對外經貿與新型城鎮化——以廣西為例

□王鑫

對外經貿與新型城鎮化——以廣西為例

□王鑫

（廣西師范學院經濟與管理學院廣西南寧530229）

本文根據廣西壯族自治區2000年～2014年的相關統計數據，利用線性回歸及Granger因果關系檢驗實證分析了廣西對外經濟貿易與新型城鎮化的內在聯系。結果顯示：對外經濟貿易的增長對人口城鎮化率的提高有顯著的促進作用，在滯后2期，出口額是城鎮化水平提高的Granger原因，在滯后1-2期，進口額是城鎮化水平提高的Granger原因。最后，根據實證結果給出了促進新型城鎮化的相關建議。

新型城鎮化；對外經貿；廣西

黨的十八大提出了走以人為核心的新型城鎮化道路，要求破除城鄉二元結構，實現城鄉一體化，而不是搞盲目的“自我造城”運動。同時，改革開放以來，對外經濟與貿易飛速發展，我國已深深融入世界經濟體系之中，世界的發展離不開中國，中國的發展也不能脫離世界。就廣西而言，2015年，其人口城鎮化率為47.06%，貨物進出口總額達512.62億美元，外商直接投資額17.22億美元。新型城鎮化除受經濟發展、產業升級、人口流動等因素的影響外，對外經貿的發展是否也加快了新型城鎮化進程？其作用機制如何？影響程度有多大？這是需要繼續研究的問題。

1　對外經貿推進新型城鎮化發展的機制

首先，進出口貿易是經濟拉動增長的“三駕馬車”之一，經濟增長是新型城鎮化的建設的基礎，沒有生產資料的極大豐富，就沒有真正的城鎮化。其次，對外開放程度增大，增加了市場需求，促進產業升級，吸引了資本和勞動力的聚集，使得原先的農業人口不斷遷移到城市或進入二三產業從事生產。最后，外商對本地區的投資活動一定程度上為新型城鎮化提供了金融支持，解決了健身資金來源不足的問題。

2　對外經貿對新型城鎮化影響的實證檢驗

2.1指標選取與數據來源

對外經貿的發展程度用進口總額、出口總額和外商直接投資來衡量，本著科學性、合理性和數據可獲得性的原則，文章選取了廣西2000年～2014年城鎮化、出口、進口和外商投資的相關統計資料，數據來源于《廣西壯族自治區統計年鑒》。城鎮化水平用人口城鎮化率衡量；對外經貿的相關指標選取出口總額、進口總額和外商直接投資額，其相關數據以美元為單位計量。為解決時間序列中可能存在異方差的問題，同時使數據更加平穩，對變量數據取自然對數。廣西的人口城鎮化化率（URB）、出口額（EX）、進口額（IM）和外商對其投資（FIN）取自然對數后分別用lnURB、lnEX、lnIM和lnFIN表示。

2.2平穩性檢驗

回歸分析之前，為了解決虛擬回歸問題，首先要對時間序列各變量數據進行平穩性檢驗。目前來說，單位根檢驗是很有效的一種序列檢驗工具，利用Eviews7.0計量經濟軟件對ln URB、lnEX、lnIM和lnFIN的平穩性進行檢驗，其結果如表1，從水平檢驗的結果看，除lnIM外，其它變量均未通過顯著性檢驗。一階差分的結果表明：所有變量均通過10%的顯著性水平檢驗，不存在單位根，為平穩的時間序列。

表1　單位根檢驗結果

2.3協整檢驗

上文單位根平穩性檢驗的結果表明：lnURB、lnEX、lnIM和lnFIN均為一階單整，故可以進行下一步的協整檢驗。對于多變量的檢驗，采用Johanson協整檢驗方法，跡統計量與最大值統計量都大于5%置信水平的臨界值，拒絕不存在協整關系的原假設，即變量間存在協整關系。

2.4回歸分析

為探究對外經貿的發展對新型城鎮化水平的影響，建立模型如下：

其中，ln是自然對數符號，茁1、茁2、茁3為回歸系數，C是常數，3是隨機擾動項。運用EVIEWS 7.0軟件，采用最小二乘法對模型進行回歸分析，其結果如下所示。

從結果可以看出，可決系數為0.991 146，F檢驗值410.452 2，說明整體回歸結果顯著，所建模型整體上對樣本數據擬合較好，即解釋變量出口額、進口額與外商投資對被解釋變量廣西人口城鎮化率的絕大部分差異做出了解釋。在5%的檢驗水平下，由DW統計表可知dL=0.82，dU=1.75，回歸模型的DW值（1.421 904）位于dL與4-dU之間，可判定序列不存在自相關。lnEX、lnIM和lnFIN的回歸系數分別為0.120 271、0.052 039、-0.013 049，其回歸系數的t值分別為3.513 579、1.980 582、-0.602 154，茁1、茁2的t值分別通過1%和10%的顯著性水平檢驗，茁3的t值不能通過顯著性檢驗，說明廣西的出口額、進口額對新型城鎮化有顯著的推動作用，外商投資的作用卻是不顯著的。

2.5格蘭杰檢驗

上文的實證結果說明廣西的城鎮化水平與對外經貿存在長期穩定的關系，為探究其具體的因果關系，需對其進行Granger因果關系檢驗，發明者格蘭杰將其定義為“依賴于使用過去某些時點上所有信息的最佳最小二乘預測的方差”。分別取滯后1期和滯后2期，檢驗對外貿易與城鎮化進行Granger因果關系，其結果如表2。在滯后期為1（本文1個數據滯期為1年）的時候，對于lnIM不是lnURB的Granger成因的原假設，其概率是0.000 3（小于0.01），因此至少在95%的置信水平下，可以認為lnIM是lnURB的Granger成因，表示進口額的增加是推動城鎮化率提高的的Granger原因；在滯后2期，對于lnEX、lnIM不是lnURB的Granger原因的假設，概率分別為0.078 3、0.002 4，故拒絕原假設，lnEX、lnIM都是lnURB的Granger成因。

3　結論與建議

本文通過時間序列分析中的回歸分析以及Granger因果關系檢驗，探討了廣西對外經貿與城鎮化發展水平之間的關系，得到以下幾點結論：1、廣西的進出口對新型城鎮化的發展有顯著的促進作用，變量之間存在長期穩定的關系。具體而言，lnEX每增長1%，lnURB將增長0.12%，lnIM每增長1%，lnURB將增長0.052%，外商投資回歸系數的t值不能通過顯著性檢驗，故不能說明外商投資對新型城鎮化有顯著的推動作用。2、通過Granger因果關系檢驗可知，lnEX、lnIM是lnURB的Granger原因，而lnURB不是lnEX、lnIM的Granger原因。進出口貿易的發展與新型城鎮化水平提高存在單向的Granger因果關系。

表2　格蘭杰因果關系檢驗結果

基于上文的分析，我們提出以下建議，以期能對廣西新型城鎮化的發展有一定的指導作用。1.繼續加強對外開放的力度，提升對外開放的層次，廣西作為既沿海又沿邊的省份，其對外貿易發展有獨特的優勢，要把握“一帶一路”的歷史契機，加強與外國尤其是東盟國家的合作與交流。廣西現已成為我國與東盟合作的窗口，是推進中國－東盟經貿發展的戰略重鎮，擴大出口與進口的規模，優化貿易結構。重點支持優勢特色產品擴大出口，穩定和引導大宗商品進口，積極擴大高技術產品設備和化石能源原材料的進口，適度擴大消費品進口，加快服務貿易的發展。2做好合理規劃，積極引導對外經貿為新型城鎮化建設服務，因地制宜，制定差異化戰略，加強立城產業的引入。建設和完善中心城市通達沿邊沿海地區及與周邊國家基礎設施，推進互聯互通，加強口岸建設。通過貿易的發展為農業轉移人口提供更多的就業機會，利用貿易比較優勢促進特定地區的就地城鎮化。挖掘中小城鎮的潛力，加強與大城市的交流，發揮其產業或資源優勢，提高中小城鎮的吸引力和外開放水平。

1004-7026（2016）10-0026-02中國圖書分類號：F124.1

A

本文10.16675/j.cnki.cn14-1065/f.2016.10.016

民族地區新型城鎮化研究中心資金支持。

王鑫（1991-），男，山東青島人，廣西師范學院經濟與管理學院研究生，研究方向：新型城鎮化，區域財政與金融。