甘肅省經濟增長與城鎮化因果關系實證研究

王曉鴻，崔錦峰

蘭州大學 經濟學院，甘肅 蘭州 730000

甘肅省經濟增長與城鎮化因果關系實證研究

王曉鴻，崔錦峰

蘭州大學 經濟學院，甘肅 蘭州 730000

以西部大開發戰略的實施為時間節點，將樣本劃分為兩個區間，運用基于VECM模型的協整檢驗和基于VAR的Granger因果檢驗，分區間對甘肅省經濟增長與城鎮化因果聯系進行實證分析。結果顯示，不同區間二者長期關系并不一致，在1978年—1999年區間內，甘肅省人口城鎮化大力推動經濟增長，而在2000年—2015年區間為，人口城鎮化對經濟的推動作用減緩，非農產業對經濟的對沖大幅度減小。格蘭杰因果檢驗結果顯示，1978年—1999年經濟增長與城鎮化雙向推進，而在2000年—2015年，經濟增長與人口城鎮化互為因果，綜合結果為經濟增長推動城鎮化發展。

經濟增長；城鎮化；協整檢驗；Granger因果檢驗

一、引言

經過歷史的不斷變遷，城鎮已發展成為區域經濟的核心，大量人口、技術和信息等資源的集聚，增強區域產業、技術和競爭能力，引領和帶動整個區域的發展。由于城鎮地位的特殊性，城鎮化水平常作為國家或區域社會經濟發展的重要度量指標。羅斯托的經濟發展階段理論中，將國家的產業和城市化發展作為核心參考要素，經濟由低級階段向高級階段的轉變以城市社會形態演變和產業轉型為重要標志[1]。弗里德曼在核心-邊緣理論中指出，區域開發和發展的過程，是一個區域核心城市出現、強化的過程，也是核心城市對區域經濟產生極化和擴散作用的過程。城鎮化，具體表現在城市人口的集中化、城市數量的增加、城市建設規模的擴大、現代化水平的提高，也表現為消費水平的不斷提升和人口素質的不斷加強；城市化概念中容易忽視但又十分重要的一點，是城鄉現代化發展一體化，城市發展的同時將文明向農村滲透，并非城市獨自發展[2]。

無論國外經驗，還是國內實踐，都認為城鎮化與國家或地區的經濟增長有著必然的聯系，是經濟增長乃至發展的新動力、新引擎，但究竟存在怎么樣的聯系，二者之間是否相輔相成，國內外學者對其進行了大量相關的研究。

美國地理學家布萊恩·貝利（Bryan Berry）曾提出一個國家的經濟發展水平與該國的城鎮化程度之間存在著某種聯系的觀點，并選取相關指標進行主成分分析，證明了城鎮化與經濟增長之間的正相關關系的[3]。瑞諾(Renaud)通過對多個國家抽樣調查，得出國家的人均收入與城鎮化水平之間具有強正相關關系的結論，當人均國民生產總值約250美元時，城鎮化水平不足25%，達到5 000美元時，城鎮化水平會上升到75%以上[4]。Moomaw和Shatter（1996）通過回歸分析發現城鎮化水平隨人均國內生產總值、工業化程度的增加而提高，但與農業生產水平呈負相關[5]。Luisito Bertinelli （2008）指出，城鎮化水平提高到一個臨界值時，可以加速人力資本集聚，有助于推動經濟增長[6]。Michaels 等（2012）通過實證分析得出一個地區農業初期就業水平與非農產業轉變同時作用于城鎮化程度[7]。王立新（2014）利用面板數據對全國以及分中、東、西部城鎮化與產業結構、經濟增長之間的關系分別進行實證研究，結果表明經濟增長以及非農產業對城鎮化作用顯著，但不同區域作用效果不一致[8]。王婷（2013）通過設置消費等控制變量，分別從人口和空間城鎮化來研究城鎮化與經濟增長的關系，研究發現二者均是以投資方式來傳導對經濟的促進作用[9]。朱孔來等（2011）采用向量自回歸和脈沖響應分析了全國范圍內經濟增長與城鎮化的關系，同樣得出經濟增長與城鎮化二者存在單向關系，與其它學者觀點不同的是，他認為城鎮化顯著促進經濟增長，但經濟增長對城鎮化效果并不顯著[10]。劉耀彬（2006）利用向量誤差修正模型分時段對中國1952年—2003年城鎮化與經濟增長之間的關系進行實證研究，不同時段結果不同，并呈現逐層遞增的態勢，二者之間是相互促進的關系[11]。靖學青（2014）采用面板數據，以人口、產業和地域城鎮化為指標，分析城鎮化對西部12個省市區經濟增長的影響，結果顯示不同的指標對不同省份的影響不同，對甘肅經濟增長有顯著作用的是人口城鎮化指標[12]。安應民等（2009）通過對甘肅省城鎮化與經濟增長研究，發現二者之間存在長期相關關系，城鎮化與工業結構、服務業結構同樣緊密相連，工業比重逐漸下降，第三產業增長緩慢，導致城鎮化缺少“原動力”，建議在城鎮化進程中，政府應該消除制度分割，以市場為主體使資源配置接近“帕累托最優”[13]。徐鼎（2017）基于VAR模型，利用格蘭杰因果檢驗對甘肅、青海、寧夏城鎮化與經濟增長之間關系進行分析，得出城鎮化是促進經濟發展的因，而經濟發展對城鎮化并沒有顯著促進作用[14]。秦曉娟（2012）定性分析甘肅城鎮化與經濟增長存在的相關關系，利用VAR與協整分析，定量得出了二者之間的單向作用，經濟增長有效促進城鎮化，反之效果不顯著[15]。綜上所述，不同學者無論以國家為單位還是選取某些區域進行分析，所得結論并非完全相同，甚至得出相反結論。

甘肅省地處中國西北，屬于內陸欠發達地區、是一個典型的農業大省，從黨的十一屆三中全會召開到國家實施西部大開發戰略，甘肅省城鎮化水平（此處城鎮化水平僅指城鎮人口占總人口的比重）由14.41%提高到24.01%，增長率為66.62%，年均增速為0.44%，人均GDP由348元增加至4 129元，年均增加171.86元，從2000年西部大開發實施到2015年，甘肅省城鎮化水平由24.01%提高為43.19%，增長率達到79.88%，人均GDP由4 129元增加至26 165元，年均增加1 469.01元，盡管與同期全國平均水平有較大差距，但可以看出，隨著城鎮化步伐的加快，人均國內生產總值增長速度同時加快，二者之間存在某種關聯。同時，習近平總書記提出的“一帶一路”戰略，對于甘肅加快對外開放、加速轉型經濟發展有十分重要的意義。在此背景下，2015年由國家發改委、外交部等聯合發布的《推動共建絲綢之路經濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景和行動》中明確提出甘肅要發揮綜合經濟文化優勢，加快蘭州開發開放，使甘肅逐步成為國家向西開放的重要門戶和次區域合作戰略基地。在這種有利形勢下，甘肅如何加快開放步伐，如何全面深化改革，最大限度的發揮“一帶一路”的“黃金通道”作用，與經濟發展和城鎮化如何協調有著密不可分的關系。因此，理清二者之間的作用關系對于政策實施有重大意義：如果城鎮化能夠顯著促進經濟增長帶動經濟發展，則應優先推進城鎮化建設，以城鎮化帶動經濟發展，若經濟增長有利于城鎮化建設，應該以經濟增長為中心，不同的結果制定不同的政策，具體問題具體分析。另外考慮到整個樣本區間國家戰略、政策的不同，本文將其分為西部大開發之前（1978年—1999年）與實施西部大開發（2000年—2015年）兩個階段，以討論政策變化對其結果的影響。

二、理論依據與方法

（一）單位根檢驗

在探討區域經濟增長與城鎮化相互影響程度前，首先確定其分析方法，文獻中常見的是格蘭杰因果檢驗，采用Granger因果檢驗確定二者關系，必須具備其條件，即所分析的序列具有長期平穩的特點，否則，所得結果偏差很大。變量是否具有平穩性，可以通過單位根檢驗（Dickey-Fuller test）來確定，也可以從圖中直觀看出該變量是否具有趨勢（trend)，本文要分析的四個變量均存在一定趨勢，不具有平穩性，從下圖可以直觀看出，為了分析結果的準確性，還需進行單位根檢驗。

圖1 變量時間趨勢

在單位根檢驗中，若{εt}并非獨立同分布序列，可能存在序列自相關問題，必須引入高階滯后項來控制[16]，根據AIC、BIC等原則選擇恰當滯后期s，使得s階自回歸AR(s)干擾項{εt}為獨立的白噪聲（white noise）：yt=β0+β1yt?1+…+βsyt?s+γt+εt，在此基礎上通過添加滯后差分（lagged di ff erence）變形，得到下式[16]：

此時檢驗AR(s)是否具有單位根的方法為增廣的迪基-福勒（Augmented Dickey-Fuller）檢驗，本文將對人均GDP對數、城鎮人口比重、非農產業產值比重以及工業增加值占生產總值比重采用ADF進行單位根檢驗，此外，鑒于進行結果比對以及保證準確性，本文還進行了Phillips-Perron單位根檢驗（PP檢驗）作為對照。

（二）協整檢驗

如果一個序列存在單位根，意味著該序列非平穩，一般對其進行一階差分便可得到平穩的序列，這是技術上的處理和分析，但實際研究中還需注重變量本身的意義，對其取差分的含義與變量本身可能并不相同，因此研究中更希望使用原變量序列進行回歸分析[17]。很多學者在研究中發現，存在單位根的多個變量有某些共同的趨勢，將他們線性組合之后便可消除共同趨勢，從而他們的線性組合具有長期的均衡（equilibrium）穩定的特點[18]。假設， 使 得(yt?βxt)～I(0)，則稱兩個序列具有協整關系（cointegrated），一組一階單整變量之間的協整關系個數稱之為協整秩（cointegration rank）。由協整定義可以看出，存在協整關系的變量的線性組合具有穩定性，對于研究有十分重要的意義，因此，研究所需的變量之間是否存在協整還需進一步驗證。假設zt=yt?βxt，運用ADF對序列進行檢驗，由于真實的β無從知曉，只能用其估計量β?檢驗，若為平穩序列，則接受yt與xt之間的協整假設，可以進行下一步分析。此外，還有一種檢驗協整關系的方法。假設yt與xt滿足自回歸分布滯后（ADL）模型，則對應的誤差修正模型（ECM）為，根據前面內容，方程左邊為平穩序列，方程右邊第一項和最后一項也是平穩的，那么一定具有平穩性，否則ECM不成立。因此，本文采用第二種方法，采用最大似然估計（Maximum Likelihood Estimation，簡寫MLE）進行協整檢驗，值得強調的是，對變量進行協整分析，那么變量之間應該可能存在（或理論上存在）某種均衡關系，否則，進行協整分析沒有現實意義。

（三）格蘭杰因果檢驗

以單位根檢驗、協整檢驗為前提，選擇平穩序列，進行Granger因果檢驗。在實證研究中，不僅需要回歸擬合出變量之間的關系模型，還需要確定變量之間的因果關系，在時間序列模型中 ， 對 于 原 假 設=0，如果檢驗結果拒絕原假設，則認為x是y的格蘭杰因，亦或是x的過去值能夠幫助預測y的未來值，Granger因果檢驗實質是對預測能力的檢驗[16]。綜上所述，整個分析過程由圖2總結。

圖2 文章分析流程圖

三、實證分析

根據前文所述，在現有理論基礎上進行實證研究，并對所得結果進行分析，本文所用數據均來源于《甘肅發展年鑒》《甘肅統計年鑒》和中國國家統計局數據庫。

研究城鎮化與經濟增長的關系，必須恰當選擇二者的指標變量，城鎮化的概念，不同領域對其定義的范圍不同，城市地理學中將城鎮化劃分為人口城鎮化、地域城鎮化、經濟活動城鎮化和生活方式城鎮化[19]；區域經濟學以人口、產業結構、消費水平、人口素質等為依據劃分城鎮化；在某些領域將城鎮數量、規模、建設用地面積也作為城鎮化的指標；部分國家或地區采用城市化水平（城鎮人口比重）、城市化速度和城市成長力系數作為衡量城鎮化指標[2]。因此，城鎮化內涵十分豐富，采用單一指標很難較為科學反映城鎮化內涵，很多學者傾向于復合指標，但由于數據可得性與可靠性考慮，借鑒前人研究，本文將以城鎮人口比重（urblation）、非農產業產值比重（nonarg）和工業增加值占GDP比重（industry）衡量城鎮化程度，以取對數的人均GDP為經濟增長的指標變量進行研究。

考慮到使用一階差分消除單位根的方式存在兩個缺陷，即兩個變量若存在長期穩定關系，則差分后的誤差項是一個一階移動平均序列，存在序列相關，另外一點，使用一階差分后關于變量水平值的重要信息將被忽略，這時模型只表達了兩個變量的短期關系，而沒有揭示它們間的長期關系。鑒于此，本文在協整檢驗中采用向量誤差修正模型，來彌補上述不足。

（一）單位根檢驗

在前文理論綜述時，用折線圖做出了本文將要分析的四個變量的時間趨勢圖，直觀看出其具有一定的趨勢，在檢驗分析之前進行單位根檢驗，從而判斷是否有必要進行后續程序，檢驗結果如表1、表2所示。

表1 單位根（ADF）檢驗

表2 單位根（PP）檢驗

表1和表2分別用ADF和PP兩種統計量進行了單位根檢驗，表中第二行為被檢驗變量；第三行Test Statistic 表示單位根檢驗統計量的值；第四至第六行分別表示1%、5%、10%顯著性水平上的臨界值。根據表中數據可知，兩種統計量檢驗下所有變量均沒有嚴格拒絕單位根假定，只有部分變量在5%的水平上拒絕原假設，因此，我們認為以上四個變量均為非平穩序列，表中6～9列為一階差分之后的變量，在兩種統計量檢驗下均拒絕存在單位根假設，因此可以認為一階差分變量均是平穩序列，并且符合一階單整定義，因此，對上述變量進行回歸分析，不能直接進行普通OLS，而應該先進行協整檢驗，確定其線性組合是否具有穩定性，做進一步分析。

（二）協整檢驗分析

本文利用MLE對變量之間的協整關系以及VECM模型進行驗證，并使用STATA軟件計算得到表3結果。

表3 協整檢驗結果

表3中第一列表示參與協整檢驗的變量，第二列表示非平穩序列對之間存在協整關系的數目，即協整秩，第三列為協整秩統計量的值，第四列為5%置信水平上的臨界值，第五列為非平穩序列對的協整關系，如果VECM模型具備穩定性，則該序列對之間存在協整關系，可以進行后續分析，若不穩定，則VECM模型不成立，即不存在協整關系。由于篇幅所限，本文選取上表中的兩種情況進行分析。

1. 兩個非平穩變量序列間協整關系

選取ln(GDP)（取對數的人均國內生產總值）和urblation（城鎮人口比重）兩個非平穩序列進行協整檢驗，在1978年—1999年區間內，檢驗統計量的值為13.04，位置位于5%置信水平臨界值左側（正區間），2000年—2015年區間內，檢驗統計量為6.95，同樣位于5%置信水平臨界值左側，因此不能拒絕“兩序列間協整秩為零”的原假設，并且他們所構造的VECM模型不具有穩定性，進一步說明該序列對不存在協整關系。

為了直觀反映兩變量構成模型的穩定性，做出了穩定性判斷圖（圖3、圖4），結果顯示，無論哪個樣本區間，均有特征根落在單位圓之外，從而證明了系統的不穩定。當VECM模型不穩定時，采用VAR分析，其過程是穩定的，因此，如果序列之間不存在協整關系時，可以采用VAR，存在協整時則使用VECM，由于篇幅有限，不再贅述。

從多種途徑分析來看，甘肅人均國內生產總值與城鎮化人口比重二者之間并無長期穩定關系，城鎮人口比重對人均GDP的增長促進效果不顯著，反之，人均產值對于城鎮人口比重影響也不顯著。

圖3 系統穩定性判斷圖

圖4 多變量系統穩定性判斷圖

2. 多個非平穩變量序列間協整關系

在這里選取所有變量的組合作為研究對象，從表3最后一行可以得出結論：拒絕多序列組合零協整關系的假定（第二個區間不能拒絕協整秩為2的假定），即序列之間存在協整關系，且四個非平穩序列構造的VECM模型具有穩定性。做出模型的穩定性判斷圖，從圖4直觀看出，模型假設自帶的三個單位根之外，所有根均落在單位圓之內，證明了模型具有很好的穩定性，并且2000年—2015年區間內樣本穩定性更強。盡管模型假設自帶的單位根在單位圓邊緣。

變量之間的長期關系便是變量之間協整關系，從整個樣本區間分析結果來看，各變量對于經濟增長沒有顯著的影響，但經濟增長對其他因素有顯著影響，經濟增長顯著推動工業和非農產業發展，所有變量對自身均有促進作用，是一個累積增長過程。下面將列出協整方程式，其系數代表變量之間的長期關系。

上述三個方程分別表示數據樣本為1978年—1999年、2000年—2015年和1978年—2015年時變量之間的協整方程關系式。從上述方程可以看出，甘肅省在西部大開發前后均是以農業產業為重，屬于典型農業大省，非農產值的增加導致總產值的減少，西部大開發戰略開始實施，使得農業產值比重縮小，工業產值增加對經濟增長的貢獻也在減少，第三產業比重穩步上升，同時人口城鎮化帶來的經濟增長福利也在逐漸縮小，二者均呈現邊際遞減的規律。就整個樣本區間而言，非農產業產值的增加會促進經濟的增長，人口城鎮化福利進一步縮小，縱觀三個區間，人口城鎮化對于經濟增長始終具有正向作用，與假設不相符的一點是，工業增加值與經濟增長呈現負相關，體現了第三產業成為主導產業的趨勢。

（三）格蘭杰因果檢驗

對具有平穩性質的序列進行格蘭杰因果檢驗，目的在于確定何為因果，具體到城鎮化進程中，就是要確定城鎮化與經濟發展之間的因果關系[11]，現將部分檢驗結果列入表4。

表4 Granger causality wald test

所有的分析均以“Excluded列的變量不是Equation列變量的格蘭杰因”為原假設，Equation表示被解釋變量，Excluded表示方程中被排除的變量，chi2表示卡方統計量值，Prob＞chi2為卡方檢驗P值。從表4可以看出：（1）任一城鎮化指標變量與人均GDP組合，二者互為格蘭杰因，即二者雙向推進；（2）任意兩個城鎮化指標與人均GDP組合，在區間1978年—1999年內，人均產值始終為城鎮人口比重和工業增加值比重的格蘭杰因，而非農產業產值始終為人均產值的格蘭杰因，與前一區間不同的是，在2000年之后，工業增加值比重與人均產值不具有因果關系，經濟增長與非農產值比重互為因果；（3）所有變量組合中，在區間1978年—1999年內，工業增加值比重為人均GDP的格蘭杰因，而人均產值是城鎮人口比重與非農產業產值比重的格蘭杰因，在2000年—2015年內，城鎮人口比重與人均GDP互為格蘭杰因，城鎮化指標的整體作用為人均GDP格蘭杰因。

由于VECM是帶約束的VAR，做出了兩變量正交化脈沖相應圖（圖5）。當ln(GDP)作為脈沖變量時，對urblation的沖擊較弱（響應圖離0刻度標準線較近）；當urblation作為脈沖變量時，對人均GDP沖擊作用幾乎為零，不同點在于，城鎮化人口比重對自身的沖擊效果明顯，且二者具有正向相關趨勢，隨著時間的增長，沖擊效果也逐漸增大，具有累積效應。同樣做出多變量正交化脈沖響應圖（圖6），圖中紅線表示0刻度線（即不存在任何沖擊），以響應圖縱向分析：（1）城鎮化各指標變量的變化對經濟增長的沖擊不顯著，經濟增長對城鎮化變化敏感度低；（2）除城鎮人口比重之外，工業增加值比重隨其他變量變化大幅度同向變化，響應彈性系數大于1，經濟增長和非農產業產值增加大力推動工業化程度；（3）除城鎮人口比重之外，從第二個滯后期開始，非農產業產值比重隨其余變量的變化而同向變化，對經濟增長變化的響應最大；（4）其他變量的變化引起城鎮人口比重的反向變化，且敏感度低。橫向來看，城鎮化各指標變量與經濟增長同方向變化，對經濟增長變化有較高敏感度。響應變量對脈沖變量的變化及時做出回應，表明變量之間幾乎不存在時滯效應，整個脈沖函數還有一個共同特征，即均存在長期的沖擊效果。

圖5 兩變量正交化脈沖響應圖

圖6 多變量正交化脈沖響應圖

此外，在分析確定因果關系過程中并未給出變量之間的作用次序，因此為做進一步探討做出變量間交叉相關圖（圖7）。

圖7 變量間交叉相關圖

由圖5、圖6、圖7可知，甘肅人均國內生產總值與當期工業增加值比重最相關，與滯后4年的非農產業產值比重最相關，且與當期城鎮人口比重最相關；由下面三個圖看出，工業增加值比重與滯后5年的非農產業產值最相關，與當期城鎮人口比重最相關，而城鎮人口比重與滯后5年的非農產業產值比重最相關。從而可以得到一個變量作用次序。

圖8 變量作用次序

綜上所述，在實施西部大開發戰略之前，城鎮人口比重增加促進經濟發展，人口城鎮化與經濟增長雙向推進，工業化與經濟增長也互為格蘭杰因，反映了在該段時期工業化和人口城鎮化對經濟增長的貢獻，反過來經濟的增長加快工業化和人口城鎮化，非農業產值比重的增加對經濟增長有一定的沖擊，該樣本區間內甘肅以工業化為主，經濟增長對非工業的二、三次產業推動不明顯。在實施西部大開發以來，人口城鎮化與經濟增長仍然具有雙向推動作用，但經濟增長對工業化推動不再顯著，相反，對除工業以外的非農產業有顯著推動作用，反映出西部大開發以來，以人為本，人口城鎮化步伐并沒有減緩，而是隨著基礎設施逐步完善，環保意識逐漸增強，推動經濟增長的引擎逐漸由工業轉變為廣義服務業，生活水平的提高也反作用于經濟增長，二者相互推進。

在這里需要說明的一點是格蘭杰因果檢驗實際反映的是變量之間的動態相關關系，是解釋變量對被解釋變量的一種預測，并非實際意義上的因果關系[16]，因此本文以1978年—1999年為樣本，以2000年—2015年為觀測區間進行預測，并與之實際觀測值作比較。

圖9 10年預測值

觀察圖9，對人均國內生產總值和非農產業產值的觀測值均在預測值95%的置信區間之內，且對人均產值的預測最為準確，非農產業產值次之，而城鎮人口比重的觀測值幾乎全部落在預測值95%置信區間之外，工業增加值比重的預測值與實際觀測值同樣相差較大，因此，對于工業增加值比重與城鎮人口比重的格蘭杰檢驗存在一定的誤差，另外，預測值的觀測值均在2000年—2015年區間之內，實際值發生于實施西部實施之后，而作為樣本的數據均在戰略實施之前，從而也說明，戰略的實施，對于工業化和人口城鎮化有巨大影響。

四、結論

采用VECM協整檢驗與VAR格蘭杰因果檢驗，將樣本以西部大開發戰略實施為節點劃分為兩個區間，分區間對甘肅經濟增長與城鎮化關系進行實證分析，主要得出如下結論：

第一，分區間對非平穩序列進行協整檢驗，結果顯示獨立變量之間并不完全存在長期穩定關系，即單獨變量與經濟增長之間沒有長期均衡關系；除區間2000年—2015年內城鎮人口比重和工業增加值比重與經濟增長之間不存在協整關系外，多變量間協整關系顯著，VECM模型基本穩定，從全區間脈沖響應函數得出經濟增長對城鎮化促進效果顯著，城鎮化對經濟增長并沒有顯著影響。從協整方程得到，在十一屆三中全會到西部大開發戰略實施期間，甘肅省以農業為主導，非農產業（不包括工業）的增加會抵消部分經濟增長，但工業產值的增加有益于經濟增長；在第二個階段，由于重大戰略的實施，重點產業由農業轉向非農產業，且非工業產值成為推動經濟增長的主要動力。無論處在哪一階段，人口城鎮化對經濟增長的貢獻始終存在。

第二，分區間進行格蘭杰因果檢驗，結果顯示不同區間經濟增長與城鎮化指標因果關系不同。在第一區間，城鎮人口比重、工業增加值比重均與經濟增長互為因果關系，非農產值與經濟增長具有單向格蘭杰關系，但經濟增長不是非農產值的格蘭杰因；第二區間，除工業以外的非農產業對經濟增長有顯著作用，工業化不再是經濟增長的格蘭杰因，而城鎮人口比重與經濟增長互為因果，城鎮化指標整體來看，對經濟增長的推動作用弱于第一階段，體現了城鎮化過程的外生性和階段性，而經濟增長對城鎮化整體的影響顯著，同時，人口城鎮化對于經濟增長有顯著拉動效果，但這一效果存在邊際遞減規律，而非農產業（非工業）對經濟的拉動作用逐漸顯現，目前正處于十三五機遇期，也是西部大開發第二階段（加速發展階段），以經濟增長推動城市化建設，提高生活水平，城鎮化反向拉動經濟增長，同時為了在“一帶一路”重大戰略中發揮好“黃金通道”作用，融入到“一帶一路”的建設體系中，形成面向中亞、南亞、西亞國家的通道、重要樞紐、重要產業和人文交流基地，必須通過改革經濟增長方式，以經濟增長為動力，推動體系建設，由于甘肅第三產業對經濟的拉動作用逐步加大，因此要合理開發甘肅文化旅游等資源，以三產帶動經濟增長，從而促進城鎮化，加快開放步伐，形成一個循環閉路系統，使得甘肅經濟增長與城鎮化水平呈螺旋式提升。

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Empirical Research on the Causal Relationship between Economic Growth and Urbanization in Gansu Province

WANG Xiao-hong, CUI Jin-feng

Lanzhou University, Lanzhou, Gansu 730000

With the implementation of the western development strategy for the time node, the sample is divided into two intervals, using co-integration test based on the VECM and Granger test based on VAR, the article provided an empirical analysis on the causal link between economic growth and urbanization of different intervals in Gansu.The results show that long-term relationship is not consistent in different intervals. The population urbanization of Gansu province greatly promotes economic growth from 1978 to 1999, however, in 2000-2015 interval, the effect is diminished, and the offset of non-agricultural industries to economic is greatly reduced. Granger causality test’s results show that economic growth and urbanization were promoted in both directions in 1978-1999,while in 2000-2015, economic growth and population urbanization are reciprocal causation, the comprehensive results are that economic growth promote urbanization.

economic growth; urbanization; co-integration test; Granger causality test

F222.1

A

1007-6875(2017)04-0081-10

10.13937/j.cnki.hbdzdxxb.2017.04.015

王曉鴻（1965—），女，甘肅蘭州人，經濟學博士，蘭州大學經濟學院副教授，研究方向為區域經濟。

（責任編輯：周吉光）