湖南省城鄉一體化水平的影響因素實證分析

湯春玲，馬躍如，熊曦

（1.中南大學商學院，長沙410083；2.中南林業科技大學經濟學院，長沙410000）

湖南省城鄉一體化水平的影響因素實證分析

湯春玲1，2，馬躍如1，熊曦2

（1.中南大學商學院，長沙410083；2.中南林業科技大學經濟學院，長沙410000）

城鄉一體化是新階段推進區域經濟增長的動力源泉，而找準城鄉一體化的影響因素是推進城鄉一體化水平提升的關鍵。文章從城鄉發展水平、城鄉均衡水平、城鄉協調水平三個層面選取13個指標衡量城鄉一體化水平，結合湖南的實際情況和數據，利用協整分析和格蘭杰因果檢驗，分析影響城鄉一體化水平的關鍵因素。研究認為：從長期看，城鄉發展水平拉動城鄉一體化水平的效應比城鄉均衡水平和城鄉協調水平的拉動效應要大，但短期內，城鄉均衡水平和城鄉協調水平對城鄉一體化水平的拉動效應比城鄉發展水平的拉動效應要大。

湖南省；城鄉一體化水平；影響因素；實證分析

0　引言

在推進城鄉一體化的進程中，首要明確的就是城鄉一體化的水平到底如何，有些什么差距，這些差距又主要受到哪些因素影響，進而針對這些影響因素提出有針對性的建議，推動城鄉一體化水平的提高，從而縮短城鄉差距，提高整個區域的經濟社會發展水平。對此，理論界開展了大量的研究，學者主要就城鄉一體化水平展開了測度。作為中部地區的湖南，近年來湖南統籌城鄉發展，推動城鄉一體化的工作取得了很大成績，研究湖南城鄉一體化水平的影響因素，得出相應的啟示和建議，對于促進湖南城鄉一體化邁上新臺階，給其他省份提供示范和借鑒，具有重要的現實意義。有鑒于此，本文將利用協整分析，深入探討湖南城鄉發展水平、城鄉均衡水平、城鄉協調水平對城鄉一體化水平的影響，以提供相關參考和指導。

1　變量選取

城鄉一體化是城鄉發展水平、城鄉均衡水平以及城鄉協調水平的全面集成，因此，影響城鄉一體化的變量設計要考慮城鄉一體化的基礎，并據此建立起反映城鄉均衡、協調發展程度和水平的指標集合，體現城鄉相互融合、均衡、協調發展的水平。因而不是簡單羅列一些與城鄉一體化概念相關的指標，同時，指標體系之間既要相互聯系又要相互獨立，并能采用量化手段進行量化，在此基礎上，兼顧指標選取的全面性以及數據查找的可行性，本文借鑒相關研究成果從城鄉發展水平、城鄉均衡水平、城鄉協調水平三個層面構建了13個反映城鄉一體化的具體指標（如表1），并選取湖南省1992—2014年的統計年鑒數據。以這些指標數據各年度的綜合主成分得分來衡量城鄉一體化水平（CXYTH），同時，也以城鄉發展水平（CXFZ）、城鄉均衡水平（CXJH）、城鄉協調水平（CXXT）的各年度主成分得分為變量，分析城鄉發展水平和城鄉均衡水平、城鄉協調水平對湖南省城鄉一體化水平的影響。

由于數據的對數變換不改變原有的協整關系，并能使其線性趨勢化，在一定程度上可以消除時間序列中存在的異方差現象，因此對變量進行自然對數變換，分別記為ln CXYTH、ln CXFZ、ln CXJH、ln CXXT，用d ln CXYTH、d ln CXFZ、d ln CXJH、d ln CXXT分別表示各變量的一階差分。

表1　城鄉一體化影響因素的指標選取

2　實證過程與結果分析

本文運用Eviews6.0進行實證分析。

2.1變量的平穩性檢驗

由于所選取的變量數據均為年度時間序列數據，在時間序列分析中，為避免“偽回歸”現象，需先檢驗變量的平穩性。本文采用ADF單位根檢驗方法對各變量的對數序列及其差分序列進行平穩性檢驗，結果如表2所示。

表2　單位根檢驗結果

由表1知，在5%的顯著性水平下原序列都是不平穩序列，而差分序列都是平穩序列。因此，ln CXYTH、ln CXFZ、ln CXJH、ln CXXT都是一階單整序列，即城鄉發展水平、城鄉均衡水平、城鄉協調水平與城鄉一體化水平可能存在長期穩定的協整關系，并且可以直接用最小二乘法確定其協整關系。下面先對變量進行協整檢驗。

2.2滯后階數的確定

進行Johansen協整檢驗前需確定模型的最優滯后階數，滯后階數的選取可直接影響到被估參數的有效性。通過多次實驗，當滯后階數為2時，AR根均落于單位圓內，說明模型是穩定的，可以保證檢驗結果的有效性。同時利用滯后長度標準的六個準則進行檢驗比較，并考慮模型的擬合優度情況，其選擇準則的取值情況如表3所示，通過比較分析，確定選擇滯后兩階。

表3　滯后階數選擇準則取值情況

2.3協整檢驗

Johansen協整檢驗有特征根跡檢驗和最大特征值檢驗兩種方法。對lnCXYTH、lnCXFZ、lnCXJH、lnCXXT四個變量進行協整檢驗，兩種方法的檢驗結果分別如表4和表5所示。由表4、表5知，跡統計量檢驗結果和最大特征值統計量檢驗結果均表明，在5%的顯著性水平下，四個變量之間存在兩個協整關系。則在95%的置信水平下，湖南省城鄉發展水平、城鄉均衡水平、城鄉協調水平與其城鄉一體化水平之間存在長期穩定的協整關系，根據變量平穩性檢驗結果，可直接用最小二乘法確H=0.6846 ln CXFZ+0.30定其協整關系，協整關系表達式為：

表4　跡統計量檢驗結果

表5　最大特征值統計量檢驗結果

模型的擬合優度檢驗調整后R2（0.9086）結果表明，模型的擬合度較好，回歸方程的解釋能力有90.86%，即城鄉發展水平和城鄉均衡水平、城鄉協調水平能夠對城鄉一體化水平的90.86%做出解釋；D.W檢驗值接近2，表明該模型不存在明顯的序列相關性；同時變量的回歸系數都在1%的顯著性水平下顯著。

協整關系（1）表明，湖南省城鄉發展水平和城鄉協調水平、城鄉均衡水平對城鄉一體化水平都產生正向影響。城鄉發展水平每增長一個單位，將會促進城鄉一體化水平增長0.5175個單位，城鄉協調水平每增加一個單位，會促進城鄉一體化水平增長0.2094個單位，城鄉均衡水平每增加一個單位的變動，會促進城鄉一體化水平增長0.2731個單位。同時，協整關系也表明，從長期看，城鄉發展水平對湖南城鄉一體化水平的正向影響大于城鄉協調水平和城鄉均衡水平的正向影響。這也是與湖南經濟發展的現階段實際相吻合的。尤其是近年來，湖南加快轉變城鄉二元結構，積極探索建立以城帶鄉、以工促農的長效機制，城鄉一體化取得了明顯的成效，城鎮化率穩步提升（從2001年的城鎮化率11.5%上升到2014年的47.96%，提高了36.46個百分點）、城鄉基礎設施得到明顯改善（專門出臺《關于加強城鎮基礎設施建設投融資工作的指導意見》，有效地拉動了城鄉基礎設施改善）、城鄉差距進一步縮小（近幾年來，國家在收入分配政策上向低收入群體和農村居民傾斜，提高最低工資和低保標準，加大對農村的投入和轉移支付力度，努力縮小居民收入差距，取得了較好的效果。2015年全省居民人均可支配收入19317元，比2014年名義增長9.6%。且2010年城鄉居民收入比為2.84：1，2014年為2.64：1，2015年進一步縮小到2.62：1，可見，城鄉居民的收入差距也在進一步縮小中）。由此看來，湖南省城鄉發展水平、城鄉均衡水平、城鄉協調水平的發展，有力地支撐了湖南城鄉一體化的水平提高。

2.4Granger因果檢驗

為分析湖南省城鄉發展水平、城鄉均衡水平、城鄉協調水平對城鄉一體化水平之間長期穩定的均衡關系是否構成因果關系，本文對變量進行Granger因果檢驗，檢驗結果如表6所示。

表6　Granger因果關系檢驗結果

由變量之間的Granger因果關系檢驗結果可知，在5%的顯著性水平下，短期內，ln CXXT與ln CXYTH構成雙向Granger因果關系，ln CXJH是ln CXYTH的單向Granger原因；長期來看，ln CXXT、ln CXJH均不是ln CXYTH的Granger原因，但ln CXYTH是ln CXFZ的單向Granger原因，ln CXXT、ln CXJH均是ln CXFZ的單向Granger原因。

這意味著，一方面，短期看，城鄉均衡水平、城鄉協調水平都是湖南省城鄉一體化水平的原因，事實上，“十一五”以來，湖南省開展新農村建設，農村基礎設施條件得到改善，全省建成鄉村公路18萬多公里，100%的鄉鎮、99.8%的行政村通公路，99.7%的鄉鎮、86%行政村實現了主干道硬化。完善了農村飲水安全工程、戶戶通電工程、實現互聯網寬帶，城鄉差距進一步縮小。與此同時，湖南積極推進城鄉公共服務一體化建設，基本公共服務體系的覆蓋范圍在擴大、服務水平在提高。在確保農村教育經費保障水平提高、積極推進城鄉統籌就業、逐步建立覆蓋農村的醫療和社會保障制度、構建農村公共文化服務體系等發面也取得了重大突破，如截至2014年底，全省城鄉居民社會養老保險制度實現全覆蓋，新型農村養老保險參保人數接近100%，通過城鄉均衡、城鄉協調發展讓城鄉一體化取得了實實在在的成效。另一方面，從長期來看，城鄉發展水平對城鄉一體化水平的促進效應很顯著，隨著城市經濟在社會經濟中的影響力逐步擴大，湖南城市化進程明顯加快，城鎮化的空間也十分明顯，盡管目前湖南新型城鎮化快速發展，常住人口城鎮化率50.9%，城鎮人口首次超過農村人口，但目前尚未達到全國平均水平（56.1%），仍需加快城鎮化率的步伐，并進一步推動城鄉均衡水平、城鄉協調水平的提高，對整個湖南城鄉一體化水平也是十分有益的。

3　結論

通過以上實證分析，本文得出如下幾個結論：（1）城鄉發展水平、城鄉均衡水平、城鄉協調水平與城鄉一體化水平之間存在著密切的聯系，且對湖南城鄉一體化水平有著正向影響，與城鄉均衡水平相、城鄉協調水平相比較，城鄉發展水平更加有利于湖南城鄉一體化水平提高。（2）城鄉發展水平對城鄉一體化水平的長期效應比較明顯，而城鄉均衡水平、城鄉協調水平對城鄉一體化水平的短期效應比較明顯，目前正是加快城鄉均衡水平、城鄉協調水平提升的有利時機。

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（責任編輯/浩天）

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1002-6487（2016）19-0106-03