我國30個省級區(qū)域，并以城鎮(zhèn)化發(fā)展迅速的1990年為時間起點(diǎn)，使用對數(shù)據(jù)隱含信息進(jìn)行內(nèi)生分組的非線性面板平滑轉(zhuǎn)換模型深入分析我國近年來的城鎮(zhèn)化進(jìn)程與經(jīng)濟(jì)增長間關(guān)系。

二、變量、數(shù)據(jù)及模型介紹

（一）變量和數(shù)據(jù)

對于城鎮(zhèn)化水平的測定，本文基于已有的相關(guān)研究成果并考慮到全國各地區(qū)歷史數(shù)據(jù)的可得性和一致性，選擇使用城鎮(zhèn)化率即城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎販y度城鎮(zhèn)化水平，單位為百分之百?？紤]剔除價格變動因素及人口規(guī)模的影響，對經(jīng)濟(jì)增長水平的測度本文使用實(shí)際人均GDP（1952年為基期）。閾值變量一般選擇滯后內(nèi)生變量及從經(jīng)濟(jì)理論角度分析得到的對非線性關(guān)系有較強(qiáng)影響的重要外生變量（Dijk，et al.，2002）【13】。本文選擇的外生閾值變量分別為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量和能源約束變量，具體指標(biāo)為第三產(chǎn)業(yè)比重和人均能源消費(fèi)量，單位分別為百分之百和噸標(biāo)準(zhǔn)煤/人。另外，在計(jì)量模型分析時，采用指標(biāo)的對數(shù)形式。這主要是基于兩個方面的考慮：一是增強(qiáng)指標(biāo)間的可比性，消除模型可能存在的異方差問題，另一方面符合經(jīng)濟(jì)增長理論一般形式，并承襲已有研究成果。本文考察的時間段是1990-2012年，實(shí)證分析所用軟件為MATLAB7.0，所用數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《2013中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》及部分省份的統(tǒng)計(jì)年鑒。由于西藏自治區(qū)部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，所以沒有將其列入研究樣本中，重慶和四川按照其所轄區(qū)域?qū)?997年之前的數(shù)據(jù)進(jìn)行了整理。因此樣本單位為全國30個省、自治區(qū)和直轄市。

（二）PSTR模型及估計(jì)方法介紹

為了研究變量間的非線性關(guān)系，文中使用González，et al.（2005）【14】提出的面板數(shù)據(jù)平滑轉(zhuǎn)換（Panel Smooth Threshold Regression，簡稱PSTR）模型。該模型是Panel Threshold Re?gression（PTR）模型的延伸，能夠很好地刻畫面板數(shù)據(jù)中截面單位的異質(zhì)性特征，尤其對分析具有結(jié)構(gòu)變化的變量間關(guān)系問題效果較好，在近期一些實(shí)證研究中得到了廣泛應(yīng)用。含有一個轉(zhuǎn)換函數(shù)的固定效應(yīng)PSTR模型具體形式為：

其中，LU表示取自然對數(shù)后的城鎮(zhèn)化率指標(biāo)；LY表示取對數(shù)后的實(shí)際人均GDP指標(biāo)；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)；t=1,…,T；i=1,…,N；αi表示截面單位固定效應(yīng)數(shù)值。閾值變量分別為滯后城鎮(zhèn)化率（LUit-1），第三產(chǎn)業(yè)比重（LIit）和人均能源消費(fèi)數(shù)量（LEit），模型1、模型2和模型3分別代表分別選擇3個閾值變量所構(gòu)建的PSTR模型。轉(zhuǎn)換函數(shù)g(qit-1;γ,θ)是關(guān)于qit-1的取值在0和1之間的連續(xù)函數(shù)。通常來講，轉(zhuǎn)換函數(shù)為以下邏輯函數(shù)形式：

其中，γ表示轉(zhuǎn)換平滑斜率也就是從一個體制（re?gime）轉(zhuǎn)換到另一個體制的速度，而θ是轉(zhuǎn)換發(fā)生的位置參數(shù)向量。當(dāng)γ→∞時，如果qit-1＜θ，g(qit-1;γ,θ)=0；如果qit-1≥θ，g(qit-1;γ,θ)=1。當(dāng)γ→0時，轉(zhuǎn)換函數(shù)取值為0.5，變?yōu)榫€性固定效應(yīng)模型。對非線性關(guān)系檢驗(yàn)的原假設(shè)為不存在體制轉(zhuǎn)換的影響，也就是H0:γ=0。

由于將模型中的指標(biāo)數(shù)值取了自然對數(shù)，因此，模型參數(shù)值可以表示兩個經(jīng)濟(jì)變量間的彈性。這里通過PSTR模型估計(jì)得到的城鎮(zhèn)化率對經(jīng)濟(jì)增長水平的彈性可表示為：

該數(shù)值會隨著不同的時間點(diǎn)和截面單位而發(fā)生變化。其中的b1為傳統(tǒng)的線性模型估計(jì)出的城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟(jì)增長的彈性。

由于傳統(tǒng)的檢驗(yàn)方法無法給出標(biāo)準(zhǔn)的分布函數(shù)，因此在原假設(shè)條件下，本文考慮使用其一階泰勒展開來替代函數(shù)g(qit-1;γ,θ)，輔助函數(shù)可以寫為：

其中，b*2、b**2是γ的系數(shù)向量，λ0=g(qit-1;γ=0,θ)= 1/2，μit=εit+R(Yit;γ,θ)，R(Yit;γ,θ)為泰勒展開的余項(xiàng)。

下面檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的截面異質(zhì)性特征。PSTR通過構(gòu)造一個關(guān)于參數(shù)線性的輔助回歸模型分別估計(jì)其線性固定效應(yīng)，再根據(jù)兩個模型的殘差平方和構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)。本文將采用文獻(xiàn)（Colletaz and Hurlin，2006）【15】中提出的LM和F-ver?sion LM統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)方法，具體表示為：

其中，SSR0和SSR1分別為在原假設(shè)（線性）和備擇假設(shè)條件下的殘差平方和，K為解釋變量的個數(shù)。

為了解決解釋變量內(nèi)生性帶來的估計(jì)偏差問題，參數(shù)的估計(jì)過程使用工具變量法，估計(jì)過程可以分為兩個階段，第一階段：

工具變量矩陣為：

Zit=(LUit-1,…,LUit-l,LIit,…,LIit-l,LEit,…,LEit-l)。第二階段：于是當(dāng)給定(γ,θ)時，基于工具變量法的參數(shù)估計(jì)結(jié)果為：

三、實(shí)證分析結(jié)果

（一）非線性檢驗(yàn)結(jié)果

在沒有進(jìn)行參數(shù)估計(jì)前，需要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆蔷€性特征。同時檢驗(yàn)也可以有效確定模型是否有效地刻畫了數(shù)據(jù)的特征(González，et al.，2005)【14】。非線性檢驗(yàn)的原假設(shè)為H0：不含有異質(zhì)性的線性模型；備擇假設(shè)H1：至少有一個位置參數(shù)的非線性PSTR模型。檢驗(yàn)結(jié)果見表1所列。

表1 模型的非線性檢驗(yàn)結(jié)果

從表1的非線性檢驗(yàn)結(jié)果中可以看出，三個模型都顯著地拒絕了原假設(shè)，也就是面板數(shù)據(jù)具有顯著的異質(zhì)性非線性特征，從而可以用這三個閾值變量估計(jì)PSTR模型。另外，三個模型都為兩體制模型。由于最好的閾值變量應(yīng)該是所考慮的變量中統(tǒng)計(jì)量數(shù)值較大的(Colletaz and Hurlin，2006)【15】，而模型3相對模型12而言，無論LM還是LMF統(tǒng)計(jì)量都是最大的，說明閾值變量能源消費(fèi)對城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長間的非線性關(guān)系的影響相對顯著。

（二）非線性模型估計(jì)結(jié)果

表2中列出了三個非線性模型的估計(jì)結(jié)果。

表2 模型的估計(jì)結(jié)果

實(shí)證分析結(jié)果說明：首先，模型1的轉(zhuǎn)換速度參數(shù)值最大，說明模型1中從一個體制轉(zhuǎn)換到另一個體制的過程相對劇烈（sharp），而模型2和模型3則較為平滑且較為連續(xù)。其次,我國的城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長具有典型的雙門限非對稱特征。在城鎮(zhèn)化發(fā)展初期，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的彈性較大，隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)一步的發(fā)展，下一階段該彈性將會變小（如圖1所示）。最后，通過位置參數(shù)的估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)城鎮(zhèn)化率低于42.394%（自然對數(shù)原值為3.747）時，城鎮(zhèn)化增長1%，將使得經(jīng)濟(jì)增長2.876%。但是當(dāng)城鎮(zhèn)化率高于42.394%時，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長彈性為2.378?？梢姡擎?zhèn)化率為42.394%是城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長彈性的重要轉(zhuǎn)折點(diǎn)。樣本數(shù)據(jù)中有30.580%的數(shù)據(jù)低于該城鎮(zhèn)化率水平，隨著城鎮(zhèn)化率水平的進(jìn)一步提升，未來城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長彈性將降低。

圖1 滯后城鎮(zhèn)化率與經(jīng)濟(jì)增長對城鎮(zhèn)化的彈性系數(shù)值間關(guān)系

從模型2可以看出，城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)增長間在兩體制下都為正相關(guān)關(guān)系。并且隨著第三產(chǎn)業(yè)比重的增加，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長彈性會增加（具體見圖2）。位置參數(shù)的估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)比重超過49.058%時，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長彈性將由0.987增加到1.688。在其他條件不變的情況下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中第三產(chǎn)業(yè)比重較大的地區(qū)，城鎮(zhèn)化進(jìn)程對經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用較強(qiáng)。而樣本數(shù)據(jù)中只有33個單位（占4.783%）處于高體制下。因此，隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的進(jìn)一步調(diào)整升級，我國城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用將進(jìn)一步增強(qiáng)。

圖2 第三產(chǎn)業(yè)比重與經(jīng)濟(jì)增長對城鎮(zhèn)化的彈性系數(shù)值間關(guān)系

模型3的估計(jì)結(jié)果表現(xiàn)的是人均能源消費(fèi)量在城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系中所起到的作用。本文發(fā)現(xiàn)，隨著人均能源消費(fèi)量的增加，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長彈性系數(shù)值會增加（如圖3）。當(dāng)人均能源消費(fèi)量低于0.755噸標(biāo)準(zhǔn)煤時，城鎮(zhèn)化的推進(jìn)只會使得經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)負(fù)增長。而當(dāng)人均能源消費(fèi)量高于0.755噸標(biāo)準(zhǔn)煤時，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長彈性為1.366。樣本數(shù)據(jù)中占83.768%的樣本單位的人均能源消費(fèi)量在0.755噸標(biāo)準(zhǔn)煤以上。

圖3 閾值變量人均能源消費(fèi)量與經(jīng)濟(jì)增長對城鎮(zhèn)化的彈性系數(shù)值間關(guān)系

接下來，選取模型3也就是最優(yōu)閾值變量人均能源消費(fèi)量來進(jìn)一步分析隨著時間的變化及區(qū)域的變化城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長彈性的變動規(guī)律。借鑒Lee C-C，et al.（2011）[16]的研究方法，通過公式（3）得到hLYit，然后將各地區(qū)在同一年的數(shù)據(jù)加總求平均值，得到忽略地區(qū)差異的因素后的城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的彈性數(shù)值隨時間變動趨勢（如圖4所示）。結(jié)果表明：首先，隨著時間推移，彈性值在增加。值得注意的是2011和2012年，相對2010年的彈性值開始呈現(xiàn)下降趨勢。其次，各年彈性平均值小于1，說明城鎮(zhèn)化進(jìn)程的速度小于經(jīng)濟(jì)增長速度。雖然城鎮(zhèn)化的推進(jìn)將對經(jīng)濟(jì)的增長起到越來越重要的作用，但該比例小于1。第三，模型3以人均能源消費(fèi)量作為閾值變量，結(jié)論也進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)了我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程中仍有待發(fā)揮好能源的基礎(chǔ)性作用。

圖4 經(jīng)濟(jì)增長對城鎮(zhèn)化的彈性系數(shù)值（1990-2012年）

將公式（3）得到的hLYit各地區(qū)每年的數(shù)據(jù)值加總求平均值，得到各個地區(qū)的城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的彈性值（見表3所列）?？傮w來講，東部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平較高，同時也是彈性較大的地區(qū)，增加相同比例的城鎮(zhèn)化率，對東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用大。而中西部地區(qū)總體的城鎮(zhèn)水平較低，相同比例的城鎮(zhèn)化進(jìn)程對經(jīng)濟(jì)增長的帶動要小。彈性最大的地區(qū)是上海市，最低的是海南省。

表3 各地區(qū)23年間平均經(jīng)濟(jì)增長對城鎮(zhèn)化的彈性系數(shù)排名及具體數(shù)值

四、結(jié)論及政策建議

（一）結(jié)論

第一，本文通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)PSTR模型能夠較好地刻畫我國轉(zhuǎn)型期城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)系。并且本文選擇了滯后城鎮(zhèn)化水平、第三產(chǎn)業(yè)比重和人均能源消費(fèi)量三個閾值變量，建立三個非線性模型，分析其對城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長彈性的影響。比較三個模型發(fā)現(xiàn)，能源消費(fèi)量是相對重要的閾值變量。這也說明現(xiàn)階段在持續(xù)推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中需要重視并發(fā)揮能源的基礎(chǔ)性作用。

第二，滯后城鎮(zhèn)化率對城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長彈性具有典型的雙門限非對稱特征。在兩體制下，隨著城鎮(zhèn)化水平的提升，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用會逐漸減弱。重要的轉(zhuǎn)折點(diǎn)發(fā)生在城鎮(zhèn)化率為42.394%，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的彈性在兩體制下分別為2.876和2.378；當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)比重作為閾值變量，其數(shù)值超過49.058%時，得到的城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的彈性為0.987和1.688。伴隨著第三產(chǎn)業(yè)比重的提升，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的彈性會隨著增加；當(dāng)人均能源消費(fèi)量低于0.755噸標(biāo)準(zhǔn)煤時，城鎮(zhèn)化的推進(jìn)只會使得經(jīng)濟(jì)負(fù)增長。而隨著人均能源消費(fèi)量高于0.755噸標(biāo)準(zhǔn)煤并逐漸增長時，城鎮(zhèn)化的推進(jìn)會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長，并且速度會逐漸增加。

第三，本文選取相對重要的人均能源消費(fèi)量閾值變量，分析忽略了地區(qū)及時間差異的城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長彈性的變動特征，結(jié)果顯示除了最近的2011-2012年間，其他年份中隨著時間推移，彈性值在增加?？傮w來講，東部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平較高，同時也是彈性較大的地區(qū)。也就是說，增加相同比例的城鎮(zhèn)化進(jìn)程，東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用要大于中西部地區(qū)。

（二）政策建議

基于以上實(shí)證研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：

第一，城鎮(zhèn)化的推進(jìn)離不開政府的宏觀管理。由于城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長間呈現(xiàn)非線性正相關(guān)關(guān)系，城鎮(zhèn)化有力地推動了經(jīng)濟(jì)增長。宏觀經(jīng)濟(jì)層面，我國應(yīng)該繼續(xù)深入推進(jìn)城鎮(zhèn)化以拉動我國經(jīng)濟(jì)社會的持續(xù)發(fā)展。另外，我國現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展正處于轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式和調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵時期，因此，建議各地區(qū)政府將城鎮(zhèn)化建設(shè)作為拉動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要手段和措施。

第二，因地制宜探索不同路徑的城鎮(zhèn)化發(fā)展路徑。城市經(jīng)濟(jì)理論指出城市發(fā)展的形式主要有兩種：即層級發(fā)展和圈狀發(fā)展。由于城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的拉動存在明顯的區(qū)域差異性，建議今后各地政府應(yīng)該因地制宜考慮自身的發(fā)展路徑。尤其是對于區(qū)位資源條件適合圈狀發(fā)展的區(qū)域，可以考慮依托大城市群形成城市圈，通過圈狀發(fā)展帶動傳統(tǒng)的層級發(fā)展；

第三，著力提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，并大力發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)。城鎮(zhèn)化不是目的，而是手段。在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級會直接決定城鎮(zhèn)化效果的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。但不同地區(qū)的資源環(huán)境和發(fā)展基礎(chǔ)不同，要在充分考慮社會需求實(shí)際、技術(shù)水平、創(chuàng)造效益及就業(yè)機(jī)會等方面因素及自身?xiàng)l件基礎(chǔ)上，選擇優(yōu)先發(fā)展產(chǎn)業(yè)，并通過財(cái)政稅收等優(yōu)惠政策扶持。另外，要注重改造傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)，發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，尤其要重視教育、醫(yī)療和電信等現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的發(fā)展。

第四，保證城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的能源需求壓力加大。城鎮(zhèn)進(jìn)程中，如果基本能源需求難以得到保證，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的帶動作用難以體現(xiàn)。未來一段時間，我國將進(jìn)入城鎮(zhèn)化迅速發(fā)展的重要階段，能源需求將持續(xù)增長，滿足能源需求壓力將進(jìn)一步加大。政府應(yīng)該注重推動建立資源節(jié)約型城市（鎮(zhèn)）建設(shè)。一方面，通過價格等市場機(jī)制調(diào)節(jié)資源在生產(chǎn)和生活中的投入和使用量，另一方面，改進(jìn)政府經(jīng)濟(jì)社會績效考核指標(biāo)，不僅僅關(guān)注產(chǎn)出指標(biāo)，同時考慮將能源投入量指標(biāo)納入考核體系中。

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［責(zé)任編輯：余志虎］

An Analysis on the Nonlinear Relationship between Urbanization and Economic Growth in China—Based on the PSTR Model

HE Xiao-li1,2，ZHAO Jian1，PAN Hao-ran1
(1.School of Economics and Management，Beijing Jiaotong University，Beijing 100044，China；2.School of Economics and Management，Tianjin University of Science and Technology，Tianjin 300222，China)

The paper applies the panel smooth transition regression(PSTR)model to examine the nonlinear relationship be?tween urbanization and economic growth in China based on the panel data of 30 provinces，autonomous regions and munici?palities during the year of 1990 to 2012.It selects three threshold variables，which are lagged urbanization rate，industrial structure and energy consumption，and uses instrumental variable approach to estimate the PSTR model.The main empiri?cal results are as follows:Three nonlinear models show a positive correlation between urbanization and economic growth ex?cept for the low level of energy consumption per capita;The elasticity of urbanization on economic growth drops with the de?velopment of urbanization，whereas it rises with the increase of the tertiary industry proportion and energy consumption per capita;The elasticity presents an increasing trend with the lapse of time，and starting to decline after the year of 2000.Fi?nally，the paper analyzes the discrepancies of elastic coefficients in different regions.

urbanization；economic growth；PSTR model

F120.3

A

1007-5097（2014）12-0045-05

【DOI】10.3969/j.issn.1007-5097.2014.12.009

2014-07-31

國家社會科學(xué)基金重大項(xiàng)目（13&ZD026）；國家科技支撐計(jì)劃課題（2012BAC20B08）；國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（71073009）

賀小莉（1981-），女，黑龍江牡丹江人，天津科技大學(xué)講師，北京交通大學(xué)博士研究生，研究方向：微觀計(jì)量分析方法；

趙堅(jiān)（1950-），男，北京人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)，城市經(jīng)濟(jì)；

潘浩然（1963-），男，遼寧沈陽人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)。