■ 趙旭宏　博士生（北京大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院　北京　100871）

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政府主導(dǎo)、固定資產(chǎn)投資對城鎮(zhèn)化地區(qū)差異影響分析

■ 趙旭宏博士生（北京大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院北京100871）

內(nèi)容摘要：本文通過建立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)域差異的長期原因?；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)差距的短期和長期Granger原因。長期內(nèi)，城鎮(zhèn)化地區(qū)差距將會影響城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資的地區(qū)差距。要實現(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，使各個地區(qū)逐步享受全國統(tǒng)一的國民待遇。

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

改革開放初期，我國政府實施東南沿海區(qū)域優(yōu)先發(fā)展的政策。在政府引導(dǎo)下，我國出現(xiàn)了大規(guī)模的人口跨區(qū)域流動。劉玉（2008）利用第五次人口普查數(shù)據(jù)，分析發(fā)現(xiàn)中國人口流動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、王國霞等（2006）利用“四普”、“五普”數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)流動人口的地理分布向東部地區(qū)集中的趨勢不斷加強，而在環(huán)渤海地區(qū)有所下降，有進(jìn)一步向長三角和珠三角及福建集中的趨勢。農(nóng)村人口向這些地區(qū)流動，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，與沿海地區(qū)經(jīng)濟高速增長有直接相關(guān)性。而我國作為投資驅(qū)動型國家，固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的地區(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)濟增長水平的差異，從而引發(fā)人口跨地區(qū)流動，形成城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的區(qū)域差異。在我國現(xiàn)行體制下，各級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)投資一般來源于國家財政直接投資、銀行貸款、外商直接投資、民間資本等渠道。政府對這些渠道無論是通過財政轉(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。

為了通過固定資產(chǎn)投資地區(qū)間差異來分析政府政策效果。本文對作為人口輸入?yún)^(qū)的京津滬、江蘇、浙江、福建和廣東等7個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)投資差異變動的關(guān)系進(jìn)行實證分析，來定量分析政府政策的作用。實證分析過程使用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)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)來檢驗二者之間的動態(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)的時間序列系統(tǒng)及隨機擾動項的動態(tài)變化。VAR模型不以經(jīng)濟理論為基礎(chǔ)，把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而避開了結(jié)構(gòu)化建模的需要。一般的VAR（p）模型的表達(dá)式為：

其中，yt是k維內(nèi)生變量，xt是n維外生變量，At和Bj是待估計的參數(shù)矩陣，p是內(nèi)生變量的滯后期，q是外生變量的滯后期。

（二）區(qū)域差異的測度

對區(qū)域經(jīng)濟差異的研究，目前已經(jīng)有多種測度方法，包括基尼系數(shù)法、變異系數(shù)法和Theil指數(shù)法等。Theil指數(shù)法能夠?qū)⒖傮w的區(qū)域差異分解成不同空間尺度的內(nèi)部差異和外部差異，刻畫各個區(qū)域?qū)傮w差異的貢獻(xiàn)和區(qū)域內(nèi)部差異的變化情況。Theil指數(shù)T與基尼系數(shù)（Gini coefficient）具有相似和相同之處，本質(zhì)上是一個研究對象的收入與群組收入平均水平對比的測度。但在分組情況下Theil指數(shù)可以將組內(nèi)差異完美地分配到組間差異上。

如果以各地區(qū)城鎮(zhèn)常住人口數(shù)量為“收入”，假設(shè)Uij為i區(qū)域j地區(qū)的城市人口數(shù)量，為i區(qū)域城市人口，Pij表示i區(qū)域j地區(qū)的城鄉(xiāng)總?cè)丝跀?shù)量，為地區(qū)總?cè)丝?，U=∑Ui，P=∑Pi則根據(jù)Shorrocks（1980）的推論，有：

其中，Tpi為區(qū)域i內(nèi)部的各省的城鎮(zhèn)化水平差異。

可以看出，T可以分解為組內(nèi)差異TWR和組間差異TBR，可以計算組內(nèi)差距和組間差距對總差距的貢獻(xiàn)。T（u，n）考慮了各地區(qū)不同的城鄉(xiāng)總?cè)丝谝?guī)模，其研究對象是一個地區(qū)的人口所能達(dá)到的“收入”—城鎮(zhèn)常住人口數(shù)量。

固定資產(chǎn)投資的地區(qū)差異也可以使用同樣的方法來測算，本文對輸入?yún)^(qū)和輸出區(qū)城鎮(zhèn)化水平差距用THLt來表示，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資的差異用IFAt來表示。各地區(qū)城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)取自《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站國家數(shù)據(jù)庫。

實證分析

（一）變量平穩(wěn)性檢驗

為了避免建模過程中的“偽回歸”現(xiàn)象，所研究的變量必須具有同階平穩(wěn)性并且具有協(xié)整關(guān)系。因此，首先檢驗THLt和IFAt是否存在單位根。對單位根的檢驗有DF檢驗、ADF檢驗、PP檢驗、ERS檢驗、NP檢驗等方式，后三種新興方法克服了前者原序列可能含有常數(shù)項和趨勢項的假設(shè)，但應(yīng)用比較復(fù)雜。本文使用ADF檢驗法進(jìn)行單位根檢驗。ADF檢驗法可以設(shè)定三種模式，分別包括趨勢項和常數(shù)項、只包含常數(shù)項、兩者都不包含。對于滯后期p值的選擇，采用赤池信息準(zhǔn)則（AIC）和施瓦茨信息準(zhǔn)則（SC）來確定最優(yōu)。通過單位根檢驗可知，在三種模式下，變量THLt和IFAt水平序列（原序列）均拒絕了零假設(shè)，為非平穩(wěn)序列。而經(jīng)過一階差分后△THL和△IFA為平穩(wěn)序列，即原序列均為一階單整過程I（1）。單位根檢驗結(jié)果如表1所示。

（二）協(xié)整檢驗

由于變量THLt和IFAt均是一階平穩(wěn)序列，需要進(jìn)行協(xié)整分析來判斷二者之間是否存在協(xié)整關(guān)系。常用的協(xié)整檢驗方法有EG兩步法和JJ （Johanse-Juselius）協(xié)整檢驗，由于JJ協(xié)整檢驗采用極大似然估計，可以給出全部協(xié)整關(guān)系且功效更穩(wěn)定，因此本文使用這一檢驗方法。

進(jìn)行JJ協(xié)整檢驗首先要建立VAR模型，此時需要選擇合理的滯后區(qū)間。對于VAR模型滯后區(qū)間的選擇一般采取LR（似然比）統(tǒng)計量、FPE（最終預(yù)測誤差）、AIC信息準(zhǔn)則、SC信息準(zhǔn)則、HQ信息準(zhǔn)則等。其中，LR統(tǒng)計量越大越好，其它4個統(tǒng)計量越小越好。如果5個信息準(zhǔn)則給出的滯后期數(shù)不同，則選擇通過3個標(biāo)準(zhǔn)以上的準(zhǔn)則為準(zhǔn)，且LR是最重要的參考標(biāo)準(zhǔn)。這樣，VAR模型既可以盡可能完整地顯示模型的動態(tài)過程，又不至于因為待估計的參數(shù)過多而使模型自由度太小，影響參數(shù)估計的有效性（高鐵梅，2009）。

表1　ADF單位根檢驗結(jié)果

表2　VAR模型最優(yōu)滯后期的選擇

表3　JJ協(xié)整檢驗跡檢驗結(jié)果

表4　JJ協(xié)整檢驗最大特征根檢驗結(jié)果

表5　VECM的估計結(jié)果

表6　短期Granger因果關(guān)系檢驗1

表7　短期Granger因果關(guān)系檢驗2

表8　基于VECM的長期Granger因果關(guān)系檢驗

由表2可知，LR、SC和HQ 三種方法選擇的最優(yōu)滯后期數(shù)均為4期，按照少數(shù)服從多數(shù)的原則，本文選取滯后3期階數(shù)，建立VAR（3）模型：

根據(jù)Johansen（1995），協(xié)整方程同原時間序列一樣，也可能有截距和確定的趨勢。由于本文建立的VAR（2）允許有確定性趨勢，協(xié)整方程只有截距項，因此采取結(jié)構(gòu)（3）進(jìn)行檢驗。內(nèi)生變量的一階差分滯后階數(shù)按照P-1選取滯后階數(shù)2。JJ協(xié)整檢驗跡檢驗結(jié)果如表3所示。

根據(jù)跡檢驗的結(jié)果，由于跡統(tǒng)計量16.83大于5%顯著水平下的臨界值15.49，即在95%的置信水平上拒絕了原假設(shè)，說明存在協(xié)整方程。為了進(jìn)一步驗證協(xié)整關(guān)系是否存在，進(jìn)行最大特征根檢驗。JJ協(xié)整檢驗最大特征根檢驗結(jié)果如表4所示。

跡統(tǒng)計量和最大特征根檢驗結(jié)果表明，在95%的置信水平上，可以接受存在一個協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，固定資產(chǎn)投資和城鎮(zhèn)化的地區(qū)差異之間存在長期的協(xié)整關(guān)系。標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程如下：

上式中，ecmt表示城鎮(zhèn)化和固定資產(chǎn)投資地區(qū)差異線性組合的殘差，括號里表示t值。通過協(xié)整方程可以看出，城鎮(zhèn)化和固定資產(chǎn)投資差距存在穩(wěn)定的正向協(xié)整關(guān)系，當(dāng)固定資產(chǎn)投資的地區(qū)差距每擴大1個單位，城鎮(zhèn)化地區(qū)差異相應(yīng)上升0.127個單位。而當(dāng)固定資產(chǎn)投資的地區(qū)差距下降時，城鎮(zhèn)化地區(qū)差距也相應(yīng)下降，與常理比較符合。

在確定了變量之間的協(xié)整關(guān)系之后，可以通過AR根驗證協(xié)整關(guān)系的穩(wěn)定性。AR特征方程的特征根的倒數(shù)絕對值如果小于1，即位于單位圓內(nèi)，則模型是穩(wěn)定的，否則就是不穩(wěn)定的。本文共有p×k=4個AR特征根，觀察AR根分布圖，可以看出所有特征根均在單位圓內(nèi)，協(xié)整模型是穩(wěn)定的。

（三）向量誤差修正模型

由協(xié)整檢驗可知，變量THLt和IFAt存在長期均衡關(guān)系，但實際經(jīng)濟數(shù)據(jù)卻是由“非均衡過程”生成的，不僅有長期趨勢，還有短期波動的影響。為此，Enger 和Granger（1981）將協(xié)整和單方程誤差修正模型（ECM）結(jié)合起來，建立起了向量誤差修正模型（VECM）。這可以看作是含有協(xié)整約束的向量自回歸VAR模型。對于一般的VAR（p）模型，有：

經(jīng)過差分變換后有：

假設(shè)∏矩陣的秩為r且0＜r＜k，則矩陣可以分解成兩個k×r階、秩為r的矩陣α和β的乘積：

代入上式可得：

其中，β`為協(xié)整向量矩陣，β`yt-1是誤差修正項，反映變量之間的長期均衡關(guān)系，用ecmt-1表示；調(diào)整系數(shù)向量α反映變量之間均衡關(guān)系偏離長期均衡狀態(tài)時調(diào)回到均衡狀態(tài)時的速度。Γi反映各變量短期波動的沖擊。在進(jìn)行協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上，誤差修正模型VECM表示為：

根據(jù)這一思路，在VECM中協(xié)整關(guān)系可以表達(dá)成為誤差修正項的形式：

誤差修正項的表達(dá)式與JJ協(xié)整檢驗中得到的協(xié)整關(guān)系的系數(shù)是一致的。進(jìn)行估計時VECM模型中兩個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方程均滿足負(fù)向修正機制，系數(shù)如表5所示。

從△THLt方程可以看出，誤差修正項ecmt-1在10%的顯著水平上對城鎮(zhèn)化的地區(qū)差距的短期變動具有負(fù)向影響。當(dāng)城鎮(zhèn)化和城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資地區(qū)差距偏離長期均衡時，長期修正關(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）將會消除前一期16.4%的非均衡誤差。從變量自身的短期波動看，滯后一期城鎮(zhèn)化區(qū)域間差異自身的波動對當(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方程不滿足負(fù)向修正機制，在此不做分析。通常我們更關(guān)心VECM整體的檢驗結(jié)果，AIC=-13.94，SC=-13.29，都比較小，說明VECM模型比較合理。

（四）短期和長期因果關(guān)系檢驗

由VAR模型協(xié)整檢驗可知，THLt和IFAt存在長期協(xié)整關(guān)系。本文長期因果關(guān)系檢驗應(yīng)基于VECM進(jìn)行，它可以從短期和長期兩個方面來分析變量之間的動態(tài)影響。短期Granger因果關(guān)系檢驗可以分析短期影響，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被拒絕，則說明滯后項變量對被解釋變量存在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。這與改革開放后我國經(jīng)濟作為投資驅(qū)動型經(jīng)濟模式，固定資產(chǎn)投資對工業(yè)化和城鎮(zhèn)化具有實質(zhì)性影響的實際相吻合。

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。在我國現(xiàn)實中，中央政府和高層級政府以GDP為導(dǎo)向，在考慮政府投資布局時，各地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的高低并不作為直接的考慮因素。

長期因果關(guān)系的判斷可以從VECM誤差修正項系數(shù)的顯著性水平來考察。表8給出了兩個方程誤差修正項的系數(shù)值和顯著性水平。

可以看出，在10%的顯著性水平下，IFA變動都是THL變動的長期Granger原因。在5%的顯著性水平下，THL變動是IFA變動的長期Granger原因，說明城鎮(zhèn)化水平高的地區(qū)，其所能吸引的固定資產(chǎn)投資從長期來說也會很高，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)投資的能力會更強，下一步大都市圈發(fā)展、區(qū)域極化發(fā)展的趨勢可能進(jìn)一步加強。

結(jié)論和建議

本文以利用1978-2011年我國人口輸入?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)差異為研究對象，通過建立VAR模型，對政府作用效果進(jìn)行了實證分析。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)域差異的長期原因。政府主導(dǎo)對不同區(qū)域的非均衡投資，將會擴大區(qū)域間城鎮(zhèn)化水平的差異。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)差距的短期和長期Granger原因，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資地區(qū)差距的擴大，將會導(dǎo)致城鎮(zhèn)化地區(qū)差距的擴大。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，不會影響城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資的地區(qū)差距。但在長期內(nèi)，城鎮(zhèn)化地區(qū)差距將會影響城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資的地區(qū)差距，說明城鎮(zhèn)化水平高的地區(qū)其所能產(chǎn)生的集聚效應(yīng)將會吸引更多的投資。

以上研究結(jié)論對于我國實現(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，各個區(qū)域在固定資產(chǎn)投資及其配套的財稅、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，中央政府可針對性地加大對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)對固定資產(chǎn)投資具有較大的吸引力，下一步我國城鎮(zhèn)化很有可能會出現(xiàn)區(qū)域極化的現(xiàn)象，特大型、超大型的都市圈和區(qū)域核心城市將會出現(xiàn)，國家在宏觀政策層面上需要早作應(yīng)對。

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中圖分類號：◆F812.45

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A