甘肅省城鎮化與經濟增長互動關系的實證研究

戴佳成，汪慧玲

（蘭州大學經濟學院，甘肅 蘭州 730030）

0 引言

從改革開放到2016年甘肅省城鎮化水平由14.41%提高到44.69%，人均生產總值由348元增加至27 458元，盡管與東中部省份有較大差距，但隨著城鎮化水平的提高，甘肅省經濟發展步伐也在加快。在“一帶一路”建設指引下，甘肅省作為連通內陸地區與其他國家的重要樞紐，應發揮極為重要的作用，在實際發展中，到底應該以城鎮化建設為中心，還是以經濟發展為目標來拉動城鎮化發展？本文將對這一問題進行相關實證分析，以期為甘肅省推動城鎮化發展、加快經濟建設提供一定的決策基礎。

對于城鎮化水平與經濟增長之間的互動關系，已有大量文獻對其進行了研究。陳陣（2013）以向量自回歸的方式進行分析發現：湖南省的經濟增長和城鎮化之間有比較明顯的促進作用，其中農村城鎮化對經濟發展產生的效應較強。齊紅倩等（2015）通過時變參數向量自回歸模型的構建，認為改革開放以來我國城鎮化與經濟增長長期相互推動發展，兩者相互促進的關系在2005年以后逐漸弱化，尤其在經濟新常態時期有明顯的下降。范兆媛和周少甫（2017）以熵權法構建新型城鎮化評價指標，并利用短面板動態空間誤差模型進行分析，發現我國城鎮化和經濟增長之間的相互推動關系比較明顯，尤其是城鎮化對經濟增長的正向影響，但這一影響存在明顯的區域差異。

1 實證分析

1.1 相關變量選取

文章使用人均生產總值的自然對數lngdp表示經濟增長狀況，并使用價格指數對其進行調整，dlngdp為其一階差分序列。對于甘肅省城鎮化水平的衡量上，借鑒以往文獻衡量的方法，采用城鎮人口數比上總人口數再取自然對數的方法即lnur來表示，dlnur為其一階差分序列。本文實證研究部分所需數據主要來自《甘肅省統計年鑒》，時間區間為1978-2016年。

通過lnur與lngdp的趨勢圖可發現兩者均有上升的趨勢，說明兩者之間呈現相關性的可能性較大，進一步計算兩者間的相關系數高達0.9764，表明甘肅省城鎮化水平與經濟增長之間具有非常強的相關性。

1.2 ADF單位根檢驗

在進行協整檢驗和建立VAR模型之前，對甘肅省城鎮化水平和經濟增長兩個時間序列進行平穩性檢驗。在檢驗過程中經多次嘗試并結合AIC準則確定適當的滯后階數，最終ADF單位根檢驗結果見表1。由表1可知，經過一階差分后，甘肅省城鎮化與經濟增長序列無單位根，已是平穩時間序列，所以lngdp與lnur均為一階單整序列，即lnur～I(1)，lngdp ～ I(1)。

表1 lngdp和lnur的ADF檢驗

表2 VAR模型

1.3 協整檢驗

因lnur和lngdp均為一階單整序列，滿足協整檢驗所要求的前提條件，采用EG兩步法進行協整檢驗。協整回歸方程如下：

lnur=0.3424lngdp-3.8040，R2=0.9533，F=755.28，DW=0.1323

由方程的DW統計量遠小于2可知方程存在自相關，對殘差進行滯后項的自回歸后，懷疑存在2階自相關，從而繼續對方程進行BG檢驗，chi2統計量為32.135，P值為0，確定了該回歸模型為二階序列相關。為了消除自相關帶來的影響，本文采用廣義差分法對模型進行修正，修正后的回歸方程為：

圖1 甘肅省城鎮化與經濟增長趨勢

lnur=0.3411lngdp-3.7920，R2=0.9949，F=2160.67，DW=2.0525

調整后的回歸方程在擬合度和整體顯著性上都優于之前的方程，且DW統計量接近2，說明方程不存在序列相關性。回歸方程表示：甘肅省經濟增長每提高1%，會引起甘肅省城鎮化水平上升0.3411%。對修正后的殘差進行ADF單位根檢驗，檢驗結果顯示即使在1%的顯著性水平下，統計量為-6.062小于臨界值-3.675，即方程的殘差通過了ADF檢驗，表明殘差序列不存在單位根，是平穩時間序列。所以lnur與lngdp之間存在(1,1)階協整關系，即甘肅省城鎮化與經濟增長之間存在一個長期穩定的均衡關系。

1.4 向量自回歸模型

由單位根檢驗可知lngdp和lnur都是一階單整序列，因此取這2個變量的一階差分即dlngdp和dlnur構建向量自回歸模型，首先確定向量自回歸模型的滯后階數。經計算并根據AIC、HQIC、SBIC 3種準則，模型的滯后階數確定為1，分別將dlngdp和dlnur滯后1期的值作為內生變量建立VAR模型，估計結果見表2。

表2中dlngdp和dlnur為被解釋變量，L.dlngdp和L.dlnur分別為其一階滯后變量。由P值可以看出，方程中所估計的4個系數只有一個不甚顯著。第一個方程顯示：當前的dlngdp和其自身的滯后值有比較大的相關性。第二個方程顯示：當前的dlnur和其自身的滯后值以及dlngdp的滯后值都有較為顯著的相關性。對該VAR模型的穩定性進行檢驗，圖2顯示兩個特征值都在單位圓之內，因此VAR系統是穩定的，擬合情況較好，解釋力強。

1.5 脈沖響應函數及預測方差分解

在控制其他因素不變的情況下，脈沖響應函數曲線反映的是對某個內生變量產生外部沖擊后，它對自身及其它內生變量的影響。圖3是上述向量自回歸模型的脈沖響應曲線。第一個變量表示沖擊來源，第二個變量則做出反應。

圖2 VAR模型穩定性判別圖

圖3表明，甘肅省城鎮化水平與經濟增長相互影響的效果具有一定的差異，經濟增長受到外部沖擊產生變化后，對其自身有顯著的影響，對城鎮化水平也有較為明顯的影響。而城鎮化水平受到外部沖擊產生變化后對自身有較為明顯的影響，但對經濟增長幾乎沒有產生影響。說明了甘肅省經濟增長能夠有效地影響城鎮化水平，且呈現出穩定、持續時間較長的趨勢，而甘肅省城鎮化水平對經濟增長的推動作用卻相對較弱。

本文使用方差分解法分析城鎮化以及經濟增長對它們自身變化的貢獻程度，以確定它們相互影響作用的強弱。分析結果見表3。

圖3 脈沖響應函數曲線

從表3中可以發現：第1期甘肅省經濟增長的預測方差只受到自身波動的影響，而且在以后的時期內，經濟增長的預測方差受城鎮化水平的影響要顯著地小于受自身波動的影響，受自身的影響高達98%。而城鎮化水平對甘肅省經濟增長預測方差的貢獻度在前3期都不到1%，從第4期才開始顯現，且僅僅維持在1%左右的水平。這意味著甘肅省經濟增長主要受自身的影響，城鎮化水平對其的作用很小。另一邊城鎮化水平的預測方差在第1期就受到了經濟增長的影響，從第2期開始變得顯著，達到6.7%，并且呈現出較快的增長趨勢，到第8期時已經上升到16.3%。與此同時，城鎮化水平的預測方差受自身的影響是不斷降低的，從第1期的99.9%下降到第8期的83.7%。這些結果表明甘肅省經濟增長能夠有效地影響城鎮化水平，這與脈沖響應曲線分析的結果相一致。

1.6 格蘭杰因果關系檢驗

使用Granger檢驗對2個變量間的因果關系進行檢驗。結果見表4。

表4表明：在5%的顯著性水平下，接受“甘肅省城鎮化水平不是經濟增長的格蘭杰原因”的原假設，而拒絕“甘肅省經濟增長不是城鎮化水平的格蘭杰原因”的原假設，即甘肅省經濟增長構成城鎮化的原因很顯著，但是城鎮化水平構成經濟增長的原因還不顯著，這與之前分析的結果相一致。由此可見，自改革開放以后，甘肅省的經濟增長有效地推動了城鎮化的發展，但城鎮化水平的提高并沒有顯著的推動經濟發展。

表3 dlngdp與dlnur的方差分解表

表4 Granger因果關系檢驗表

2 結語

經本文分析發現，甘肅省經濟增長能夠有效地影響城鎮化水平，且呈現出穩定、持續時間長的趨勢，而甘肅省城鎮化水平對經濟增長的影響卻相對較弱或不顯著。產生這一現象的原因可能是：隨著科學技術的不斷發展，農業生產率提高帶動了農業快速發展進而提高了農村人口的收入水平，農村人口的進城意愿更加強烈，同時城鎮在衣食住行、社會保障等方面對農村人口的吸引力越來越大，導致大量的農村人口向城市遷移，使甘肅的人口城鎮化水平顯著上升。另一方面，甘肅省的主要產業類型為農業和工業，第三產業即服務業的發展比較緩慢，城鎮的各項功能不完善，導致城鎮化的效益無法充分發揮。

基于以上結論，甘肅省在經濟發展中應密切注意城鎮化與經濟增長的關系，切勿盲目推進城鎮化建設。對于甘肅省來說，盲目推進城鎮化建設不僅不能拉動經濟增長，還會引發一系列經濟、社會問題。同時甘肅省應積極轉變經濟發展方式，優化產業結構，大力推進第三產業發展，增加服務業比重，以第三產業帶動經濟增長，完善城鎮各類功能，充分發揮城鎮的效用，使城鎮能夠有效拉動鄉村及周邊地區經濟發展，最終促進甘肅省城鎮化建設與經濟增長相互推動，以經濟增長帶動城鎮化建設，提高生活水平，城鎮化再反向推動經濟增長，使兩者間形成和諧、良好的互動關系。