戴佳成，汪慧玲

（蘭州大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，甘肅 蘭州 730030）

0 引言

從改革開放到2016年甘肅省城鎮(zhèn)化水平由14.41%提高到44.69%，人均生產(chǎn)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(zhèn)化水平的提高，甘肅省經(jīng)濟發(fā)展步伐也在加快。在“一帶一路”建設(shè)指引下，甘肅省作為連通內(nèi)陸地區(qū)與其他國家的重要樞紐，應(yīng)發(fā)揮極為重要的作用，在實際發(fā)展中，到底應(yīng)該以城鎮(zhèn)化建設(shè)為中心，還是以經(jīng)濟發(fā)展為目標來拉動城鎮(zhèn)化發(fā)展？本文將對這一問題進行相關(guān)實證分析，以期為甘肅省推動城鎮(zhèn)化發(fā)展、加快經(jīng)濟建設(shè)提供一定的決策基礎(chǔ)。

對于城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長之間的互動關(guān)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(fā)現(xiàn)：湖南省的經(jīng)濟增長和城鎮(zhèn)化之間有比較明顯的促進作用，其中農(nóng)村城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生的效應(yīng)較強。齊紅倩等（2015）通過時變參數(shù)向量自回歸模型的構(gòu)建，認為改革開放以來我國城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長長期相互推動發(fā)展，兩者相互促進的關(guān)系在2005年以后逐漸弱化，尤其在經(jīng)濟新常態(tài)時期有明顯的下降。范兆媛和周少甫（2017）以熵權(quán)法構(gòu)建新型城鎮(zhèn)化評價指標，并利用短面板動態(tài)空間誤差模型進行分析，發(fā)現(xiàn)我國城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長之間的相互推動關(guān)系比較明顯，尤其是城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的正向影響，但這一影響存在明顯的區(qū)域差異。

1 實證分析

1.1 相關(guān)變量選取

文章使用人均生產(chǎn)總值的自然對數(shù)lngdp表示經(jīng)濟增長狀況，并使用價格指數(shù)對其進行調(diào)整，dlngdp為其一階差分序列。對于甘肅省城鎮(zhèn)化水平的衡量上，借鑒以往文獻衡量的方法，采用城鎮(zhèn)人口數(shù)比上總?cè)丝跀?shù)再取自然對數(shù)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(shù)據(jù)主要來自《甘肅省統(tǒng)計年鑒》，時間區(qū)間為1978-2016年。

通過lnur與lngdp的趨勢圖可發(fā)現(xiàn)兩者均有上升的趨勢，說明兩者之間呈現(xiàn)相關(guān)性的可能性較大，進一步計算兩者間的相關(guān)系數(shù)高達0.9764，表明甘肅省城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長之間具有非常強的相關(guān)性。

1.2 ADF單位根檢驗

在進行協(xié)整檢驗和建立VAR模型之前，對甘肅省城鎮(zhèn)化水平和經(jīng)濟增長兩個時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。在檢驗過程中經(jīng)多次嘗試并結(jié)合AIC準則確定適當(dāng)?shù)臏箅A數(shù)，最終ADF單位根檢驗結(jié)果見表1。由表1可知，經(jīng)過一階差分后，甘肅省城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長序列無單位根，已是平穩(wěn)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(xié)整檢驗

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

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

由方程的DW統(tǒng)計量遠小于2可知方程存在自相關(guān)，對殘差進行滯后項的自回歸后，懷疑存在2階自相關(guān)，從而繼續(xù)對方程進行BG檢驗，chi2統(tǒng)計量為32.135，P值為0，確定了該回歸模型為二階序列相關(guān)。為了消除自相關(guān)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(zhèn)化與經(jīng)濟增長趨勢

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

調(diào)整后的回歸方程在擬合度和整體顯著性上都優(yōu)于之前的方程，且DW統(tǒng)計量接近2，說明方程不存在序列相關(guān)性?；貧w方程表示：甘肅省經(jīng)濟增長每提高1%，會引起甘肅省城鎮(zhèn)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(jié)果顯示即使在1%的顯著性水平下，統(tǒng)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(wěn)時間序列。所以lnur與lngdp之間存在(1,1)階協(xié)整關(guān)系，即甘肅省城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間存在一個長期穩(wěn)定的均衡關(guān)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(gòu)建向量自回歸模型，首先確定向量自回歸模型的滯后階數(shù)。經(jīng)計算并根據(jù)AIC、HQIC、SBIC 3種準則，模型的滯后階數(shù)確定為1，分別將dlngdp和dlnur滯后1期的值作為內(nèi)生變量建立VAR模型，估計結(jié)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(shù)只有一個不甚顯著。第一個方程顯示：當(dāng)前的dlngdp和其自身的滯后值有比較大的相關(guān)性。第二個方程顯示：當(dāng)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(guān)性。對該VAR模型的穩(wěn)定性進行檢驗，圖2顯示兩個特征值都在單位圓之內(nèi)，因此VAR系統(tǒng)是穩(wěn)定的，擬合情況較好，解釋力強。

1.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)及預(yù)測方差分解

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

圖2 VAR模型穩(wěn)定性判別圖

圖3表明，甘肅省城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長相互影響的效果具有一定的差異，經(jīng)濟增長受到外部沖擊產(chǎn)生變化后，對其自身有顯著的影響，對城鎮(zhèn)化水平也有較為明顯的影響。而城鎮(zhèn)化水平受到外部沖擊產(chǎn)生變化后對自身有較為明顯的影響，但對經(jīng)濟增長幾乎沒有產(chǎn)生影響。說明了甘肅省經(jīng)濟增長能夠有效地影響城鎮(zhèn)化水平，且呈現(xiàn)出穩(wěn)定、持續(xù)時間較長的趨勢，而甘肅省城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)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(zhèn)化以及經(jīng)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(jié)果見表3。

圖3 脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線

從表3中可以發(fā)現(xiàn)：第1期甘肅省經(jīng)濟增長的預(yù)測方差只受到自身波動的影響，而且在以后的時期內(nèi)，經(jīng)濟增長的預(yù)測方差受城鎮(zhèn)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(zhèn)化水平對甘肅省經(jīng)濟增長預(yù)測方差的貢獻度在前3期都不到1%，從第4期才開始顯現(xiàn)，且僅僅維持在1%左右的水平。這意味著甘肅省經(jīng)濟增長主要受自身的影響，城鎮(zhèn)化水平對其的作用很小。另一邊城鎮(zhèn)化水平的預(yù)測方差在第1期就受到了經(jīng)濟增長的影響，從第2期開始變得顯著，達到6.7%，并且呈現(xiàn)出較快的增長趨勢，到第8期時已經(jīng)上升到16.3%。與此同時，城鎮(zhèn)化水平的預(yù)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(jié)果表明甘肅省經(jīng)濟增長能夠有效地影響城鎮(zhèn)化水平，這與脈沖響應(yīng)曲線分析的結(jié)果相一致。

1.6 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

使用Granger檢驗對2個變量間的因果關(guān)系進行檢驗。結(jié)果見表4。

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

表3 dlngdp與dlnur的方差分解表

表4 Granger因果關(guān)系檢驗表

2 結(jié)語

經(jīng)本文分析發(fā)現(xiàn)，甘肅省經(jīng)濟增長能夠有效地影響城鎮(zhèn)化水平，且呈現(xiàn)出穩(wěn)定、持續(xù)時間長的趨勢，而甘肅省城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟增長的影響卻相對較弱或不顯著。產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因可能是：隨著科學(xué)技術(shù)的不斷發(fā)展，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高帶動了農(nóng)業(yè)快速發(fā)展進而提高了農(nóng)村人口的收入水平，農(nóng)村人口的進城意愿更加強烈，同時城鎮(zhèn)在衣食住行、社會保障等方面對農(nóng)村人口的吸引力越來越大，導(dǎo)致大量的農(nóng)村人口向城市遷移，使甘肅的人口城鎮(zhèn)化水平顯著上升。另一方面，甘肅省的主要產(chǎn)業(yè)類型為農(nóng)業(yè)和工業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)即服務(wù)業(yè)的發(fā)展比較緩慢，城鎮(zhèn)的各項功能不完善，導(dǎo)致城鎮(zhèn)化的效益無法充分發(fā)揮。

基于以上結(jié)論，甘肅省在經(jīng)濟發(fā)展中應(yīng)密切注意城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的關(guān)系，切勿盲目推進城鎮(zhèn)化建設(shè)。對于甘肅省來說，盲目推進城鎮(zhèn)化建設(shè)不僅不能拉動經(jīng)濟增長，還會引發(fā)一系列經(jīng)濟、社會問題。同時甘肅省應(yīng)積極轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，大力推進第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，增加服務(wù)業(yè)比重，以第三產(chǎn)業(yè)帶動經(jīng)濟增長，完善城鎮(zhèn)各類功能，充分發(fā)揮城鎮(zhèn)的效用，使城鎮(zhèn)能夠有效拉動鄉(xiāng)村及周邊地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，最終促進甘肅省城鎮(zhèn)化建設(shè)與經(jīng)濟增長相互推動，以經(jīng)濟增長帶動城鎮(zhèn)化建設(shè)，提高生活水平，城鎮(zhèn)化再反向推動經(jīng)濟增長，使兩者間形成和諧、良好的互動關(guān)系。