發(fā)布時間：2016-11-17 04:14

  本文關(guān)鍵詞：中國城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的影響及其時空分化，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

5期王婷中國城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的影響及其時空分化表6

不同時期樣本差異性檢驗(yàn)

63

Table6DifferenceTestbetweenSamplesofDifferentAreas

人口城鎮(zhèn)化

空間城鎮(zhèn)化

控制投資F

R

控制消費(fèi)投資F

R

控制消費(fèi)F

R－4.01

控制投資F－4.05

R－3.62

自變量及檢驗(yàn)指標(biāo)控制消費(fèi)投資F

R

控制消費(fèi)F0.03(0.40)0.9883227.470.00——

R0.03

－0.14＊＊＊－0.16＊＊＊

交叉項(xiàng)

A×Urb

(－2.76)(－4.65)

0.991438

F統(tǒng)計量P值H統(tǒng)計量P值

22.400.00——

0.985561——4.300.51

－0.44＊＊＊－0.34＊＊＊－7.95＊＊＊－9.05＊＊＊－0.36

(0.65)(－5.18)(－6.62)(－2.79)(－3.80)0.973817——8.580.07

0.9750816.380.00——

0.952363——5.420.25

0.99151326.000.00——

0.985651——22.060.00

(－0.09)(－1.25)(－1.00)(－0.98)0.9883820.830.00——

0.973871——9.530.05

0.9875849.470.00——

0.963340——20.900.00

AdjustedR－squared

F

冗余固定效應(yīng)檢驗(yàn)關(guān)聯(lián)隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)

注:第二三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)Nag在所有模型中均納入控制，另外，上表僅給出需要進(jìn)行判斷的交叉項(xiàng)估計系數(shù)情況，其余省略。

3.3.2不同區(qū)域樣本回歸系數(shù)差異比較

從擬合結(jié)果看，除了表7中模型41和模型44的城鎮(zhèn)化率估計系數(shù)在個體固定效應(yīng)和個體隨機(jī)效應(yīng)間存在顯著差異外，其余估計結(jié)果基本一致。但在確定模型41和模型44選擇個體固定效應(yīng)估計前提下，由于表8和表9不存在模型形式設(shè)定的明顯差異，因此不會影響各樣本估計參數(shù)比較（見表8和表9）。表7、

表7

Table7

東部樣本城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長影響效應(yīng)的回歸結(jié)果

RegressionResultsofUrbanizationEffectonEconomicGrowthintheEasternSample

人口城鎮(zhèn)化

自變量及檢驗(yàn)指標(biāo)

F0.22*

Purb

觀測變量

Surb

0.78＊＊＊

Cos

(26.63)0.24＊＊＊

控制變量

Inv

(11.99)－0.38

Nag

(－0.86)1.07＊＊＊

常數(shù)項(xiàng)

C

(4.01)0.991115

F統(tǒng)計量P值H統(tǒng)計量P值

10.300.00——

0.75＊＊＊(28.12)0.26＊＊＊(14.68)0.26(1.39)0.72＊＊＊(4.74)0.982464——27.370.00

(1.87)

模型41

R－0.11(1.39)

F模型42

R

F0.65＊＊(2.47)

模型43

R0.54＊＊(2.90)

2.66＊＊＊(4.06)0.65＊＊＊(14.73)

0.58＊＊＊0.65＊＊＊0.28＊＊＊(16.18)2.67＊＊(2.71)

(24.48)(12.99)0.82*(1.81)

0.78＊＊(1.91)

0.48(1.17)0.73＊＊＊(23.12)0.27＊＊＊(13.75)0.10(0.55)0.95＊＊＊(6.34)0.982502——36.120.00

F模型44

R

F空間城鎮(zhèn)化模型45

R

模型46F

R

1.85＊＊＊2.90＊＊＊0.89＊＊＊(3.00)0.942137.700.00——

(9.13)0.91606——12.370.01

(4.48)0.99120415.930.00——

AdjustedR－squared

F

冗余固定效應(yīng)檢驗(yàn)關(guān)聯(lián)隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)

注:同表2，模型42、模型45和模型46檢驗(yàn)不存在區(qū)域差異，則未進(jìn)行分樣本估計。

64

表8

Table8

人口研究

中部樣本城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長影響效應(yīng)的回歸結(jié)果

37卷

RegressionResultsofUrbanizationEffectonEconomicGrowthintheCentralSample

人口城鎮(zhèn)化

空間城鎮(zhèn)化

模型53

R

F0．43*(1．74)

R

＊

0．54＊

自變量及檢驗(yàn)指標(biāo)

F

模型51

R

F

模型52模型54F

R

F

模型55

R

模型56F

R

Purb

觀測變量

Surb

＊

－0．32*－0．43＊

(－2．23)(－1．78)(2．31)

－0．24

－2．83

(－0．03)(－0．41)

Cos

控制變量

Inv

＊＊

0．67＊

＊＊

0．66＊

＊＊

0．62＊

＊＊

0．62＊

(12．11)(12．09)

＊＊

0．31＊

＊＊

0．31＊

＊＊＊＊

0．54＊0．54＊

(11．89)(12．10)

＊＊

0．31＊

＊＊

0．31＊

(12．90)(12．86)

Nag

－0．09(－0．31)C

＊＊

1．33＊

(24．66)(26．28)0．70(1．70)

0．61(1．61)

(12．18)(12．30)－0．20

－0．05

0．02(0．08)

＊＊

1．35＊

(－0．70)(－0．21)

＊＊

1．61＊

＊＊

1．56＊

常數(shù)項(xiàng)

＊＊＊＊

3．82＊3．97＊

(5．13)

AdjustedR－squared

F

冗余固定效應(yīng)檢驗(yàn)關(guān)聯(lián)隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)

F統(tǒng)計量P值H統(tǒng)計量P值

0．99100721．370．00－－

(5．23)0．992489－－4．890．30

(18．03)(19．30)0．9748713．560．00－－

0．971493－－1．000．80

(6．80)0．9996520．010．00－－

(6．69)0．992428－－2．760．60

注:同表2，模型52、模型55和模型56檢驗(yàn)不存在區(qū)域差異，則未進(jìn)行分樣本估計。

就人口城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長影響而言，東部地區(qū)通過投資傳導(dǎo)或者消費(fèi)和投資的組合傳導(dǎo)，均對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向促進(jìn)作用，其效應(yīng)分別在5%和10%的顯著水平下為0.65和0.22。此外，在中部地區(qū)人口城鎮(zhèn)化通過投資傳導(dǎo)對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生正向影響，其效應(yīng)在5%的顯著水平下為0.54，略低于東部地區(qū)相應(yīng)效應(yīng)，其余的人口城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長影響要么不顯著，要么呈現(xiàn)阻礙。這充分說明，東部地區(qū)已經(jīng)形成人口城鎮(zhèn)化對投資拉動的內(nèi)生傳導(dǎo)機(jī)制，雖然中部地區(qū)也形成人口城鎮(zhèn)化對投資的拉動，但作用略小于東部地區(qū)。值得一提的是，在東中西部地區(qū)，人口城鎮(zhèn)化并沒有通過拉動消費(fèi)來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)，增長，主要原因是雖然農(nóng)村人口不斷向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，但是農(nóng)民進(jìn)城并沒有真正變?yōu)椤笆忻瘛毕喾磪s在城“貧民”，鎮(zhèn)中成為加上不能享受城鎮(zhèn)市民待遇，邊際消費(fèi)傾向也得不到提升。此外，西部地區(qū)的人口城鎮(zhèn)化還缺乏通過投資的傳導(dǎo)來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。這充分揭示出，雖然西部地區(qū)也在大力推進(jìn)城鎮(zhèn)化，

但由于制度、條件等因素的制約，城鎮(zhèn)化對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響傳導(dǎo)存在障礙，這類地區(qū)城鎮(zhèn)化所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)效應(yīng)不明顯。

表9

Table9

西部樣本城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長影響效應(yīng)的回歸結(jié)果

RegressionResultsofUrbanizationEffectonEconomicGrowthintheWesternSample

人口城鎮(zhèn)化

自變量及檢驗(yàn)指標(biāo)

F

Purb

觀測變量

Surb

＊＊

0．51＊

＊＊

0．52＊

空間城鎮(zhèn)化

模型63

模型64

R－0．06

F

R

F模型65

R

模型66F

R

模型61

R

F

模型62

R

F

＊＊＊

－0．33＊－0．29＊－0．11

(－2．75)(－2．46)(－0．79)(－0．47)

－14．34*－14．51*(－1．81)(－2．10)

＊＊

0．50＊

＊＊

0．54＊

控制變量Cos

(8．45)

＊＊

0．41＊

(9．21)

＊＊

0．40＊

＊＊

0．68＊

(8．12)

＊＊＊＊

0．68＊0．40＊

(9．19)

＊＊

0．38＊

Inv

(10．95)(11．59)0．38

0．31(1．25)

＊＊

1．26＊

(28．64)(30．54)(10．56)(11．03)0．16

(0．53)

＊＊

3．22＊

0．15(0．51)

0．41(1．56)

0．32(1．32)

＊＊

1．16＊

Nag

(1．46)

＊＊

1．30＊

＊＊＊＊

3．23＊1．28＊

常數(shù)項(xiàng)C

(5．22)0．98823

(5．35)0．982510－－9．290．05

(27．28)(26．59)0．9862836．500．00－－

0．972401－－5．750．12

(4．90)0．9880421．340．00－－

(4．66)0．982429－－11．590．02

AdjustedR－squared

F

冗余固定效應(yīng)檢驗(yàn)關(guān)聯(lián)隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)

F統(tǒng)計量P值H統(tǒng)計量P值

24．340．00－－

注:同表2，模型62、模型65和模型66檢驗(yàn)不存在區(qū)域差異，則未進(jìn)行分樣本估計。

就空間城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的影響而言，存在區(qū)域差異的是通過消費(fèi)和投資綜合傳導(dǎo)對經(jīng)濟(jì)增長東部地區(qū)在1%的顯著水平下為2.66，從表2中可以看出是通過投資的傳導(dǎo)，而中西部地的拉動效應(yīng)，

區(qū)空間城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)要么不顯著，要么呈現(xiàn)抑制。這也說明了東部地區(qū)形成空間城鎮(zhèn)化對投資拉動的內(nèi)生傳導(dǎo)機(jī)制，且效應(yīng)超過了通過消費(fèi)傳導(dǎo)對經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用，而中西部地區(qū)但還不足以抵消通過消費(fèi)傳導(dǎo)對經(jīng)濟(jì)增長空間城鎮(zhèn)化雖然也能有效通過投資傳導(dǎo)來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，的抑制作用。4

研究結(jié)論及展望

通過上述實(shí)證研究看出，無論是總體樣本還是時間或空間分類樣本，人均居民消費(fèi)水平、人均全社會固定資產(chǎn)投資、第二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重三個控制變量均對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著影響，但城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長影響卻呈現(xiàn)典型差異�？傮w來看，無論人口城鎮(zhèn)化還是空間城鎮(zhèn)化，主要通過投資傳導(dǎo)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)1997年實(shí)施特色城鎮(zhèn)化、增長，沒有形成對消費(fèi)的有效推動。從時間維度來看，新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略后，人尤其是開啟對消費(fèi)的傳導(dǎo)作用，空間城鎮(zhèn)化通過投資傳導(dǎo)口城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)明顯提升，

對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)效應(yīng)也明顯提升。從空間維度來看，，東部人口城鎮(zhèn)化通過投資傳導(dǎo)均對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用，空間城鎮(zhèn)化僅通過投資傳導(dǎo)拉動經(jīng)濟(jì)增長，而在中西部地區(qū)，除了中部人口城鎮(zhèn)化通過投

資傳導(dǎo)略拉動經(jīng)濟(jì)增長外，其余人口城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長影響均不顯著，同時，即便中西部地區(qū)空間城鎮(zhèn)化能夠通過投資傳導(dǎo)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但加上消費(fèi)傳導(dǎo)的抑制作用后仍然表現(xiàn)為不顯著或抑制作用。

因此，要真正發(fā)揮城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，重點(diǎn)需要發(fā)揮城鎮(zhèn)化對消費(fèi)和投資的促進(jìn)作用，尤其要繼續(xù)推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，開啟消費(fèi)傳導(dǎo)作為內(nèi)需型增長的主要模式，具體要針對目前我根據(jù)不同地區(qū)特點(diǎn)，充分利用市場調(diào)節(jié)作用和政府干預(yù)國城鎮(zhèn)化發(fā)展的現(xiàn)狀及對經(jīng)濟(jì)增長影響差異，

制定出切實(shí)可行的政策，并對現(xiàn)有的制度進(jìn)行合理的改革。例如：一要依賴各個地區(qū)的資源稟力量，

賦進(jìn)行產(chǎn)業(yè)調(diào)整和產(chǎn)業(yè)升級，在解放勞動力的同時，能夠提供適合就業(yè)的崗位；二要打破目前限制人加快城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)并改善市民的公共服務(wù)；三是合理布局城鎮(zhèn)化發(fā)展空間，口遷移的相關(guān)制度，

實(shí)現(xiàn)土地資源的合理、節(jié)約和高效利用。

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本文編號：178237