周小敏

湖南科技學院經(jīng)濟與管理學院

一、引言

城市化水平可以作為判斷一個國家或地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平高低的重要指標。改革開放以來，隨著湖南省經(jīng)濟的迅速發(fā)展，城市化水平也在不斷提升。2001年至2018年，湖南省城市化率從29%增長至56%，且呈現(xiàn)出快速上升的趨勢。與此同時，城市化進程在湖南省經(jīng)濟社會快速發(fā)展的過程中也發(fā)揮著重要作用。研究湖南省城市化與經(jīng)濟增長之間的關聯(lián)效應，對于湖南省因地制宜地制定科學發(fā)展政策，推動湖南省經(jīng)濟社會的進一步發(fā)展，具有重要的現(xiàn)實研究價值。

國內(nèi)外學者在這方面已經(jīng)做了大量研究。Demetris Stathakis等（2015）的研究表明，相比國家層面，GDP與城市化在區(qū)域?qū)用嫔系恼蜿P聯(lián)明顯更弱。Tahsin Bakirtas等（2018）使用面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，日本的城市化與經(jīng)濟增長之間存在面板格蘭杰因果關系。Hao（2018）的研究結果表明，城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間存在著倒U型關系。朱孔來等（2011）通過運用面板單位根檢驗和協(xié)整檢驗研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化進程與經(jīng)濟發(fā)展之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。杜兆旻等（2012）借助非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，過度城市化對經(jīng)濟發(fā)展的負面效應會抵消投資所帶來的正面效應。成業(yè)（2014）對我國1978-2013年城市化率與經(jīng)濟增長的時序數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，我國的城市化率與經(jīng)濟增長之間存在長期動態(tài)均衡關系。魏姍姍（2016）的研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長對我國的城市化進程具有正向促進作用。

顯然，城市化與經(jīng)濟增長之間存在顯著關聯(lián)效應已被證實。但以往研究均聚焦于國家層面或省級層面，很少有涉及到對城市層面的研究。而中國經(jīng)濟社會發(fā)展呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域異質(zhì)性，所以本文以湖南省的地級市層面為研究對象，選取了2001-2018年湖南省14個市（州）的面板數(shù)據(jù)，對湖南省城市化與經(jīng)濟增長兩者之間的因果關系進行實證分析，并在相關研究的基礎上，為湖南省經(jīng)濟發(fā)展相關政策的制定提供科學依據(jù)。

二、指標選取及計量方法

（一）指標選取

在指標選取方面，選擇城市化率（CSHL），即總?cè)丝谥谐擎?zhèn)人口所占比重來反映城市化水平。由于人均GDP能更好地反映出經(jīng)濟增長，所以選擇人均GDP（PGDP）來反映經(jīng)濟增長。

考慮到湖南省經(jīng)濟社會發(fā)展不均衡，參照通行做法，將湖南省14市（州）劃分為湘北、湘東、湘中、湘西和湘南五個區(qū)域。其中，湘北地區(qū)包括常德和岳陽兩市；湘東地區(qū)包括長沙、株洲和湘潭三市；湘中地區(qū)包括婁底、邵陽和益陽三市，湘西地區(qū)包括湘西自治州、懷化和張家界三市（州）；湘南地區(qū)包括衡陽、永州和郴州三市。

本文選取2001―2018年的湖南省14市（州）的城市化率以及人均GDP的數(shù)據(jù)來進行分析，數(shù)據(jù)從2001―2018年的湖南省統(tǒng)計年鑒上搜集整理得到。

（二）計量方法

進行面板協(xié)整分析之前必須對面板數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，通過面板單位根檢驗來完成。通過平穩(wěn)性檢驗之后，再利用E-G兩步法協(xié)整檢驗對變量之間的長期因果關系進行檢驗。

若CSHL和PGDP是同階單整，則可建立兩者之間的面板回歸模型。若模型（1）的殘差序列平穩(wěn)，說明城市化進程是促進經(jīng)濟增長的長期原因；若模型（2）的殘差序列平穩(wěn)，說明經(jīng)濟增長是推動城市化進程的長期原因。

在此基礎上，通過構建面板誤差修正模型來進一步分析變量間是否存在短期因果關系。

三、實證結果與分析

（一）面板單位根檢驗

本文綜合利用LLC、Fisher-ADF和Fisher-PP三種檢驗方法對CSHL和PGDP進行面板單位根檢驗。通過對全省和五個地區(qū)的數(shù)據(jù)分別進行單位根檢驗來判斷CSHL和PGDP是否平穩(wěn)，單位根檢驗的結果見表1。

由表1可知，全省和五個地區(qū)的原始序列的單位根檢驗結果中，兩個變量在LLC的檢驗結果中均出現(xiàn)了不一致的情況，可以判定CSHL和PGDP為非平穩(wěn)序列。但一階差分序列都通過了顯著性檢驗?？膳卸?，對于全省以及五個地區(qū)而言，CSHL和PGDP兩個變量都是一階單整。

（二）面板協(xié)整檢驗及長期因果關系檢驗

利用E-G兩步法來檢驗變量之間是否存在協(xié)整關系，檢驗結果見表2。

表2 湖南省及各地區(qū)的協(xié)整檢驗結果

其中，湘中地區(qū)模型（1）和（2）以及湘北地區(qū)模型（2）中的Fisher-PP檢驗出現(xiàn)協(xié)整殘差不平穩(wěn)現(xiàn)象。通常情況下，面板數(shù)據(jù)殘差協(xié)整檢驗依據(jù)LLC檢驗以及Fisher-ADF檢驗來進行判斷，當兩種方法的檢驗結果都顯示平穩(wěn)，則可認為該協(xié)整關系平穩(wěn)。總體而言，湖南省以及五個地區(qū)都存在長期協(xié)整關系，可以認為湖南省的城市化水平與經(jīng)濟增長之間維持長期均衡。由于協(xié)整殘差的顯著水平不一致，各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平不同，它們之間的長期均衡關系有所差異。

（三）面板誤差修正檢驗及短期因果關系檢驗

協(xié)整檢驗結果表明，湖南省及各地區(qū)的城市化水平與經(jīng)濟增長存在長期均衡關系，且互為長期因果關系。進一步通過構建誤差修正模型對短期因果關系進行檢驗。對應的誤差修正模型在模型（1）和（2）基礎上變換得到。

表3 湖南省及各地區(qū)的誤差修正模型檢驗結果

由表3可知，湖南省模型（1）的ECM項在1%上顯著為負，證實了城市化是經(jīng)濟增長的長期原因；模型（2）中的ECM項系數(shù)為正數(shù)值，經(jīng)濟增長是城市化的長期因果得不到證實。同時，城市化不是經(jīng)濟增長的短期原因，但經(jīng)濟增長是導致城市化的短期原因。對于湘東地區(qū)，（1）和（2）的 ECM 項系數(shù)均為正，但沒有通過顯著性檢驗，城市化與經(jīng)濟增長的長期雙向因果得不到證實。同時，城市化是經(jīng)濟增長的短期原因，但經(jīng)濟增長不是導致城市化的短期原因。對于湘西地區(qū)，（1）的 ECM 項系數(shù)在 1%水平上顯著為負，反向誤差修正機制成立，說明城市化是經(jīng)濟增長的長期原因；雖然（2）ECM 項系數(shù)為負，但沒有通過顯著性檢驗，說明經(jīng)濟增長是導致城市化的長期原因。同時還可知湘西地區(qū)的短期因果關系也成立。對于湘北地區(qū)，（1）和（2）的ECM項系數(shù)為正，且沒有通過顯著性檢驗，湘北地區(qū)經(jīng)濟增長與城市化的長期因果得不到證實。同時，短期因果關系也不成立。城市化進程與經(jīng)濟增長之間的影響機制不是太明確。對于湘中地區(qū)，（1）和（2）的ECM 項系數(shù)都為負值，且在10%水平上顯著，說明城市化與經(jīng)濟增長存在長期因果關系；同時，經(jīng)濟增長與城市化的短期因果無法證實。對于湘南地區(qū)，（1）和（2）的ECM項的系數(shù)均為正數(shù)，且在5%水平上顯著，表明城市化與經(jīng)濟增長的長期因果關系得不到證實。同時，經(jīng)濟增長是推動城市化的短期因素，但城市化不是經(jīng)濟增長的短期因果。

四、結論及政策建議

本文通過對湖南省城市化與經(jīng)濟增長進行實證分析檢驗，結果發(fā)現(xiàn)，湖南城市化與經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關系。對于湖南全省、湘西、湘中、湘南地區(qū)，城市化是經(jīng)濟增長的長期因果關系；對于湘中、湘南地區(qū)，經(jīng)濟增長是城市化的長期因果關系。而對于湘東、湘西地區(qū)，城市化是經(jīng)濟增長的短期因果關系；對于湖南全省、湘西、湘南地區(qū)，經(jīng)濟增長是城市化的短期因果關系。其余地區(qū)的長短期因果關系得不到證實。

湖南省各地區(qū)的經(jīng)濟社會發(fā)展差異較大，導致區(qū)域經(jīng)濟社會發(fā)展不平衡。為推動湖南省的經(jīng)濟發(fā)展和城市化進程，使得兩者在長期內(nèi)能夠相互促進，共同提升，湖南省需根據(jù)各市州區(qū)位條件、資源稟賦的特點，加快調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構，大力推進城市基礎設施建設，提高城市的經(jīng)濟規(guī)模效應和聚集效應，促進全省經(jīng)濟社會的全面、均衡和快速發(fā)展。