城鎮化與經濟增長互動機制的實證分析

孫麗萍+王旭霞+楊筠

內容摘要：本文探討西部12省區城鎮化和經濟增長的時空分布情況，并揭示二者之間的互動機制。從空間分布看，城市化水平自西北至西南依次形成高、中、低三個不同梯度；格蘭杰因果檢驗表明，經濟發展水平與城鎮化水平之間具有對應性；面板數據模型揭示人均GDP每增長1%，拉動城鎮化率上升0.0384%，但不同地區的經濟增長水平對城鎮化率的正向推動作用不一樣。

關鍵詞：城鎮化 經濟增長 互動機制

問題的提出

城鎮化與經濟增長相互影響、相互制約，經濟增長促進人口地理空間上聚集，推動城市發展；城市化進程進一步推動經濟向縱深方向發展。諾瑟姆認為城鎮化與經濟增長存在粗略的線性關系，錢納里提出了經濟增長與城市化水平之間的關系模型。國內許多學者對此問題較為關注，如朱孔來、李靜靜等（2011）通過建立VAR模型研究我國城鎮化水平與經濟增長之間的動態關系；劉耀彬（2006）利用協整檢驗和誤差修正模型，分階段研究我國城鎮化與經濟增長之間的相關關系；鐘陳、陳蘇麗（2012）指出，在短期內我國城市化能夠有效促進經濟增長，而在長期內城鎮化對經濟的促進作用不明顯；杜兆 、羅宏翔（2012）利用內生增長模型，考察了我國省際城市化水平與經濟增長之間的關系。我國當前正處于提高城鎮化質量，推進經濟集約發展的關鍵時期，對于全國總體，已有大量的研究成果，但不同區域城鎮化與經濟發展水平之間相互關系又如何？為推進對本問題的深入研究和西部地區城鎮化建設，本文對西部12省區的城鎮化與經濟增長互動機制進行探討。

西部區域城鎮化水平和經濟發展水平時空演變過程

本文城鎮化率（URB）采用非農人口比重衡量，單位為%，經濟增長水平（PGDP）用人均GDP來衡量，西部12個不同省（市）分別用NM（內蒙古）、GX（廣西）、CQ（重慶）、SC（四川）、GZ（貴州）、YN（云南）、XZ（西藏）、SX（陜西）、GS（甘肅）、QH（青海）、NX（寧夏）、XJ（新疆）標識，分析時間段為1999到2011年，數據來源于《新中國50年統計資料匯編》、《中國統計年鑒》、中國經濟信息網、國研網。

我國城鎮化率的地區差異較明顯。從東中西部看，按城鎮人口統計，2010年，東部地區城鎮化率平均為60%，中部地區為45%，西部地區為41%，西部與東部相差19個百分點。就西部而言，城市化水平不高，內部差異較大。從空間分布來看，城鎮化水平自西北向西南依次形成高、中、低三個梯度，呈帶狀分布。城鎮化水平高，增速快的地區為新疆、內蒙、寧夏、青海，形成第一梯度；城鎮化水平相對較高的陜西、重慶、甘肅、四川地區，形成第二梯度；城鎮化水平低，增速較緩的西藏、貴州、云南、廣西等西南地區形成第三梯度，且與經濟發展水平具有一致性。

為粗略探討經濟增長與城鎮化之間的關系，繪制人均GDP趨勢圖（見圖1），可以看出，經濟發展水平最高的地區是內蒙、重慶、陜西、新疆，最低的地區是云南、西藏、貴州、廣西。以2010年為例，人均GDP水平最高的是內蒙，最低的是貴州，二者之間相差3.6倍。可初步推斷，經濟發展水平與城鎮化水平之間具有一致性，即經濟發展水平高的地區，其城鎮化率也就高，經濟發展水平低的地區，其城鎮化率也低。

西部區域城鎮化與經濟增長的內在機制分析

（一）單位根檢驗

在建立面板數據模型前，需對序列進行平穩性檢驗，最常用的方法就是單位根檢驗，由于人均GDP增長趨勢較明顯，通過取對數使其更平穩。面板單位根檢驗結果如表1所示。

從五種檢驗方法的結果看，原序列在5%顯著性水平下未拒絕存在單位根的假設，即存在單位根；經過一階差分后，在5%顯著性水平下拒絕存在單位根的假設，說明URB和LN（PGDP）均為一階單整序列。

（二）協整檢驗

兩者均為同階單整可以建立協整方程，但還需確定協整關系的個數。通過Johansen檢驗確定協整關系的個數，結果如表2所示。

估計結果顯示，在5%的顯著性水平下，拒絕不存在協整關系的零假設，同時在10%的顯著性水平下，接受至少存在一個協整關系的假設，說明URB、LN（PGDP）變量間存在長期協整關系。

（三）格蘭杰因果關系檢驗

人均GDP與城鎮化率之間可以建立協整方程，但何為因，何為果，還需進行格蘭杰因果關系檢驗，結果如表3所示。

由伴隨概率知，在5%的顯著性水平下，既拒絕“人均GDP不是城鎮化率的格蘭杰原因”，也拒絕“城鎮化率不是人均GDP的格蘭杰原因”，因此，人均GDP的增長與人口城鎮化率的增長互為格蘭杰原因。

（四）面板數據模型的建立

面板數據模型有三種形式：混合估計模型、固定效應模型和隨機效應模型。在面板模型形式的選擇上，我們采用F檢驗決定選用混合模型還是固定效應模型，用Hausman檢驗確定應該建立隨機效應還是固定效應模型。取顯著性水平為5%，F0.01（11，155）=2.43，因為F=4410.71>

2.43，拒絕原假設，應建立固定效應模型。又由于 Hausman統計量W值為14.83，P值是0.0001<0.05，也應建立固定效應模型。

根據相關經濟理論，建立半對數估計模型為：

urbit=αti+βlnpgdpit+εit，

變截距的固定效應模型估計結果為：

urbit=-9.76+Di+3.84lnpgdpit

t （-6.54） （23.24）

R2=0.9787， SSEr=1.14， t0.05（168）=1.98，

DW=0.31， N×T=166，

從表4看，擬合優度高，截距差異較大。變系數固定效應模型的估計結果如表5所示。

從變系數固定效應模型來看，R2=0.9904，表明模型的擬合效果較好，參數β均通過t檢驗，β均為正值，表明人均gdp對城鎮化率的正向拉動作用明顯。其中β值較大的地區為新疆、重慶、寧夏、陜西，這四個地區人均gdp每增長1%，城鎮化率分別上升7.54、674、6.07、5.55個單位，經濟增長對城鎮化拉動效應最強。廣西、云南、貴州、青海等地區的β值較小，人均gdp每增長1%，城鎮化率僅上升1.34、1.40、1.82、1.26個單位，說明這些地區經濟增長對城鎮化率的拉動效應較弱。

結論

根據研究結果，本文得出如下結論：格蘭杰因果關系檢驗，說明西部地區城鎮化與經濟增長之間互為因果關系。變截距的固定效應模型表明，城鎮化水平與經濟發展水平之間呈顯著正相關關系，同時表明西部地區人均國民生產總值平均每增長一個百分點，拉動城鎮化率上升0.0384%；西部地區經濟增長水平不同，對城鎮化率的拉動效應也不同。新疆、重慶、寧夏、陜西地區經濟增長水平對城鎮化率拉動效應最強，青海、四川、甘肅、西藏次之，廣西、云南、貴州、青海等地區經濟發展水平對城鎮化率的拉動效應最弱。針對西部人口城鎮化總體水平低、內部發展極不平衡這一狀況，在今后推進西部城鎮化進程的過程中，應根據不同地區的具體情況采取相應的調控措施，內蒙、新疆、寧夏、青海等地區城鎮化水平較高，主要進行經濟結構調整，保持優勢，穩步發展；重慶、四川、甘肅、陜西等地城鎮化率提升較快，對這些地區要加強產業結構的調整升級和經濟結構的進一步優化，保證經濟增長的持續性；而對云南、貴州、西藏、廣西等城鎮化水平較低的地區，國家在政策應給以傾斜和支持，加強基礎設施建設，并充分發揮該地區的比較優勢，找到經濟發展的新增長點，促進地區經濟快速和持續發展，只有持續的經濟增長動力，才能實現城鎮化水平快速提升。

參考文獻：

1.錢納里·霍利斯，賽爾昆·莫爾賽斯著.李小青譯.發展的格局：1950-1970[M].中國財政經濟出版社，1989

2.朱孔來，李靜靜，樂菲菲.中國城鎮化進程與經濟增長關系的實證研究[J].統計研究，2011，28（9）

3.劉耀彬.中國城鎮化與經濟增長關系的實證分析[J].商業研究，2006（24）

4.鐘陳，陳蘇麗.中國城市化進程與省域經濟增長的實證分析[J].新疆農墾經濟，2012（5）

5.杜兆 ，羅宏翔.城市化水平和經濟增長關系的實證分析—基于全國31個省份面板數據考察[J].區域金融研究，2012（8）

6.白仲林.面板數據模型的設定、統計檢驗和新進展[J].統計與信息論壇，2010（10）endprint