張勝武，王良舉，林傳紅

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，安徽 蚌埠 233030）

經(jīng)濟(jì)增長是城鎮(zhèn)化的重要促進(jìn)因素之一，城鎮(zhèn)化則是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)社會(huì)后果。[1]城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系是地理學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)等多個(gè)學(xué)科的共同研究課題。[2]目前中國城鎮(zhèn)化正處于快速發(fā)展階段，黨的十八大提出堅(jiān)持走新型城鎮(zhèn)化道路，同時(shí)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、節(jié)能減排任務(wù)等各方面要求城市加快轉(zhuǎn)型發(fā)展，研究當(dāng)前城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長的互動(dòng)關(guān)系以促進(jìn)二者良性互動(dòng)發(fā)展、確保城鎮(zhèn)化健康發(fā)展正當(dāng)其時(shí)。

國外關(guān)于城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系研究始于上世紀(jì)50年代前后，[3]70年代左右對(duì)發(fā)展中國家的研究增多。[4-5]研究重點(diǎn)也由城市化與經(jīng)濟(jì)增長之間的互動(dòng)影響[6-7]等逐漸轉(zhuǎn)入到近期的經(jīng)濟(jì)政策與制度對(duì)城市化發(fā)展的影響、[8]城市化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)調(diào)整的互動(dòng)過程及其機(jī)理研究[9-10]等。近年來，國內(nèi)各種角度形成的豐富研究成果不斷拓展該領(lǐng)域的研究范疇。除對(duì)兩者相互關(guān)系進(jìn)行研究外，[11-13]城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的協(xié)調(diào)發(fā)展、[14-17]城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整變動(dòng)的相互作用、[18-22]城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)居民生活水平的影響[23-25]以及城市空間擴(kuò)張標(biāo)志的土地城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相互關(guān)系[26-27]等亦是研究焦點(diǎn)。研究層面上以國家、區(qū)域級(jí)為主，研究方法上從簡單的相關(guān)分析到與協(xié)整分析、灰色關(guān)聯(lián)分析等多種定量方法相結(jié)合，在內(nèi)容研究上也相應(yīng)地從早期對(duì)表面的簡單定量分析強(qiáng)化深入到二者內(nèi)在互動(dòng)響應(yīng)機(jī)制研究。

從以上文獻(xiàn)梳理來看，鮮見西部地區(qū)尤其是欠發(fā)達(dá)省份該領(lǐng)域的研究成果形成。本文以甘肅省為例，定量分析1978年以來人口城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長間的互動(dòng)響應(yīng)關(guān)系，以揭示西部欠發(fā)達(dá)省份經(jīng)濟(jì)增長與城鎮(zhèn)化發(fā)展間的動(dòng)態(tài)耦合機(jī)理，為推動(dòng)西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)健康城鎮(zhèn)化發(fā)展、促進(jìn)城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展良性互動(dòng)提供理論借鑒。

一、甘肅省人口城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的偏差分析

（一）研究模型簡介

錢納里（Chenery H）和塞爾奎因（Syrquin M）提出的城鎮(zhèn)化與工業(yè)化變動(dòng)關(guān)系一般模式目前被學(xué)術(shù)界廣泛應(yīng)用。為解決匯率變動(dòng)、GNP與GDP轉(zhuǎn)換以及工業(yè)化衡量標(biāo)準(zhǔn)不一等問題，結(jié)合我國與甘肅實(shí)際，本文采用修正模式[14]對(duì)甘肅省城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的變動(dòng)關(guān)系進(jìn)行對(duì)比分析（表1）。鑒于歷年匯率變動(dòng)，在以美元計(jì)算甘肅省人均GDP時(shí)，采用當(dāng)年平均匯率來進(jìn)行換算以減小誤差。同時(shí)為避免誤差，在以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)為標(biāo)準(zhǔn)對(duì)比分析城鎮(zhèn)化水平時(shí)，宜采用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重和非農(nóng)就業(yè)比重代替工業(yè)比重和工業(yè)就業(yè)比重為衡量標(biāo)準(zhǔn)。[19]

表1 城鎮(zhèn)化與工業(yè)化關(guān)系變動(dòng)的修正模式[28]

（二）甘肅省人口城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的偏差對(duì)比分析

1.人口城鎮(zhèn)化與人均GDP的變動(dòng)關(guān)系

由表2可見，2000年甘肅省人均GDP的水平498.81美元相當(dāng)于修正模式的第2級(jí)水平（按1997年計(jì)算為500美元，以下同)。與之相比，甘肅省非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重分別比修正模式高出約27個(gè)和6個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)化率則略微超前2個(gè)百分點(diǎn)。此后階段，甘肅省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重均高出修正模式水平，但隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)超前趨勢漸減，而就業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化水平逐漸滯后且滯后程度加大。至2016年，甘肅省人均GDP為4133美元，相當(dāng)于修正模式的第7級(jí)水平，其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重超前2個(gè)百分點(diǎn)，而就業(yè)結(jié)構(gòu)比重和城鎮(zhèn)化水平分別滯后26個(gè)和15個(gè)百分點(diǎn)。由此可見，與修正模式相比，在相同人均GDP水平上，甘肅省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平超前但超前程度不斷降低，城鎮(zhèn)化水平則嚴(yán)重滯后。

表2 1983～2016年甘肅省城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的變動(dòng)關(guān)系[29]

2.城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)關(guān)系

甘肅省1990年非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重73.62%，僅相當(dāng)于修正模式第4級(jí)水平；同期的城鎮(zhèn)化率要比修正模式標(biāo)準(zhǔn)滯后22個(gè)百分點(diǎn)。此后階段，雖然甘肅省非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重逐漸提高，但同期城鎮(zhèn)化水平與修正模式標(biāo)準(zhǔn)相比滯后仍然嚴(yán)重（約20個(gè)百分點(diǎn)）。2016年甘肅省非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重相當(dāng)于修正模式第8級(jí)水平，而同期城鎮(zhèn)化率滯后約19個(gè)百分點(diǎn)。可見，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為比較基準(zhǔn)，甘肅省城鎮(zhèn)化水平嚴(yán)重滯后修正模式。

3.城鎮(zhèn)化與就業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)關(guān)系

1986年非農(nóng)就業(yè)比重為28.16%，相當(dāng)于修正模式的第1級(jí)水平，同期城鎮(zhèn)化率與修正模式標(biāo)準(zhǔn)相比超前約6個(gè)百分點(diǎn)。1994年非農(nóng)就業(yè)比重相當(dāng)于修正模式的第2級(jí)水平，同期城鎮(zhèn)化率與修正模式標(biāo)準(zhǔn)相持平。2004年非農(nóng)就業(yè)比重相當(dāng)于修正模式第3級(jí)水平，同期城鎮(zhèn)化水平滯后約7個(gè)百分點(diǎn)。2016年非農(nóng)就業(yè)比重相當(dāng)于修正模式第3級(jí)水平，同期城鎮(zhèn)化水平超前約8個(gè)百分點(diǎn)。甘肅省城鎮(zhèn)化與就業(yè)結(jié)構(gòu)之間的協(xié)調(diào)發(fā)展程度波動(dòng)較大。

通過以上分析可知，甘肅省城鎮(zhèn)化發(fā)展滯后于經(jīng)濟(jì)增長演變，且滯后程度呈不斷加大趨勢，表明甘肅省人口城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在一定偏差，需要進(jìn)一步優(yōu)化二者間的協(xié)調(diào)發(fā)展程度。

二、甘肅省人口城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)態(tài)交互響應(yīng)關(guān)系分析

（一）研究方法、變量選擇與數(shù)據(jù)處理

1.研究方法

傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法是以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)來描述變量關(guān)系，但經(jīng)濟(jì)理論通常對(duì)變量間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系的嚴(yán)密說明不足，向量自回歸(VAR:Vector Autoregression)模型能夠很好地解決這個(gè)問題。[30]VAR模型是一種非結(jié)構(gòu)化的多方程模型，其突出的一個(gè)核心問題是“讓數(shù)據(jù)自己說話”。[23]在建立VAR模型的基礎(chǔ)上，這里運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和預(yù)測方差分解來分析城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的動(dòng)態(tài)交互響應(yīng)。計(jì)量分析軟件采用的是Eviews6.0.

2.變量選擇與數(shù)據(jù)處理

選擇城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬砍擎?zhèn)化水平（URB），人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(PGDP)來測度經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。為剔除價(jià)格影響因素，以1978年為基期對(duì)1978～2016年的PGDP進(jìn)行了調(diào)整。

為消除異方差、使研究結(jié)果更具實(shí)際意義，對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理后分別記為LNURB、LN-PGDP，相應(yīng)的一階差分序列分別為ΔLNURB、ΔLNPGDP.

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列平穩(wěn)是傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法進(jìn)行回歸分析的普遍要求。為防止偽回歸現(xiàn)象發(fā)生，這里使用ADF檢驗(yàn)方法分別對(duì)時(shí)間序列變量LNURB和LNPGDP進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表3.

表3 LNURB、LNPGDP平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

從表3可知，LNURB、LNPGDP在99%的置信水平下不能拒絕原假設(shè)，變量LNURB、LNPGDP存在單位根，均是非平穩(wěn)的。一階差分后，變量ΔLNURB、ΔLNPGDP的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量結(jié)果都小于顯著性水平分別為0.1、0.05、0.01時(shí)的臨界值，表明至少在99%的置信水平下統(tǒng)計(jì)量結(jié)果拒絕原假設(shè)，變量ΔLNURB、ΔLNPGDP都是平穩(wěn)序列即都是I（1）序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)條件。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

采用E-G兩步法、通過OLS方法對(duì)兩變量間的回歸方程進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如下：

同樣采用ADF殘差項(xiàng)檢驗(yàn)ε1、ε2的平穩(wěn)性。其檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量結(jié)果小于顯著性水平為0.01時(shí)的臨界值，表明殘差序列ε亦為平穩(wěn)序列，即ε～I(xiàn)（0）。從而整體上驗(yàn)證了協(xié)整關(guān)系在LNURB與LNPGDP之間的存在，即甘肅省人口城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系。

綜合（1）式、（2）式可知，甘肅省城鎮(zhèn)化水平（對(duì)數(shù)化處理后的，下同）每提高1個(gè)百分點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展（對(duì)數(shù)化處理后的，下同）提高0.24個(gè)百分點(diǎn)；反之，經(jīng)濟(jì)發(fā)展每提高1個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)化水平提高3.68個(gè)百分點(diǎn)。

（四） VAR模型建立、檢驗(yàn)與解析

1.VAR模型建立

采用用Eviews6.0中的VAR命令對(duì)調(diào)整后的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。根據(jù)赤池信息(Akaike info)取值最小的準(zhǔn)則，VAR模型中最優(yōu)滯后長度確定為2.采用最小二乘法估計(jì)該模型，所得模型方程為：

2.VAR模型檢驗(yàn)

兩個(gè)方程擬合優(yōu)度R2分別為0.9030、0.9971，VAR模型整體擬合情況較好；同時(shí)，兩個(gè)方程的單位根都大于1，即所有的單位根倒數(shù)均在單位圓之內(nèi)，說明兩個(gè)方程建立較為平穩(wěn)。

3.VAR模型解析

從方程（5）、（6）可知，當(dāng)前ΔLNPGDP與其自身的滯后值有很大聯(lián)系，且呈現(xiàn)遞減趨勢，與滯后ΔLNURB聯(lián)系不大；當(dāng)前ΔLNURB受到滯后ΔLNPGDP和其自身滯后一階的雙重影響，其滯后二階對(duì)其影響較弱。這里采用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解進(jìn)行解釋。

（五）脈沖響應(yīng)分析

在基于VAR（2）的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線（圖1）中，縱軸代表因變量對(duì)解釋變量的響應(yīng)程度，橫軸代表沖擊作用的期間數(shù)。這里把VAR（2）模型中響應(yīng)函數(shù)追蹤期數(shù)設(shè)定為

圖1 （a）LNURB的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線

圖1（a）中：首先，城鎮(zhèn)化對(duì)其自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息擾動(dòng)的響應(yīng)較為強(qiáng)烈，第一期響應(yīng)最為強(qiáng)烈，隨后即刻下降并逐期遞減，直至第四期出現(xiàn)負(fù)向響應(yīng)，之后維持在低水平的正向穩(wěn)定響應(yīng)水平，這說明當(dāng)前城鎮(zhèn)化水平與其滯后值具有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)度。其次，城鎮(zhèn)化水平對(duì)人均GDP新息的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)總體是波動(dòng)的。第一期有即刻響應(yīng)，第二期達(dá)到最高，之后快速減弱至第五期，最后城鎮(zhèn)化對(duì)人均GDP的響應(yīng)程度趨于穩(wěn)定，但明顯超過對(duì)其自身的反應(yīng)?？傮w趨勢看，經(jīng)濟(jì)增長對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展一直產(chǎn)生正向影響，且延續(xù)時(shí)間相當(dāng)長，表明經(jīng)濟(jì)增長與城鎮(zhèn)化發(fā)展之間存在緊密聯(lián)系，經(jīng)濟(jì)增長對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展具有正向拉動(dòng)作用。

圖1 （b）LNPGDP的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線

圖1（b）中：首先，總體上人均GDP對(duì)其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊是高水平的正向響應(yīng)，并呈現(xiàn)逐期小幅增長趨勢，表明當(dāng)前人均GDP與其滯后值存在一定關(guān)聯(lián)，并且關(guān)聯(lián)度趨于穩(wěn)定。其次，人均GDP對(duì)城鎮(zhèn)化水平的反應(yīng)一直保持在低水平的平穩(wěn)狀態(tài)，人均GDP對(duì)城鎮(zhèn)化水平新息一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)的響應(yīng)在第一期為零，第2期之后呈現(xiàn)出上升趨勢，但上升幅度并不大。總體看，人均GDP對(duì)城鎮(zhèn)化水平的反應(yīng)一直保持在低水平的平穩(wěn)狀態(tài)，表明研究期內(nèi)甘肅省城鎮(zhèn)化水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的帶動(dòng)作用不強(qiáng)。

（六）動(dòng)態(tài)方差分解分析

城鎮(zhèn)化率和人均GDP的方差分解結(jié)果體現(xiàn)了沖擊變量對(duì)內(nèi)生變量波動(dòng)的影響程度及變化趨勢。

由表4可知，城鎮(zhèn)化水平從第一期起就受到人均GDP和自身波動(dòng)的雙重沖擊（即對(duì)預(yù)測誤差的貢獻(xiàn)度）影響。從不同期段表現(xiàn)來看，在第一期受人均GDP沖擊影響較弱，此后總體上呈加快上升趨勢，而受自身波動(dòng)的影響呈快速下降趨勢。城鎮(zhèn)化水平波動(dòng)受其自身沖擊的影響逐步減弱，由第二期的94.30%下降為第十期的59.69%.與城鎮(zhèn)化水平不同，在第一期人均GDP波動(dòng)只受其自身波動(dòng)影響，城鎮(zhèn)化水平對(duì)其的沖擊從第二期開始才顯現(xiàn)出來，且沖擊影響非常微弱，只有0.08%，此后呈現(xiàn)逐期小幅增長態(tài)勢，但其影響總體一直在1%之內(nèi)。這與脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果基本相一致。

表4 城鎮(zhèn)化水平和人均GDP的方差分解結(jié)果

正是由于甘肅省經(jīng)濟(jì)增長對(duì)城鎮(zhèn)化的正向作用要明顯強(qiáng)于城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用，使得城鎮(zhèn)化水平受經(jīng)濟(jì)增長的影響大于經(jīng)濟(jì)增長受城鎮(zhèn)化水平提高的帶動(dòng)?？傮w來說，甘肅省經(jīng)濟(jì)增長對(duì)城鎮(zhèn)化水平提高帶來比較大的正面沖擊效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)快速增長會(huì)引起城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展，經(jīng)濟(jì)增速的波動(dòng)也會(huì)對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展產(chǎn)生強(qiáng)烈的影響；反之，甘肅省城鎮(zhèn)化水平的提高雖然對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長有一定的正向作用，但其作用強(qiáng)度不是很大，正向效應(yīng)不夠明顯。

三、結(jié)論與建議

1978～2016年甘肅省城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展演變存在一定偏差，即城鎮(zhèn)化水平滯后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，且滯后程度呈不斷加大趨勢，兩者之間發(fā)展欠協(xié)調(diào)。在二者關(guān)系上，研究期內(nèi)甘肅省城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系。進(jìn)一步分析表明，甘肅省城鎮(zhèn)化率每提高1個(gè)百分點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展提高0.24個(gè)百分點(diǎn)；反之，經(jīng)濟(jì)發(fā)展每提高1個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)化水平提高3.68個(gè)百分點(diǎn)。同時(shí)，脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解結(jié)果表明，甘肅省經(jīng)濟(jì)增長對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展具有較大的正向拉動(dòng)作用，而城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的輻射帶動(dòng)效應(yīng)不明顯。

從以上分析看，作為西部欠發(fā)達(dá)省份的甘肅省的當(dāng)務(wù)之急是需要加大地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展，通過經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)化的拉動(dòng)作用來有力推動(dòng)甘肅城鎮(zhèn)化進(jìn)程。一是要全面推進(jìn)制造業(yè)、加工業(yè)等工業(yè)領(lǐng)域的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，通過優(yōu)化工業(yè)供給結(jié)構(gòu)來推動(dòng)新型工業(yè)化。二是基于甘肅省區(qū)位優(yōu)勢和現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)，以打造面向絲綢之路沿線及周邊國家和地區(qū)的現(xiàn)代服務(wù)型制造業(yè)基地為目標(biāo)，積極構(gòu)建新的產(chǎn)業(yè)發(fā)展體系，加快打造新的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)。三是以“互聯(lián)網(wǎng)+制造”為契機(jī)積極推動(dòng)工業(yè)化與信息化深度融合發(fā)展，推動(dòng)新型網(wǎng)絡(luò)化生產(chǎn)模式，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)。

與此同時(shí)，當(dāng)前甘肅省城鎮(zhèn)化水平落后全國平均水平和和自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展演變，且該省城鎮(zhèn)化發(fā)展模式對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的輻射帶動(dòng)效應(yīng)不甚明顯。為此，需要通過建立多元化的城鎮(zhèn)化投融資機(jī)制、提升城鎮(zhèn)綜合服務(wù)能力、有序推進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化、建立統(tǒng)一的政策引導(dǎo)體系[23]等措施來提升城鎮(zhèn)化質(zhì)量，推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程，進(jìn)一步促進(jìn)城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。