趙旭宏

中圖分類(lèi)號(hào)：F812.45 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

內(nèi)容摘要：本文通過(guò)建立VAR模型發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化水平差異和城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資差異具有長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，政府在不同地區(qū)的非均衡投資是城鎮(zhèn)化區(qū)域差異的長(zhǎng)期原因。基于VECM的Granger因果關(guān)系表明，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資地區(qū)差距是城鎮(zhèn)化地區(qū)差距的短期和長(zhǎng)期Granger原因。長(zhǎng)期內(nèi)，城鎮(zhèn)化地區(qū)差距將會(huì)影響城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資的地區(qū)差距。要實(shí)現(xiàn)區(qū)域間的均衡發(fā)展，政府必須調(diào)整區(qū)域發(fā)展政策，使各個(gè)地區(qū)逐步享受全國(guó)統(tǒng)一的國(guó)民待遇。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)化 政府引導(dǎo) 固定資產(chǎn)投資 VAR模型

改革開(kāi)放初期，我國(guó)政府實(shí)施東南沿海區(qū)域優(yōu)先發(fā)展的政策。在政府引導(dǎo)下，我國(guó)出現(xiàn)了大規(guī)模的人口跨區(qū)域流動(dòng)。劉玉（2008）利用第五次人口普查數(shù)據(jù)，分析發(fā)現(xiàn)中國(guó)人口流動(dòng)具有顯著的地域集中性和空間指向性，東部地區(qū)是主要人口流入地，中部地區(qū)是主要人口流出地。魯奇、王國(guó)霞等（2006）利用“四普”、“五普”數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)流動(dòng)人口的地理分布向東部地區(qū)集中的趨勢(shì)不斷加強(qiáng)，而在環(huán)渤海地區(qū)有所下降，有進(jìn)一步向長(zhǎng)三角和珠三角及福建集中的趨勢(shì)。農(nóng)村人口向這些地區(qū)流動(dòng)，直接提高了流入?yún)^(qū)的城鎮(zhèn)化水平。

農(nóng)村人口向沿海地區(qū)流動(dòng)，與沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)有直接相關(guān)性。而我國(guó)作為投資驅(qū)動(dòng)型國(guó)家，固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的地區(qū)差異具有顯著的影響。這樣，地區(qū)固定資產(chǎn)投資差異導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的差異，從而引發(fā)人口跨地區(qū)流動(dòng)，形成城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的區(qū)域差異。在我國(guó)現(xiàn)行體制下，各級(jí)政府擁有土地審批權(quán)，固定資產(chǎn)投資一般需要政府土地審批支持。因此，政府能夠在很大程度上影響固定資產(chǎn)投資的規(guī)模。固定資產(chǎn)投資一般來(lái)源于國(guó)家財(cái)政直接投資、銀行貸款、外商直接投資、民間資本等渠道。政府對(duì)這些渠道無(wú)論是通過(guò)財(cái)政轉(zhuǎn)移支付、影響銀行信貸資金投向、招商引資等政府行為均有較大的影響力。

為了通過(guò)固定資產(chǎn)投資地區(qū)間差異來(lái)分析政府政策效果。本文對(duì)作為人口輸入?yún)^(qū)的京津滬、江蘇、浙江、福建和廣東等7個(gè)省份和其他作為人口輸出區(qū)的省市，在1978-2011年間城鎮(zhèn)化水平的差異與在固定資產(chǎn)投資差異變動(dòng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，來(lái)定量分析政府政策的作用。實(shí)證分析過(guò)程使用Eviews7.1完成。

模型構(gòu)建

（一）構(gòu)建模型

本文建立了向量自回歸模型（VAR）和誤差修正模型（VECM），并進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)檢驗(yàn)二者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。VAR模型由Sims（1980）年提出，是AR模型的一種推廣，常用作分析相互關(guān)聯(lián)的時(shí)間序列系統(tǒng)及隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的動(dòng)態(tài)變化。VAR模型不以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)，把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)造模型，從而避開(kāi)了結(jié)構(gòu)化建模的需要。一般的VAR（p）模型的表達(dá)式為：

誤差修正項(xiàng)的表達(dá)式與JJ協(xié)整檢驗(yàn)中得到的協(xié)整關(guān)系的系數(shù)是一致的。進(jìn)行估計(jì)時(shí)VECM模型中兩個(gè)方程的解釋變量不再是原序列，而是原序列的差分序列（用D表示）?！鱐HLt和△IFAt方程均滿(mǎn)足負(fù)向修正機(jī)制，系數(shù)如表5所示。

從△THLt方程可以看出，誤差修正項(xiàng)ecmt-1在10%的顯著水平上對(duì)城鎮(zhèn)化的地區(qū)差距的短期變動(dòng)具有負(fù)向影響。當(dāng)城鎮(zhèn)化和城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資地區(qū)差距偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，長(zhǎng)期修正關(guān)系將以0.164的力度拉回均衡狀態(tài)，即在IFA不變的情況下，THL在t期的變化（D（THL）=THL-THL（-1））將會(huì)消除前一期16.4%的非均衡誤差。從變量自身的短期波動(dòng)看，滯后一期城鎮(zhèn)化區(qū)域間差異自身的波動(dòng)對(duì)當(dāng)期城鎮(zhèn)化的區(qū)域間差距在5%的顯著性水平上有顯著的影響，其他變量則不顯著。方程的R2值為0.32，AIC=-8.98，SC=-8.70，取值比較理想?！鱅FAt方程不滿(mǎn)足負(fù)向修正機(jī)制，在此不做分析。通常我們更關(guān)心VECM整體的檢驗(yàn)結(jié)果，AIC=-13.94，SC=-13.29，都比較小，說(shuō)明VECM模型比較合理。

（四）短期和長(zhǎng)期因果關(guān)系檢驗(yàn)

由VAR模型協(xié)整檢驗(yàn)可知，THLt和IFAt存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。本文長(zhǎng)期因果關(guān)系檢驗(yàn)應(yīng)基于VECM進(jìn)行，它可以從短期和長(zhǎng)期兩個(gè)方面來(lái)分析變量之間的動(dòng)態(tài)影響。短期Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)可以分析短期影響，即解釋變量從1到p-1 階滯后值系數(shù)的聯(lián)合分布顯著性。如果聯(lián)合分布的零約束檢驗(yàn)被拒絕，則說(shuō)明滯后項(xiàng)變量對(duì)被解釋變量存在Granger因果關(guān)系。

從表6結(jié)果可以看出，在△THLt方程中在10%的顯著水平下能夠拒絕城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資差距不是城鎮(zhèn)化地區(qū)差距的Granger原因的原假設(shè)，表明城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資內(nèi)生于系統(tǒng)，在Granger意義下短期內(nèi)影響城鎮(zhèn)化地區(qū)差距。這與改革開(kāi)放后我國(guó)經(jīng)濟(jì)作為投資驅(qū)動(dòng)型經(jīng)濟(jì)模式，固定資產(chǎn)投資對(duì)工業(yè)化和城鎮(zhèn)化具有實(shí)質(zhì)性影響的實(shí)際相吻合。

從表7的結(jié)果可以看出，在△IFA方程中在10%的顯著水平下不能拒絕城鎮(zhèn)化地區(qū)差距不是固定資產(chǎn)投資差距的Granger原因的原假設(shè)，表明城鎮(zhèn)化地區(qū)差距外生于系統(tǒng)，在Granger意義下短期內(nèi)不影響城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資的地區(qū)差距。在我國(guó)現(xiàn)實(shí)中，中央政府和高層級(jí)政府以GDP為導(dǎo)向，在考慮政府投資布局時(shí)，各地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的高低并不作為直接的考慮因素。

長(zhǎng)期因果關(guān)系的判斷可以從VECM誤差修正項(xiàng)系數(shù)的顯著性水平來(lái)考察。表8給出了兩個(gè)方程誤差修正項(xiàng)的系數(shù)值和顯著性水平。

可以看出，在10%的顯著性水平下，IFA變動(dòng)都是THL變動(dòng)的長(zhǎng)期Granger原因。在5%的顯著性水平下，THL變動(dòng)是IFA變動(dòng)的長(zhǎng)期Granger原因，說(shuō)明城鎮(zhèn)化水平高的地區(qū)，其所能吸引的固定資產(chǎn)投資從長(zhǎng)期來(lái)說(shuō)也會(huì)很高，盡管這種投資吸引能力在短期內(nèi)并不明顯。這在一定程度上可以體現(xiàn)城市集聚效應(yīng)所能產(chǎn)生的吸引力的大小，城鎮(zhèn)化水平高、集聚效應(yīng)高的地區(qū)，其吸引固定資產(chǎn)投資的能力會(huì)更強(qiáng)，下一步大都市圈發(fā)展、區(qū)域極化發(fā)展的趨勢(shì)可能進(jìn)一步加強(qiáng)。

結(jié)論和建議

本文以利用1978-2011年我國(guó)人口輸入?yún)^(qū)和輸出區(qū)城鎮(zhèn)化水平差異與城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資的地區(qū)差異為研究對(duì)象，通過(guò)建立VAR模型，對(duì)政府作用效果進(jìn)行了實(shí)證分析。城鎮(zhèn)化水平差異和城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資差異具有長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，不同地區(qū)的非均衡投資政策是城鎮(zhèn)化區(qū)域差異的長(zhǎng)期原因。政府主導(dǎo)對(duì)不同區(qū)域的非均衡投資，將會(huì)擴(kuò)大區(qū)域間城鎮(zhèn)化水平的差異?；赩ECM的Granger因果關(guān)系表明，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資地區(qū)差距是城鎮(zhèn)化地區(qū)差距的短期和長(zhǎng)期Granger原因，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資地區(qū)差距的擴(kuò)大，將會(huì)導(dǎo)致城鎮(zhèn)化地區(qū)差距的擴(kuò)大。而在短期內(nèi)，城鎮(zhèn)化地區(qū)差距不是城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資地區(qū)差距的Granger原因，不會(huì)影響城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資的地區(qū)差距。但在長(zhǎng)期內(nèi)，城鎮(zhèn)化地區(qū)差距將會(huì)影響城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資的地區(qū)差距，說(shuō)明城鎮(zhèn)化水平高的地區(qū)其所能產(chǎn)生的集聚效應(yīng)將會(huì)吸引更多的投資。

以上研究結(jié)論對(duì)于我國(guó)實(shí)現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化、縮小城鎮(zhèn)化的區(qū)域差距具有以下啟示：首先，要實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)化區(qū)域間的均衡發(fā)展，政府必須調(diào)整區(qū)域發(fā)展政策，各個(gè)區(qū)域在固定資產(chǎn)投資及其配套的財(cái)稅、金融政策要均等化，避免地區(qū)差距進(jìn)一步拉大；其次，為縮小中部和西部在城鎮(zhèn)化水平上同東部的差距，中央政府可針對(duì)性地加大對(duì)中部和西部地帶的投資比重，使后進(jìn)地區(qū)能夠在較短時(shí)間內(nèi)追上先發(fā)地區(qū)；最后，城鎮(zhèn)化水平較高的地區(qū)對(duì)固定資產(chǎn)投資具有較大的吸引力，下一步我國(guó)城鎮(zhèn)化很有可能會(huì)出現(xiàn)區(qū)域極化的現(xiàn)象，特大型、超大型的都市圈和區(qū)域核心城市將會(huì)出現(xiàn)，國(guó)家在宏觀(guān)政策層面上需要早作應(yīng)對(duì)。

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