區域人口、經濟、空間的城市化及其互動

朱建華

摘 要：構建城市化綜合測度指標體系，運用熵值法對湖南省1986—2013年的城市化水平進行了綜合測度，借助于VAR模型、Granger因果檢驗和脈沖響應分析，對湖南省人口、經濟、空間城市化的動態特征進行實證分析。研究表明，湖南省人口、經濟空間的城市化三者之間存在著長期協整的關系;短期而言，三者之間的關系并不穩定;湖南省人口城市化與經濟城市化之間存在著互為Granger因果關系，經濟城市化是人口城市化的Granger原因，但是經濟城市化和空間城市化之間并不存在Granger因果關系。

關鍵詞：城市化;熵值法;VAR模型

中圖分類號：F127 ? ? ? ?文獻標志碼：A ? ? ?文章編號：1673-291X（2015）24-0058-06

引言

城市化是經濟社會發展的必然結果，是人口、空間、經濟結構、價值觀念、生活方式等諸多領域綜合變化的過程。城市化的過程在一定程度上能加快要素的集聚，促進經濟增長。美國著名經濟學家斯蒂格利茨認為，中國的城市化將是區域經濟增長的火車頭，并產生最重要的經濟利益。改革開放以來，我國城市化進程與經濟增長高度協同。

城市化進程的過快推進，帶來了眾多問題：許多城市出現了城市規模不足、城市資源利用效率較低下的現象;交通擁擠;城鎮居民住房緊張;城市就業難度增大、失業人數增多，等等。從某種程度上講，這些現象都是城市現代化過程中不可避免的副產品，但也是“城市病”。而這些問題的出現，引起了外界的普遍關注。中央將城市化戰略提升到國家戰略層面，提出了新型城鎮化戰略。因此，對城市化各子系統內部互動關系的研究，不僅具有理論意義，而且對如何合理利用城市化對經濟增長的作用和解決“城市病”現象都具有現實意義。

一、文獻綜述

目前，學者們對城市化的研究成果頗豐，對城市化子系統的研究也逐漸深入。受劉易斯的二元經濟模型的影響，學者們最早的研究是人口城市化問題。周一星[1]對人口城市化與經濟增長的關系進行了實證研究。

城市化進程中出現的“城市病”，引起了眾多學者的關注，學者們開始對城市化的內涵進行了重新界定。庫茨涅茲、赫茨勒[2～3]等人認為，“農村人口流向城市、城市人口增加”。著名學者葉裕民[4]認為，城市化是非農產業在城市積聚的過程。路易斯·沃斯[5]指出，城市化的過程是鄉村生活方式向城市生活方式發展、質變的全過程。這種僅從單方面對城市化進行定義的觀點，顯然不能真正反映城市化的本質。國內學者對傳統城市化定義進行了比較全面的補充。劉英群[6]從經濟城市化、空間城市化和人口城市化、社會生活方式城市化、文化的城市化等方面對城市化進行定義。劉潔泓[7]認為，城市化的內涵應該包括“城市化的數量”和“城市化的質量”兩個方面。

基于對城市化內涵的再認識，學者們增加了探討城市化各子系統之間的內在關系的研究。李萍、譚靜[8]通過建立綜合評價指標體系，利用因子分析法，對城市經濟與土地利用效率進行綜合評價，然后借鑒物理學中的耦合度函數，測算四川省地級城市經濟與城市土地利用效率之間的耦合協調程度。姚震宇[9]認為，江蘇省“在人口城市化方面，20世紀90 年代中期伊始的城市化機制無益于解決一大批跨區域流動人口的異地城市化;在空間城市化方面，目前的城市化機制造成了‘假性城市化和‘南城北鄉空間格局”。孫平軍等[10]構建了城市化綜合測度指標，“并運用時序全局主成分分析法”對2000年以來湖北省12個地級市的城市化層級結構演變過程及趨勢進行了分析，得到了“城市化總量時序演變上呈現出明顯的上升趨勢，且存在經濟城市化>空間城市化>綜合城市化>人口城市化的變化趨勢”的重要結論。孫平軍、丁四保等[11]基于人口、經濟、空間城市化概念與內涵構建評價指標，綜合測度1990—2008年間北京市各系統的城市化水平，運用了耦合容量系數模型和改進的耦合協調度函數，評價三者之間的耦合協調度，并得出了“各系統城市化水平持續提高”“人口、經濟、空間城市化彼此之間的耦合協調性整體水平都較高”的結論。徐小欽、袁凱華[12]運用熵值法對1986—2011年我國城市化水平進行綜合測度，并利用VAR模型對我國城市化的動態特征進行了實證分析，研究認為，我國的人口與經濟城市化之間存在互為格蘭杰因果的關聯作用，但與空間城市化之間卻呈現出單向的關聯作用。孫焱林等[13]利用協調發展模型，建立了城市化協調發展的指標體系，分析了1996—2011年我國30個省市的城市化協調發展程度，認為經濟城市化領先于空間城市化和人口城市化，而人口城市化發展滯后則成為城市化發展協調度低的主要原因。

通過文獻梳理可發現，目前關于城市化子系統的文獻大多集中于：側重于城市化的一個或兩個方面，缺乏系統性觀點;嚴重依賴于平均賦權的耦合協調度函數;缺乏對城市化各子系統之間的動態關系的分析。雖然徐小欽、袁凱華對城市化各子系統的互動關系有研究，但由于我國各地區的城市化水平的影響因素是不一樣的，導致各子系統之間的動態關系可能不同。因此，有必要進一步分地區研究各子系統的動態關系，為區域制定科學合理的城市化戰略提供參考性資料。

二、模型設立、指標選取說明

（一）模型設定

向量自回歸（VAR）雙變量模型既可以檢驗變量之間的長期穩定關系，又能用于時間序列預測和隨機擾動對變量系統的動態影響。現有理論文獻沒有明確表述人口城市化、經濟城市化和空間城市化三者之間的關系。因此，選擇VAR模型，既能克服上述問題，又能了解三者之間的動態關系。

根據VAR模型的基本思想，本文構建的模型如下：

Yi=β0+βjYi-1+εi ? （1）

其中，Yi為包含人口、經濟、空間城市化的3×1維的內生變量，β0為3×1維的截距向量，q為最佳滯后階數，βj為對應的滯后系數矩陣，εi為隨機擾動項，i表示年份。

（二）指標選取及其計算說明

基于現有文獻，為避免單一指標對城市化測量的誤差，本文參考陳明星、陸大道等[14]的做法，遵循指標定義的科學性、數據來源的客觀性、指標體系的系統性及可操作性原則，將城市化水平體系進行了綜合測度構造，具體指標（見表1）。

數據過大會影響計算的精確性，因此對原始數據除了比重指標外，其他指標的數據均進行對數化處理。為避免指標賦權的主觀因素影響，本文采用熵值法確定各子系統各指標的權重。具體計算步驟如下：

1.數據的標準化處理

由于各指標的量綱、數量級不同，故首先應對原始數據進行標準化處理：

x'

ij= ? ? （2）

式中xij是第i年份第j項指標的原始數值，xjmin、xjmax分布代表數據使用年限期間第j項指標的最小值和最大值，x'

ij為標準化處理后的數據。但標準化的結果會出現“0”值。為了使數據處理后對數取值有意義，文中將標準化后數據整體向右平移一個單位，即將每個數值加1。

2.計算第j項指標的信息熵

P

ij= ? ?（3）

Ej=-P

ijlnpij ? ? ?（4）

式（1）中pij為第j個指標的特征比重，Ej為信息熵。

3.計算第j項指標的權重

設m為指標個數，則：

Wj= ? （5）

4.計算第i年各子系統的得分

Si=Wjx'

ij ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（6）

本文所采用的數據為時間序列數據，樣本數據均來源于歷年《湖南統計年鑒》。在數據選取過程中，考慮到指標的綜合性，因此本文數據的選取在兼顧指標全面性和樣本容量足夠大的情況下，最終選取了1986—2013年的相關數據作為樣本數據，以進行相關的實證研究 。

三、實證分析

（一）單位根檢驗

由于經濟變量的時間序列數據通常是不平穩的，因此采用ADF檢驗方法對所選變量進行單位根檢驗，以避免出現偽回歸現象。具體檢驗結果（見表2）。

從表2可知，即使在10%的顯著水平下，變量PUR、EUR和SUR的ADF統計量都不顯著，這說明上述序列都存在單位根。對這些序列進行一階差分后，再進行ADF檢驗時，各一階差分序列在給定的顯著性水平下是平穩的。所以，各變量均為一階單整序列，符合協整檢驗的條件。

（二）協整檢驗

對變量進行協整關系檢驗時，通常采用E-G兩步法或Johansen檢驗法。由于Johansen協整檢驗具有功效更穩定、檢驗結果更可靠的優勢。因此，本文采用了Johansen檢驗。

為保證協整關系在統計上的可信度，應先確定最佳滯后階數，再進行協整分析。在時間序列模型中，常用AIC、SC、LR、FPE和HQ準則來確定最佳滯后階數。表3給出了滯后階數從0-4階所對應的VAR（p）的LR、AIC、SC、FPE和HQ準則的檢測值，并用“*”標記出根據相應準則確定的滯后階數，最終確定模型的最佳滯后階數為4階。

根據最佳滯后階數為4，變量PUR、EUR和SUR都服從I（1）過程，滿足協整檢驗的條件，對各組變量進行Johansen協整檢驗，檢驗結果（見表4）。

從表4中可以看出，檢驗中的跡檢驗都在5%的顯著性水平下拒絕r≤0和r≤1的零假設假設，而接受 r≤2的假設，表明三者之間存在兩個協整向量，這就說明三者之間有長期協整關系。實際中一般只關注同時含有三者的協整關系，因此將這種關系表示如下式（7）、式（8）和式（9）。中括號內的數字為各式子中被解釋變量系數的t統計量。

PUR=0.6096EUR+0.5333SUR-0.2596 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （7）

[2.89634] ? ? ? [2.38487]

EUR=0.4122PUR+0.5655SUR+0.0732 ? ?（8）

[2.896340] ? ? ?[3.337115]

SUR=0.3475PUR+0.5450EUR+0.1558 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （9）

查表可知，式（7）和式（9）的系數在5%的顯著性水平下顯著，式（8）的系數在1%的顯著性水平下顯著。從式（7）中可以看出，經濟城市化和空間城市化對人口城市化都有正向的影響，當經濟城市化和空間城市化分別每提高1%時，人口城市化至少會分別提高5%以上。式（8）表示人口城市化和空間城市化對經濟城市化有正的影響，且當經濟城市化分別收到前兩者的影響時，會有不同程度的提高。同樣，從式（9）中可看出，人口城市化和經濟城市化對空間城市化有促進作用，當人口城市化每提高1%時，空間城市化會提高3.48%;而當經濟城市化提高1%時，經濟城市化會提高5.45%。

（三）誤差修正模型

基于協整檢驗，根據Granjer定理，建立誤差修正模型，用以反映變量偏離長期均衡關系的程度，將它們的短期行為與長期行為聯系起來。根據Johansen協整檢驗結果設定誤差修正模型（VECM），結果（見表5）。

檢驗結果顯示：在長期，人口城市化、經濟城市化和空間城市化三者之間相互影響、相互促進;但是就短期而言，三者之間的關系并不穩定，可能是相互促進，也可能會有負面效應。

（四）Granger因果關系檢驗

協整檢驗只能表明人口城市化、經濟城市化和空間城市化三者之間存在一定的長期均衡關系，但是這種關系能否分析變量之間的因果關系，還有待進一步用Granger因果關系檢驗法驗證。基于VAR（4）模型，對變量進行Granger因果關系檢驗，檢驗結果（見下頁表6）。

從下頁表6中可看出，PUR與SUR存在著雙向Granger因果關系;EUR是PUR的Granger原因，反之則不是;EUR與SUR之間不存在Granger因果關系。這說明，湖南省人口城市化與經濟城市化之間存在著互為Granger因果關系，經濟城市化是人口城市化的Granger原因，但是經濟城市化和空間城市化之間并不存在Granger因果關系。

（五）脈沖響應分析

為了準確刻畫PUR、EUR和SUR三者之間的關系，本文使用Eviews6.0，借助脈沖響應分析法，畫出PUR、EUR和SUR分別受到分別受到其他兩個變量一個單位標準差沖擊后的脈沖響應函數圖（見下頁圖1、圖2和圖3）。

從圖1可知，對于來自經濟城市化和人口城市化的一個單位標準差沖擊，人口城市化的響應是正向的，但是這種響應并未隨著時間的推移而變得穩定。從圖2可知，經濟城市化對來自人口城市化和空間城市化的沖擊，其響應也是正向的，雖然前期響應程度有波動，但逐漸趨于穩定。而從圖3可知，空間城市化對于來自其他兩個變量的一個標準差沖擊，其響應是波動不定，但整體效應是正向的。

結論及政策建議

本文在湖南省統計年鑒數據基礎上，通過構建城市化綜合測度體系，利用熵值法測算了1986—2013年湖南省的綜合城市水平。在借助VAR模型及以此為基礎的格蘭杰因果檢驗和脈沖響應分析，得出以下結論：湖南省人口、經濟空間的城市化三者之間存在著長期協整的關系;就短期而言，三者之間的關系并不穩定，可能是相互促進，也可能會有負面效應;湖南省人口城市化與經濟城市化之間存在著互為Granger因果關系，經濟城市化是人口城市化的Granger原因，但是經濟城市化和空間城市化之間并不存在Granger因果關系。

根據以上結論，本文認為，首先，深化改革戶籍制度、社會保險制度及就業制度;其次，控制大城市規模，避免因過度集聚而引起規模不經濟;再次，繼續深化經濟體制改革，調整產業結構，推進產業結構向合理化、高級化發展;最后，城市空間要依據當地城市人口規模、經濟發展水平而定，政府應當減少盲目擴張、投資過度的行為。