林立达

(福建江夏学院 经济贸易学院，福建 福州 350108)

一、问题提出

“十八大”报告指出，要积极推行新型城镇化，从而统筹城乡发展，以达到产城互动、节约集约、生态宜居、和谐发展。积极推行城镇化源于城镇化对GDP积极的推动作用。但是，美国经济学家Northman提出著名的Northman曲线，指出当城镇化率在30%—70%的区间内，是经济增长的高速阶段，也是矛盾的集中爆发期。我国城镇化率在2013年已达到53.73%[1]，各类社会矛盾较为集中，如何利用好城镇化战略下的金融与外资共同辅助，创造新的经济增长点是社会关注的热点之一。

1.城镇化与GDP关系

Berry利用主成分分析法，基于95个国家的数据研究城镇化水平与GDP的关系，得出城镇化水平对GDP具有促进作用[2]。Chenery强调城镇化是GDP增长的内生因素，并构建了经典的“钱纳里模型”[3]。程开明研究指出城镇化与GDP增长互相促进，但在不同阶段和地区表现出不同的程度[4]。马远通过运用新疆15个地州市2000—2009年的面板数据，得出城镇化对GDP增长具有明显促进作用，但是不同地区城镇化水平对GDP增长的带动作用不同[5]。陈雨露指出尽管二者明显正相关，但前提条件在于城镇化的资金支持[6]。伍万云利用皖江城市带的产业转移数据表明城镇化与经济增长水平具有正相关关系，而且城镇化水平越高，空间聚集效应越明显[7]。

2.外商直接投资与GDP关系

Findlay研究指出外商直接投资促进了技术从发达国家向发展中国家转移，从而促进发展中国家GDP增长[8]。Balasubramanyam等研究指出，外商直接投资对出口导向型国家GDP增长发挥了重要作用[9]。姚树洁等研究指出外商直接投资通过减小国内生产的非效率，加快国内技术进步来推动GDP增长[10]。陈继勇等研究指出外商直接投资通过从事生产活动带来的指示溢出效应不明显，相反，通过促进技术进步来推动当地GDP增长的作用明显[11]。随洪光研究指出外商直接投资对中国GDP增长质量有显著地积极作用，中国并未形成外资依赖[12]。

3.金融发展与GDP关系

Goldsmith(1969)指出金融发展对一国GDP增长有重要作用[13]。Greenwood等研究指出，金融发展促进GDP增长的机制源于发达的金融市场通过提高储蓄率，进而鼓励技术进步，从而从资本积累的角度来促进经济发展[14]。王景武研究指出金融发展与GDP增长之间有密切关系，东部地区金融发展与GDP增长互为正向因果关系，但是西部地区则表现为负向因果关系[15]。武志运用戈氏指标对我国金融发展水平进行研究，指出金融发展能够促进GDP，但GDP决定金融发展的内在实质[16]。周丽丽等研究指出中国金融发展的收敛速度要大于经济的收敛速度[17]。

综上所述，城镇化水平、外商直接投资和金融发展与GDP增长有着千丝万缕的关系，那么外商直接投资与金融发展如何通过城镇化这一新的聚集渠道来促进GDP增长呢？为了回答这个问题，本文拟通过我国的省际面板数据数据，通过构建城镇化与GDP的外商直接投资和金融发展门限面板模型，进行实证分析。

二、模型建立

1.指标的解释

城镇化率 关于城镇化率的衡量指标，比较常用的有三种：1)户籍制度角度 用非农业人口占总人口的比重；2)劳动力就业角度 城市就业人数占总就业人数的比重；3)人口学角度 城镇人口占总人口的比重。本文选用第三种，并用ur表示。

地区生产总值 用gdp表示。

外商直接投资 和大量文献类似，本文选用地区实际使用外商直接投资额来衡量外商直接投资情况，以fdi表示。

金融发展 由于我国保险和股票市场发展较为缓慢，投融资额度相较于银行存贷款额度非常小，所以，本文采用地区存贷款总额来衡量一个地区的金融发展水平，以dl表示。

2.面板门槛模型设定

令β0、β1、β2、β3、β4、β5、β6分别为估计系数，εit为随机扰动项，下标i和t分别代表个体和时间。普通面板模型gdpit=β0+β1×fdiit+β2×dlit+β3×urit+εit。又根据参考文献[18]Hansen的研究成果，建立本文的门槛模型：

fdi为门槛变量时

gdpit=β0+β1×fdiit+β2×dlit+β3×urit(fdi≤γ1)+β4×urit(γ1

β6×urit(γ3

其中，γ1、γ2、γ3为fdi的门槛值。

dl为门槛变量时

gdpit=β0+β1×fdiit+β2×dlit+β3×urit(dl≤γ1)+β4×urit(γ1

其中，γ1、γ2为dl的门槛值。

3.样本及变量选取

样本选取2000—2012年中国30个省、市、自治区的城镇化率(ur)、地区生产总值(gdp)、地区实际利用外商投资额(fdi)和地区存贷款总额(dl)，数据来源于各省、市、自治区的历年统计年鉴。

表1 分地区主要变量统计

三、实证结果和分析

表2给出了分地区的回归结果，Hausman检验的结果支持固定效应的假设。

表2 地区回归结果与Hausman检验

根据表2可知，最终选择固定效应模型。城镇化对GDP增长的促进作用，中部地区和西部地区都高于全国水平，而东部地区低于全国水平，这可能是由于东部地区的城镇化水平明显高于中部和西部地区，所以其对GDP增长的边际水平会较低。外商直接投资对于GDP增长的促进作用，西部地区最大，说明西部地区外商直接投资作用于经济有更大潜力，因为西部地区长期GDP增长落后，需要外商直接投资给予资金和技术方面的支持。相较西部地区而言，东部和中部地区作用较小，东部地区同样因为其外商直接投资总量已经很大，所以其边际效应有所降低，但是中部地区的作用较小，值得关注。金融发展水平对于GDP增长的促进作用，东部地区要高于全国水平，但是中部和西部地区不显著，这可能是中部和西部地区的金融发展水平较低，不能发挥较好地作用。

表3 变量门槛检验

根据表3可知，fdi为门槛变量时，单一门槛、双重门槛和三重门槛的F值在1%显著性水平下是显著的，相应的门槛值为11 200、12 000和971.3852，所以相应的区间为(0，971.3852]、(971.3852，11 200]、(11 200，12 000]、(11 200，+)。dl为门槛变量时，只有单一门槛和双重门槛在10%的显著性水平下是显著的，三重门槛在10%的显著性水平下都是不显著的，相应的门槛值为5711.9874和2139.9569，所以相应的区间为(0，2 139.956 9]、(2 139.956 9，5 711.987 4]、(5 711.987 4，+)。

表4 面板门槛模型回归结果

根据表4可知，所有系数除了fdi第三个门槛区间，城镇化率的系数不显著外，其他系数在1%显著性水平下都是显著的。

fdi为门槛变量时，当外商直接投资较少时，城镇化水平对经济发展的推动作用也较小，不难理解，在缺乏外商直接投资所带来的资本和技术情况下，仅仅依靠人口涌入城市，增加的产值不会很大；随着外商直接投资的增加，城镇化水平对经济发展的促进作用增强，这使得外商直接投资所带来的资金与技术充分地和城镇化的人力资本相结合，发挥了重要的作用；但是随着外商直接投资额度的加大，城镇化对GDP的促进作用有所降低，这可能更多的是外商直接投资的负外部性导致的。整体而言，城镇化与GDP关系由于外商直接投资的门槛效应，大致呈现倒“U”型。

dl为门槛变量时，当金融发展水平较低时，由于缺乏相应的便利资金支持，城镇化水平对GDP的促进作用不大；当金融发展水平处在(2 139.956 9，5 711.987 4]这个区间时，金融发展水平恰好能与现阶段城镇化水平相适应的，从而能够最大程度地发挥促进经济发展的作用。但是，当金融发展水平过高，大量资金运转与非实体经济，城镇化水平不能与其良好结合，从而城镇化水平对GDP的促进作用也有所降低。所以，跟fdi为门槛变量时，结论一致，城镇化与GDP关系由于金融发展水平的门槛效应，也大致呈现倒“U”型。

四、结论与建议

城镇化对GDP增长的促进作用，中部地区和西部地区都高于全国水平，而东部地区低于全国水平；外商直接投资对于GDP增长的促进作用，西部地区最大，东部和中部地区作用较小，但是中部地区的作用较小，值得关注。金融发展水平对于GDP增长的促进作用，东部地区要高于全国水平，但是中部和西部地区不显著。城镇化与GDP关系对于外商直接投资和金融发展水平的门槛效应，大致呈现倒“U”型。所以，本文给出了以下建议。

1.合理城镇化程度，反哺地区经济

根据本文的研究结论：城镇化对GDP增长的促进作用，中部地区和西部地区都高于全国水平，而东部地区低于全国水平，说明不同的城镇化程度对经济发展的作用大小不一。东部地区城镇化程度有过度的趋势，而中西部地区应该大力提高城镇化水平。中西部地区，一方面借助于城镇化带来的人口流动使得对服务业的需求进一步增加，通过积极整合信息、金融、物流、教育、医疗等一系列改革，构建服务业一体化的支撑平台；另一方面通过交通、通讯和各类交易平台实行改革创新，为后续的转移提供便利，从而促进城镇化整体体系的跟进，最终提高当地GDP水平。

2.积极吸引外资，辅助城镇化作用

本文研究表明：1)外商直接投资对于GDP增长的促进作用，西部地区最大，中部地区的作用较小；2)城镇化与GDP关系对于外商直接投资的门槛效应，大致呈现倒“U”型。首先，西部地区积极利用好新型城镇化和西部大开发战略的契机，重点打破地方保护主义，积极吸引外商直接投资，将外商直接投资带来的技术与资金良好地与城镇化相结合，从而促进当地经济发展；其次，中部地区应当合理引导外商直接投资，使其发挥积极的作用，与中部崛起的战略相结合，积极赶超东部地区。

3.加快中西部地区金融建设，促进产融结合

本文研究表明：1)金融发展水平对于GDP增长的促进作用，东部地区要高于全国水平，但是中部和西部地区不显著；2)城镇化与GDP关系对于金融发展水平的门槛效应，大致呈现倒“U”型。

由于我国中西部地区金融发展水平落后，已经严重制约当地经济发展，所以要加快中西部地区的金融建设，从而为中西部地区经济发展提供充足的资金，同时，由于中西部地区的城镇化水平还有很大的空间，其金融发展的提高，亦可以通过城镇化发展的渠道来更好的促进当地经济发展。

参考文献：

[1] 谢鸿光.沉稳坚毅砥砺行——《2013年统计公报》评读[R].(2014-02-24)[2014-04-05].http://www.stats.gov.cn/tjsj/sjjd/201402/t20140224_514990.html.

[2] BERRY B. City classification handbook: Methods and Applications[M]. New York: John Wiley&Sons, 1970:331-359.

[3] CHENERY H B, SYRQUIN M, ELKINGTON H. Patterns of development, 1950-1970: Hollis Chenery and Moises Syrquin[M]. New York: Oxford University Press, 1975：153-158.

[4] 程开明.中国城市化与经济增长的协调度研究[J].商业经济与管理,2010(9):85-91.

[5] 马 远.基于面板模型的城镇化经济绩效区域分异研究——以新疆为例[J].软科学,2012(5):76-80.

[6] 陈雨露.中国新型城镇化建设中的金融支持[J].经济研究,2013(2):10-12.

[7] 伍万云.人口发展与城镇化水平协调研究——基于皖江城市带承接产业转移示范区的调查[J].科学社会主义,2013(2):116-120.

[8] FINDLAY R. Direct Foreign Investment and the Transfer of Technology: A Simple Dynamic Model[J]. Quarterly Journal of Economics, 1978(92):1-16.

[9] BALASUBRAMANYAM V N, SALISU M, SAPSFORD D. Foreign Direct Investment and Growth in EP and IS Countries[J]. Economic Journal. 1996, 106(434):92-105.

[10] 姚树洁, 冯根福, 韦开蕾. 外商直接投资和经济增长的关系研究[J].经济研究,2006(12):35-46.

[11] 陈继勇,盛杨怿.外商直接投资的知识溢出与中国区域经济增长.[J].经济研究,2008(12):39-49.

[12] 随洪光.外商直接投资与中国经济增长质量提升——基于省际动态面板模型的经验分析[J].世界经济研究,2013(7):67-72,89.

[13] 戈德史密斯,周 朔.金融结构与金融发展[M].上海:三联书店上海分店,1994.

[14] GREENWOOD D D. A cochlear frequency‐position function for several species—29 years later[J]. The Journal of the Acoustical Society of America, 1990, 87(6): 2592-2605.

[15] 王景武.金融发展与经济增长:基于中国区域金融发展的实证分析[J].财贸经济,2005(10):23-26,96.

[16] 武 志.金融发展与经济增长:来自中国的经验分析[J].金融研究,2010(5):58-68.

[17] 周丽丽,杨刚强,江 洪.中国金融发展速度与经济增长可持续性——基于区域差异的视角[J].中国软科学,2014(2):58-69.

[18] HANSEN BRUCE E. Sample splitting and threshold estimation[J]. Econometrica, 2000, 68(3): 575-604.