交通運輸促進新型城鎮化發展的實證檢驗

唐麗娜，李奕延

(西北大學 公共管理學院，陜西 西安 710127)

城鎮是促進經濟發展的載體和依托，城鎮化水平反映地區經濟社會發展的狀況。改革開放以來，中國經濟快速增長，城鎮人口迅速增加，城鎮化水平顯著提高，但是傳統的城鎮化模式重形式輕內涵，城鎮化速度與質量不匹配、不協調。當前，中國正處在經濟轉型發展時期，更加重視經濟發展的質量及其可持續發展。城鎮化是促進社會經濟發展的重要動力，經濟發展轉型必然要求城鎮化建設符合協調可持續發展的原則，體現更多的人文理念。傳統城鎮化重速度輕內涵，而新型城鎮化是“以人為本”，注重高質量發展，關系到社會經濟的可持續發展以及小康社會的全面實現[1]。交通運輸被視為促進地區經濟發展和城市化的重要方式。然而，在交通運輸促進經濟發展和城市化，還是經濟發展和城市化創造需求導致交通運輸發展的問題上仍存在爭議。但在實踐層面上，通過完善交通運輸體系促進經濟增長仍是行之有效的方式。新型城鎮化和交通運輸緊密相聯，2014年國務院發布的《國家新型城鎮化發展規劃(2014～2020年)》明確指出交通運輸對促進新型城鎮化的重要意義，要繼續發揮綜合交通運輸網對城鎮化格局的支撐與引導作用。推進新型城鎮化建設，對完善綜合交通網絡運輸體系提出了新要求與新挑戰。基于此，本文嘗試以陜西省為例，探討新型城鎮化與交通運輸發展的相互關系并驗證二者是否存在相互作用機制，對推進新型城鎮化建設與促進交通運輸發展具有重大的意義。

一、 文獻回顧

近年來，國外學者對城鎮化與交通運輸的研究不斷深入，成果不斷顯現，收獲頗豐。Wanke et al.探討不同交通方式、城市化水平和位置對效率的影響，研究結果表明：大型城市的交通運輸效率較高，中等城市的交通運輸效率往往較低[2]。Maparu et al.利用1990～2011年印度的經濟發展數據、城市化水平與交通運輸投資的相關數據，基于向量自回歸模型和向量誤差修正模型進行實證分析，研究認為交通基礎設施與經濟增長之間存在著長期的關系，經濟發展與交通基礎設施存在單向的格蘭杰因果關系[3]。Arvin et al.通過對1961～2012年G20集團的交通強度、城市化程度、二氧化碳排放量和經濟增長之間的研究，發現4個變量在短期內存在因果關系網絡，隨著其他變量的變化，經濟增長趨同于其長期均衡路徑，因此，為推動經濟增長，G20集團內的發展中國家應提高交通強度[4]。Wetwitoo et al.分析日本47個縣11個行業的城市化集聚、本土化集聚、混合集聚對區域經濟效益的影響，研究結果表明，本土化集聚的效益要比城市化集聚的效益更為顯著，交通運輸業受益于本土化而非城市化集聚[5]。Kotavaara et al.基于歷史地理信息系統數據庫追蹤1880～1970年芬蘭鐵路基礎設施與城市人口變化之間的關系，研究發現隨著鐵路與公路基礎設施的完善，芬蘭的城市人口持續增長，城市化水平不斷提高[6]。

國內學者從不同維度對城鎮化與交通運輸互動關系也進行了卓有成效的研究，成果豐碩。陳忠暖等基于耦合協調度模型，對廣東省21個地級市的城鎮化與交通系統協調發展程度進行定量分析，結果表明，城鎮化與交通系統協調度較低，交通系統發展滯后于城鎮化進程[7]。游細斌等利用耦合協調度模型，研究潮州市的交通系統和城鎮系統的耦合協調關系，發現交通與城鎮耦合協調度較高，城鎮系統與交通系統的發展差距在縮減[8]。李紅梅等結合城鎮化進程中交通運輸的發展趨勢和特點，提出了適應新型城鎮化戰略交通運輸發展對策[9]。部分學者認為產業、交通運輸是提升城鎮化的重要動力。趙俊明等以陽泉為研究對象，認為便捷的交通區位與礦產業的發展是促進近代陽泉城鎮化提高的主要因素[10]。王曉夢等基于“交通—產業”的耦合視角研究發現，交通發展滯后是導致京津冀城市群發展范圍縮減的重要原因，交通的先導作用導致中小城鎮資源的外流，不利于中小城鎮的發展[11]。陳浩等基于交通流視角分析關中城市群的空間聯系，認為關中城市群空間結構的形成和發展受交通路網、城鎮發展水平等因素的綜合影響[12]。部分學者從交通基礎設施角度探討了交通運輸與城鎮化的互動關系。楊晨等對交通基礎設施和城市化水平之間的關系進行了實證檢驗，分析認為交通基礎設施對城市化進程產生了顯著的正向影響效應，交通基礎設施對城市化進程的空間溢出效應也非常顯著[13]。周慧等運用SLM模型與SEM模型，研究中部地區交通基礎設施對城鎮化發展的空間效應，結果表明通過完善交通基礎設施的方式可促進中部地區城鎮化的發展[14]。鄧丹萱通過研究中國交通基礎設施與城市化之間的關系，發現交通基礎設施對提高中國城市化水平有顯著影響[15]。也有學者從交通運輸的類型維度，探討了城鎮化與交通運輸的互動關系。汪德根等基于耦合協調度模型，研究長江經濟帶陸路交通與城鎮化的耦合協調性，認為陸路交通可達性與城鎮化耦合協調度較高，且呈現自東向西逐漸減低的趨勢；高鐵與城鎮化的耦合協調度較公路與城鎮化的耦合協調度高，公路對促進城鎮化的效果不明顯[16]。魯萬波等研究表明修建高鐵可顯著拉動城鎮化進程，促進地區經濟的增長[17]。張海濤等基于耦合協調度模型，研究新絲綢之路經濟帶區域內的高速鐵路、高速公路與城鎮化的耦合協調度，研究認為高鐵、高速公路和城市化的耦合協調程度較低，在地理空間上呈現由東部向西部遞減的趨勢[18]。

梳理已有研究成果可知，當前學者對城鎮化與交通運輸進行了深入細致的研究，從不同的角度探討城鎮化與交通運輸的互動關系，并取得豐碩的研究成果。縱觀已有研究成果，可知當前學界對新型城鎮化質量評價研究持續深入，評價方法、評價視角日益多樣化，并且對新型城鎮化與交通運輸內在作用機制進行系統深入的探討；此外，新型城鎮化階段性與地域特征及其對交通運輸發展影響的研究已有起色。但是，傳統城鎮化與交通運輸的研究側重于從單向視角研究，單一地研究城鎮化的速度與交通運輸規模，難以反映出兩者的內在關系。新型城鎮化與交通運輸的研究更加注重全面性、整體性與系統性，基于兩者的綜合發展水平，運用客觀的研究方法探討兩者的內在機理與作用機制。以往研究在探討城鎮化與交通運輸的關系時，對交通運輸的滯后性以及城鎮化的溢出效應缺乏足夠的重視，忽視了新型城鎮化與交通運輸之間的空間聯動性，而且對推動新型城鎮化主要因素的具體分析不深入。

已有研究主要存在的不足:一是缺乏對新型城鎮化與交通運輸之間互動響應程度及作用關系的研究；二是在研究維度上多從國家或城市群層面進行研究，基于省級層面的實證研究較少；三是新型城鎮化對交通運輸的影響效應主要對交通運輸方式的影響，而對交通運輸系統的影響研究還較少。基于此，本文構建新型城鎮化與交通運輸評價指標體系，采用熵值法對兩者的指標數據進行處理并得到綜合評價指數，使數據更具有科學性與說服力；選用向量自回歸模型研究新型城鎮化與交通運輸的相互關系并驗證兩者的互動關系。在系統層面上，考量新型城鎮化對交通運輸系統的影響，突破傳統研究僅限于交通運輸系統某一部分的影響，使研究更具有科學性與價值性。

二、指標選取與數據處理

(一)新型城鎮化評價指標

新型城鎮化是以人為本，以市場為主導，以生態文明為主線，以信息化為牽引力，以新型工業化、農業現代化為驅動力，以節約經濟為發展方式，以經濟穩定增長為目標的協調可持續發展模式。構建新型城鎮化評價指標體系需反映新型城鎮化“以人為本”的理念，能全面體現新型城鎮化的“城鄉統籌、產城互動、綠色生態、社會和諧”新內涵。借鑒相關文獻，該研究主要從城鎮經濟發展、人口發展、空間發展、社會發展與生態環境發展等角度選擇新型城鎮化評價指標，主要從經濟、社會、人口、環境等方面著手[19-21]。傳統的城鎮化評價純粹以城鎮化率為單一指標，缺乏“綠色創新、協調發展、開放共享”的人文理念，因此，本文在已有研究的基礎上，遵循綜合性、簡明性、科學性的原則，并根據新型城鎮化的內涵以及陜西省的實際情況，選取經濟發展、人口發展、區域發展、社會發展、環境發展5類共18個指標構建評價指標體系，并闡述各個指標的含義，力求全面把握、客觀分析新型城鎮化質量狀況。第一類是經濟發展指標，包括GDP總量、人均GDP、二三產業產值占GDP 比重3個指標，依次從區域經濟、人均生產水平、產業結構分析，反映地區城鎮經濟的發展水平。第二類是人口發展指標，包括城鎮人口占總人口比、二三產業從業人員占就業人員比，對人口因素進行綜合的分析，不局限于純粹的人口數量。第三類是空間發展指標，包括城市人均道路面積與城市人均綠地面積，體現新型城鎮化更加注重空間同步協調與發展。第四類是社會發展指標，包括每萬人擁有衛生人員數、每十萬人大學生數、少年體校在校生數、城鄉居民人均存款、城鎮居民可支配收入、自來水普及率、天然氣普及率共7個指標，分別從科教文衛體與居民生活水準兩個角度分析城鎮居民的生活質量，體現以人為本的核心理念。第五類是生態環境指標，包括城市公園面積、城市道路保潔面積、城鎮轉運垃圾量、公共衛生間數量共4個指標，反映新型城鎮化更加注重節能環保與可持續發展(表1)。

(二)交通運輸評價指標

梳理已有的文獻發現，部分學者嘗試從運輸方式、運輸量、交通工具等方面構建評價指標體系[22-25]。本文在借鑒相關的研究成果基礎上，嘗試選取交通工具數量、交通線路里程、交通線路密度、交通運輸量、交通資金、交通產業6類共20項指標，構建交通運輸發展評價指標體系。交通運輸工具是交通發展直觀體現，交通運輸工具指標選取鐵路機車、民用汽車、機動船、民航飛機、公路營運客車、公路營運貨車共6個子指標。交通基礎設施是交通發展的前提，交通路線的里程、密度及航線條數反映了交通基礎設施的完善程度；交通路線的里程指標選取鐵路、公路營運里程和航線條數3個子指標；交通路線密度指標同樣選取鐵路密度與公路密度2個子指標。交通運輸量反映了交通運輸網絡的承載力水平，交通運輸量指標選取客運量、客運周轉量、貨運量和客運周轉量4個子指標。經濟因素是交通發展的重要因素，交通的發展離不開資金的投入，交通資金指標選取交通運輸業投資額和財政交通運輸支出額2個子指標。交通運輸產業規模直接體現交通運輸發展的水平，交通產業指標選取交通運輸業增加值、城鎮交通從業人員數、城鎮交通業職工平均工資3個子指標(表2)。

表1 新型城鎮化評價指標表

表2 交通運輸發展評價指標表

(三)數據處理

為了研究的實際需要與保證數據的真實性、可靠性，研究數據皆來源于2001～2017年的《陜西省統計年鑒》和陜西省統計局網站。熵值法是根據初始數據來確定權重的，在一定程度上能夠消除主觀因素的干擾，從而使評價結果更加科學合理。因此，本文采用熵值法進行測定新型城鎮化和交通運輸發展水平的綜合指數。由于各項指標的量綱不同且熵值法需要進行對數運算，因而采用歸一化法對原始數據進行無量綱化處理。

設有m個評價年份，n個評價指標，指標值為Xij(i=1，2，3，…，m；j=1，2，3，…，n)。采用熵值法處理步驟依次如下

(1)數據標準化。采用歸一化法對原始數據進行無量綱化處理，其公式為

Yij=Xij/Xj

(1)

(2)計算第j個指標在第i年的的比重。

(2)

(3)計算熵值

(3)

(4)計算差異性系數，根據公式

(4)

(5)計算第j項指標的權重

wj=wj×Pij

(5)

(6)綜合評價得分

(6)

式中：K為波爾茨曼常量，K=1/ln(m)，Pij為Yij在第j項指標的權重；e為指標的信息熵值，w為指標的權重，ej為第j項指標的熵，wj為第j項指標的權重，Q為綜合評價得分。依照式(1)～(5)，分別計算得到2000～2016年新型城鎮化和交通運輸發展的水平綜合指數，分別代表陜西新型城鎮化和交通運輸水平，如表3所示。

表3 陜西新型城鎮化和交通運輸發展水平綜合指數表

從表3中可以看出，2000～2016年的陜西新型城鎮化與交通運輸發展水平綜合指數都有較大幅度的提高，分別提高了約5.5倍、6.3倍。總體來看，新型城鎮化與交通運輸都有較大的提升，且兩者的發展過程相對協調。總的來說，新型城鎮化所帶來的經濟增長、人口流動、物資流動以及用地規模的擴大都為交通運輸的發展與繁榮創造了良好的條件。

三、實證分析

(一)單位根檢驗

本文通過構建向量自回歸模型(VAR)進行單位根檢驗、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應檢驗與方差分解，嘗試探討和厘清新型城鎮化與交通運輸之間的相互關系以及檢驗是否存在互動機制。

為消除異方差，避免偽回歸，提高模型的準確度與可信度，本文對新型城鎮化與交通運輸的時間序列取自然對數，記為lnczh和lnjtys。由于本文基于向量自回歸模型且數據為時間序列，因此需要進行單位根檢驗，為后續的各項檢驗奠定基礎。借助Eviews 8.0軟件，對lnczh與lnjtys兩變量的時間序列數據進行ADF單位根檢驗，采用AIC、SC準則選取最佳滯后期，檢驗結果如表4所示。在1%的顯著性水平下，檢驗值均拒絕原假設，即不存在單位根，所以lnczh與lnjtys都是平穩的時間序列，可直接構建VAR模型。

表4 單位根檢驗結果

注：C、T分別表示單位根檢驗方程中含有常數項與時間趨勢項，K表示滯后期。

(二)模型構建

本文采用VAR模型，因此必須需要確定模型的滯后階數，依據AIC、SC、HQ準則確定模型的滯后期。VAR模型的滯后期檢驗結果如表5所示，當滯后階數為2時，AIC、SC與HQ均為最小值，所以VAR模型的最佳滯后階數為2。

由表5可知，VAR模型的滯后階數為2，因此可建立VAR模型，利用Eviews 8.0軟件估計得到lnczh與lnjtys的VAR表達式，結果如下所示。

lnczh=-0.008+0.805lnczht-1+

0.536lnjtyst-1+0.171lnczht-2-0.532lnjtyst-2+et

(7)

lnjtys=0.456+0.956lnczht-1+0.851lnjtyst-1+

0.075lnczht-2-0.729lnjtyst-2+e2t

(8)

為確保后續的格蘭杰因果關系檢驗、脈沖響應檢驗與方差分解所得結論的可靠性，需要對式(7)(8)進行平穩性檢驗。利用Eviews 8.0軟件估計得到式(7)(8)的AR根圖(圖1)，檢驗結果表明，VAR模型共有4個特征根，且都小于1(最大值為0.962)，即4個特征根都在單位圓內，說明VAR模型滿足穩定性條件，可繼續進行后續檢驗。

圖1AR根圖

(三)格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果關系檢驗可以揭示變量之間是否具有時間先后順序關系，以及確定變量之間影響的方向。本文在式(7)(8)的基礎上，對新型城鎮化水平與交通運輸進行格蘭杰因果關系檢驗。格蘭杰因果關系檢驗的兩個原假設是“新型城鎮化不是交通運輸的格蘭杰原因”和“交通運輸不是新型城鎮化的格蘭杰原因”。由Eviews 8.0軟件估計得到格蘭杰因果關系檢驗最大滯后期為5期，檢驗結果如表6所示。檢驗結果表明，當滯后期為2和3時，在5%的顯著性水平下，P值都小于5%，拒絕原假設，即交通運輸是引起新型城鎮化的原因，存在由交通運輸到新型城鎮化的單向因果關系。格蘭杰因果檢驗結果表明，在短時間內，交通運輸發展是新型城鎮化水平提高的顯著原因，換言之就是，完善交通運輸網絡體系是推進新型城鎮化建設的重要動力。一方面，新型城鎮化過程是人口遷移、產業集聚、交通發展、政府行為等多種因素共同作用的結果。交通運輸的發展擴大了城鎮的輻射范圍，進一步強化城鎮的吸引力，促使人口、資源向城鎮聚集，進而提升新型城鎮化水平。另一方面，新型城鎮化直接反作用于經濟增長、人口聚集，其次才是交通運輸、文化等因素。新型城鎮化對交通運輸發展的作用存在滯后效應，在短時期內，新型城鎮化對交通運輸的反饋作用不顯著，但在長時期內，提升新型城鎮化水平依然對交通運輸的發展依然有積極意義。

表5 滯后期檢驗結果

(四) 脈沖響應函數檢驗

脈沖響應函數可以描述在VAR模型內單位標準差沖擊對模型中所有內生變量的動態反應。為研究新型城鎮化與交通運輸之間的相互影響，在VAR模型的基礎上進行脈沖響應函數檢驗。

圖2表示的是新型城鎮化對來自自身與交通運輸的標準差沖擊的反應。如圖2所示，新型城鎮化對來自自身的沖擊立刻就有較高的反應，在第1期就達到0.042，在第2期內緩慢下降，達到最小值0.041，之后繼續快速上升，在第5期到達最高點0.076，隨后在各期緩慢下降，在第15期趨于穩定。總的來說，新型城鎮化對來自自身的沖擊反應較為強烈，在考察期內，反應強度都保持在高位。新型城鎮化對來自交通運輸的沖擊并沒有立即做出反應，但在第2期內急速上升至最高點0.049，隨后逐期遞減，在第6期之后變為負值，直至在第8期達到最小值-0.008，此后各期小幅度回升，趨向于0，但仍是負值。總體而言，在前6期新型城鎮化對來自交通運輸的反應為正向反應且響應的幅度較強，在第6期后，沖擊反應則轉變為負向反應，但其作用強度低。

圖3表示的是交通運輸對來自自身與新型城鎮化的標準差沖擊的反應。從圖3可以看出，交通運輸對來自自身的沖擊立即做出強烈的反應，并在第1期內達到最高點0.091，隨后逐漸減弱，在第6期內減弱至0，在第7期達到最小值-0.006，之后小幅度上升，并逐漸趨于0穩定。交通運輸對自身的沖擊在前期為正向影響，在后期則轉變為負向影響，但負向影響較低。與之相似，交通運輸對來自新型城鎮化的沖擊當即做出反應，持續上升，在第5期達到最高點0.091，之后各期緩慢下降，并趨于穩定。交通運輸對新型城鎮化的沖擊在考察期內均為正向影響，前期的影響持續增強，后期影響逐漸減弱。

圖2 新型城鎮脈沖響應結果

圖3 交通運輸脈沖響應結果

綜合脈沖響應函數檢驗圖分析可知，不論是新型城鎮化還是交通運輸對來自新型城鎮化的沖擊在整個考察期內都為正向的影響。在前5期呈現反應幅度增強、正向影響提高的趨勢；之后反應幅度逐漸減弱，影響力減低。同樣，新型城鎮化和交通運輸對來自交通運輸的沖擊都在前6期為正向反應，在第6期之后轉變為低幅度的負向反應。如圖2、圖3所示，在考察期的大部分時間里，對新型城鎮化和交通運輸而言，來自新型城鎮化的沖擊反應幅度都比來自交通運輸的沖擊反應幅度強，說明交通運輸對新型城鎮化具有明顯的短期正向促進作用，新型城鎮化對交通運輸具有長期持續的正向促進作用，兩者存在明顯的互動機制。

(五)方差分解

為進一步驗證結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，分析不同結構沖擊的相對重要性信息，在脈沖響應函數的基礎上對新型城鎮化與交通運輸進行方差分解，考察期仍為15。新型城鎮化與交通運輸的方差分解結果見表6。

表6 格蘭杰因果關系檢驗結果

注；***表示在1%水平上顯著:**表示在5%水平上顯著*表示在10%水平上顯著。

新型城鎮化的方差分解情況，如表7左側部分所示。在第1期新型城鎮化由自身產生的貢獻率達到100%，但隨后快速下降，在第2期到達最低值59.09%，之后各期持續增加，并逐漸穩定在92.00%附近。交通運輸在第1期內對新型城鎮化的貢獻率不顯著，在第2期貢獻率迅速增長至40.91%，但隨后貢獻率快速下降，在后期貢獻率基本低于20.00%，最終穩定在9.00%左右。表7右側部分反映了交通運輸的方差分解情況，從中可以看出，在第1期交通運輸變動方差由自身變動產生的貢獻率最大，當期就達到了98.05%，隨后逐漸下降，并趨于穩定；在第15期穩定在18.22%；而由新型城鎮化產生的貢獻率則在考察期內快速增加，在第15期達到最大值81.78%。

表7 方差分解結果

方差分解結果表明，交通運輸自身的貢獻率不斷減弱，而新型城鎮化的貢獻率則不斷提高。在城鎮化過程中，早期建設交通運輸網能夠促進交通運輸業的發展，當區域內的交通運輸需求飽和之后，交通運輸的建設力度逐漸放緩，交通運輸對自身的促進作用逐漸消失。新型城鎮化對自身的貢獻率在前期波動較大，后期穩定，總體而言，自身貢獻率相對較高，交通運輸的貢獻率情況則與之相反。在新型城鎮化過程的前期，完善交通運輸體系促進了資源的流動，有利于新型城鎮化的推進，由于交通運輸效益受邊際遞減作用的影響以及城鎮的自身生產能力的提高，新型城鎮化對交通運輸的依存度減輕，因而交通運輸對新型城鎮化的影響作用在后期逐漸減弱趨于穩定。方差分解結論說明，新型城鎮化對交通運輸發展的影響要大于交通運輸對新型城鎮化發展的影響，這也印證了脈沖響應函數檢驗的結論。

四、結論與政策建議

本文構建新型城鎮化與交通運輸的評價指標體系，運用熵值法得到新型城鎮化與交通運輸的綜合指數，并在此基礎上建立回歸自向量模型，利用Eviews 8.0軟件進行格蘭杰因果關系檢驗、脈沖響應函數檢驗與方差分解，探討了陜西省2000～2016年新型城鎮化與交通運輸的動態關系，得出以下結論：一是新型城鎮化與交通運輸之間存在單向的格蘭杰因果關系，交通運輸是推進新型城鎮化的格蘭杰原因，說明交通運輸能提高新型城鎮化水平。二是新型城鎮化對交通運輸有正向沖擊作用，且總體保持較高的響應幅度。交通運輸在前期對新型城鎮化產生較強的正向沖擊作用，但在后期轉變為較弱的負向沖擊作用，說明推進新型城鎮化建設對交通運輸網絡體系產生的影響要比完善交通運輸體系對促進新型城鎮化發展所產生的影響更強。三是新型城鎮化與交通運輸互有影響，新型城鎮化發展主要受自身的影響，交通運輸對其的影響總體較弱；交通運輸在前期主要受自身的作用，后期主要受新型城鎮化的作用。

基于上述分析，為實現新型城鎮化與交通運輸的良性互動發展，促進陜西經濟社會的可持續發展，本文建議如下：

(1)實施財政稅收激勵，繼續完善城鄉基礎設施與交通基礎設施建設。促進新型城鎮化建設與交通運輸發展的經濟效益與社會效益有機統一。政府應該完善資金支持與激勵機制政策，對社會資本參與新型城鎮化建設與交通運輸業，可給予政策性補貼或提供優惠稅收政策，引導社會資金投向新型城鎮化與交通運輸的相關項目。運用財政政策優化資金配置，加大城鎮建設和交通運輸的財政投入。政府對參與新型城鎮化以及交通基礎設施建設的相關企業予以財政貼息、風險補償、信用擔保等優惠政策，吸引更多的市場主體參與新型城鎮化建設。

(2)繼續完善新型城鎮化與交通運輸綜合管理體制。新型城鎮化與交通運輸的發展受資源與環境的制約，為提升資源利用效率和滿足社會需求，基于政府管理體制，利用政府機制保持綜合管理體系的穩定，促進新型城鎮化與交通運輸的有機融合。在省級層面統籌城鎮建設與交通運輸發展，減輕新型城鎮化建設與交通運輸發展的矛盾與排斥，破除新型城鎮化與交通運輸建設的阻力，促使交通運輸發展與新型城鎮化進程相協調，形成交通運輸與新型城鎮化良性互動發展新局面。

(3)結合陜西省的實際情況，穩步推進新型城鎮化建設，構建現代化交通運輸體系。新型城鎮化建設需因地制宜，根據地方實際穩步推進。具體來說，陜北、陜南以高原山地為主，農業人口多且分散，城鎮化還處于較低水平，因而，陜北陜南需推進縣域范圍內的就近城鎮化與就地城鎮化。關中地區地勢平坦，人口集中，城鎮密集，因此，需繼續加快關中地區平原城市群建設，發揮西安核心城市的輻射作用，引領關中城市群發展，提升關中地區的新型城鎮化水平。此外，發揮陜西地理優勢，打造全方位、立體化、內外暢聯的現代交通運輸體系。在實踐中，完善交通規劃，將陜西區位優勢轉化為競爭新優勢，統籌做好交通運輸供給側結構性改革，加快交通基礎設施建設，提升交通運輸行業治理能力，同時，推進交通扶貧脫貧攻堅，加快農村地區和貧困地區路網建設，共同推進“交通運輸+扶貧”“交通運輸+新型城鎮化”。

五、結語

本文對陜西省新型城鎮化與交通運輸進行初步的研究分析，探討兩者的相互關系以及驗證互動機制，這對于統籌陜西省新型城鎮化建設與完善交通運輸綜合體系具有重要的參考價值。本文在研究方法和研究內容上具有一定創新性， 但在研究中仍存在一定的局限性：第一，新型城鎮化與交通運輸的評價指標體系仍有待進一步優化和完善，以便于更好地反映兩者全面發展的水平。第二，新型城鎮化質量評測與階段劃分的研究還不深入，當前學界較少論及，可供參考的研究成果還相對較少，因而本文并未對新型城鎮化進行階段劃分，也未深入探討不同階段內交通運輸與新型城鎮化發展的相關關系與互動機制。當然，這是一個具有積極意義的研究方向，筆者將在未來繼續對此展開研究。