陳陣

摘 要：本文采用湖南省1978-2011年的相關(guān)經(jīng)濟數(shù)據(jù)，在建立向量自回歸模型的基礎(chǔ)上，運用脈沖響應(yīng)函數(shù)實證分析了湖南省城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間的互動作用關(guān)系。實證結(jié)果表明，湖南省城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長具有相互促進的作用，湖南省城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的作用明顯強于經(jīng)濟增長對于城鎮(zhèn)化的作用，因此，湖南省應(yīng)加快城鎮(zhèn)化建設(shè)以推動經(jīng)濟增長，進一步發(fā)揮城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的互相促進作用。

關(guān)鍵詞：湖南??；城鎮(zhèn)化；經(jīng)濟增長

中圖分類號：F061.2 文獻標識碼：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.07.52 文章編號：1672-3309（2013）07-115-03

一、引言

改革開放三十多年以來，湖南省在城鎮(zhèn)化過程中取得了一定的成績，截止到2011年，湖南省包括地級市和縣級市在內(nèi)的城市數(shù)為29個，比1978年增加了19個，建制鎮(zhèn)1121個，比1978年增加967個，城鎮(zhèn)人口從1978年的593.8萬人，增加到2011年的2975.00萬人，人口城鎮(zhèn)化率也從11.49%提高到了45.10%，城鎮(zhèn)化水平以每年近1%的速度增長。但是湖南省城鎮(zhèn)化水平在全國來說仍然是偏低的，截止到2011年，湖南省的城鎮(zhèn)化率僅為45.10%，比全國城鎮(zhèn)化平均水平51.27%低6.17個百分點，在大陸31個省級行政區(qū)中排在第18位。因此，湖南省目前的城鎮(zhèn)化水平還處于一個相對滯后的狀態(tài)，城鎮(zhèn)化還有一個很大的發(fā)展空間，迫切需要積極的政策引導(dǎo)和推動城鎮(zhèn)化的建設(shè)和發(fā)展，使其在湖南省經(jīng)濟發(fā)展過程中發(fā)揮更大的作用。

近年來，國內(nèi)的學(xué)者也對城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的關(guān)系做了一些有益和深入的探討與研究。王小魯、夏小林（1999）研究認為，城市化發(fā)展不足對我國經(jīng)濟增長已經(jīng)形成制約，應(yīng)當將城市化作為經(jīng)濟增長的重要推動因素[1]。郭松（2006）利用協(xié)整檢驗方法，研究認為城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系，并且城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因[2]。張景華（2007）實證研究發(fā)現(xiàn)，中國城市化水平每提高1%，城市經(jīng)濟增長率將提高5%[3]。馬興杰、陳通（2009）結(jié)合中國實際，論證了城市化通過影響物質(zhì)資本、人力資本、勞動力和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)等經(jīng)濟增長的決定性因素來促進經(jīng)濟增長[4]。沈坤榮、蔣銳（2007）研究認為城市化從兩方面影響經(jīng)濟增長：一方面是城市化能夠利于人力資本、知識（技術(shù)）的積累，另一方面是城市化能加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[5]。段瑞君、安虎森（2009）通過實證研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)人口增量變化1%， GDP增量變化1.15%-1.18%， 可見城鎮(zhèn)人口增量的變化對GDP增量的促進作用非常大[6]。

本文在前人研究的基礎(chǔ)上，運用脈沖響應(yīng)函數(shù)實證分析了湖南省城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間的互動作用關(guān)系，進而提出相關(guān)對策與建議，以期為湖南省城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間的良性互動提供一定決策依據(jù)。

二、實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源、指標選取及模型構(gòu)建

本文的數(shù)據(jù)由《湖南省統(tǒng)計年鑒（1979-2012）》和《中國統(tǒng)計年鑒（1979-2012）》整理而來。目前，國際上一般采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘陌俜直葋頊y度城鎮(zhèn)化水平，本文遵循國際上通行的標準，采用湖南省城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋矶攘砍擎?zhèn)化水平，以URBAN表示，本文在衡量經(jīng)濟增長時采用人均實際GDP，即以年末地區(qū)生產(chǎn)總值除以年末總?cè)丝跀?shù)，以消除人口波動的影響，同時利用歷年居民消費價格指數(shù)剔除價格因素，本文所采用的數(shù)據(jù)是以 1978 年價格為基期價格計算得到的人均實際GDP，表示為GDPP，為了消除異方差和多重共線性，我們對變量URBAN和GDPP做對數(shù)化處理，記為lnURBAN和lnGDPP。

本文采用向量自回歸模型（VAR）進行分析，VAR通常用于相關(guān)時間序列系統(tǒng)的預(yù)測和隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響，優(yōu)點就是不強調(diào)特定的理論預(yù)設(shè)。VAR的一般數(shù)學(xué)表達式為：

Et

其中， Yt=（lnURBAN， lnGDPP）-1是內(nèi)生變量向量， p是滯后階數(shù)，A1，A2，Ap， B是被估計的系數(shù)矩陣； Et是隨機擾動項。VAR模型要求數(shù)據(jù)平穩(wěn)以保證系統(tǒng)的平穩(wěn)性。在實際應(yīng)用中，通常希望滯后期p足夠大，從而能夠完整地反映所構(gòu)造模型的動態(tài)特征；但另一方面，滯后期越長，模型中待估計的參數(shù)就越多，自由度就越少。因此，為了在滯后期與自由度之間尋求一種均衡狀態(tài)，一般根據(jù)赤池信息最小準則（AIC）及施瓦茨值最小準則（SC）確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。

（二）平穩(wěn)性檢驗

在對變量進行實證分析之前，需要檢查變量的平穩(wěn)性，以防止“偽回歸”的出現(xiàn)。檢驗平穩(wěn)性的常用方法是ADF單位根檢驗，即檢驗序列是否存在單位根，如果不存在單位根則說明序列是平穩(wěn)的。本文采用ADF檢驗分別對lnURBAN和lnGDPP進行序列平穩(wěn)性檢驗，見表注：Δ表示一階差分

由表1的檢驗結(jié)果可知：在1%的顯著水平下，序列l(wèi)nURBAN和lnGDPP經(jīng)過一階差分后的ADF值均小于各顯著水平下的臨界值，由此可知變量lnURBAN和lnGDPP一階差分后都不存在單位根，因此都是平穩(wěn)的一階單整序列I（1），可以進行下一步的實證分析。

（三）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

本文綜合分析AIC和SC準則確定VAR的最優(yōu)滯后階數(shù)為1，基于數(shù)據(jù)生成的過程特征，選擇帶有趨勢項和截距項的VAR（1）模型。在此基礎(chǔ)上，運用脈沖響應(yīng)函數(shù)具體分析變量之間關(guān)系的路徑和強度。脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR模型中來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對變量當前和未來取值的影響，它能夠比較客觀地刻畫出變量之間的動態(tài)交互作用及其效應(yīng)。借助Eviews6.0軟件，分別建立城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，圖1為城鎮(zhèn)化脈沖響應(yīng)圖，圖2為經(jīng)濟增長脈沖響應(yīng)圖，橫軸表示滯后期數(shù)，縱軸表示內(nèi)生變量對沖擊的響應(yīng)程度。

由圖1可以看出，城鎮(zhèn)化對來自自身沖擊的響應(yīng)是正向且逐期遞減的，在第一期達到最大為0.034，之后不斷減低到第10期的0.026，說明城鎮(zhèn)化的發(fā)展能夠進一步促進自身發(fā)展，但是影響程度在降低。城鎮(zhèn)化對來自經(jīng)濟增長的沖擊的響應(yīng)在第一期為0，之后是正向且逐期遞增的，到第10期達到峰值0.06。經(jīng)濟含義為經(jīng)濟增長能夠推動城鎮(zhèn)化水平的提高，但存在一定的滯后效應(yīng)，滯后期數(shù)為1，即經(jīng)濟增長一開始并不能顯著地促進城鎮(zhèn)化的發(fā)展，隨著時間的推移，作用效果越來越顯著。

由圖2可以看出，人均GDP對自身的一個標準差沖擊的響應(yīng)是正向且遞增的，說明經(jīng)濟增長對自身的影響是具有長期的正向推動作用，并且作用的強度也在不斷加深。人均GDP對來自城鎮(zhèn)化率的沖擊的響應(yīng)也一直是正向的，在第一期達到最大，為0.11，之后逐期遞減，到第10期為0.07。其經(jīng)濟含義為城鎮(zhèn)化水平的提升會促進人均GDP的提高，有助于拉動經(jīng)濟增長，但作用會逐漸降低。

三、實證結(jié)論及政策建議

本文在建立向量自回歸模型的基礎(chǔ)上，運用脈沖響應(yīng)函數(shù)實證分析了湖南省城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間的互動作用，得到以下實證結(jié)論：1.城鎮(zhèn)化率對來自經(jīng)濟增長的沖擊的響應(yīng)在第一期為0，之后是正向且逐期遞增的，到第10期達到峰值0.06，即湖南省城鎮(zhèn)化率對來自經(jīng)濟增長沖擊的響應(yīng)逐漸擴大，而且長期存在，這就表明，湖南省經(jīng)濟增長對城鎮(zhèn)化率具有長期的正向影響，且作用強度在遞增，但存在一年的滯后效應(yīng)。2.經(jīng)濟增長對來自城鎮(zhèn)化率的響應(yīng)在第一期達到最大，為0.11，之后逐期遞減，到第10期為0.07，即湖南省經(jīng)濟增長對來自城鎮(zhèn)化率沖擊的響應(yīng)逐漸降低，而且長期存在，這就表明湖南省城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長具有長期的正向影響，但作用強度在遞減，且湖南省城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的作用明顯強于經(jīng)濟增長對于城鎮(zhèn)化的作用。因此，加快湖南省城鎮(zhèn)化建設(shè)將有效地促進經(jīng)濟增長，同時經(jīng)濟增長也會對城鎮(zhèn)化的發(fā)展產(chǎn)生一定的推動作用。為充分發(fā)揮湖南省城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長的互相推動作用，可采取以下措施：

第一，積極推進體制改革和制度創(chuàng)新，消除城鎮(zhèn)化發(fā)展與經(jīng)濟增長的制度障礙。一是要盡快建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的戶籍制度，消除戶籍制度對城鎮(zhèn)化發(fā)展的人為限制，以實現(xiàn)勞動力資源的市場化配置，降低農(nóng)民進城的門檻和成本，加快城鎮(zhèn)化的發(fā)展。二是要繼續(xù)深化科技體制改革，增強城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的科技含量，同時加大各要素的投入，依靠科技進步和提高勞動者素質(zhì)來提高城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長的質(zhì)量和效益。

第二，充分發(fā)揮城鎮(zhèn)化的集聚效應(yīng)，建立新的經(jīng)濟增長點。通過市場化機制引導(dǎo)農(nóng)村居民積極進入非農(nóng)產(chǎn)業(yè)和參與城鎮(zhèn)建設(shè)，同時，大力發(fā)展縣域和鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟，充分利用當?shù)氐馁Y源優(yōu)勢，以發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)和農(nóng)村服務(wù)業(yè)為重點，形成具有地方特色的支柱產(chǎn)業(yè)，并通過制定相應(yīng)的政策法規(guī)，引導(dǎo)特色產(chǎn)業(yè)、優(yōu)勢項目向城鎮(zhèn)的集聚，形成新的經(jīng)濟增長點。

第三，積極推進新型城鎮(zhèn)化模式，實現(xiàn)城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長良性互動。新型城鎮(zhèn)化實質(zhì)上是在信息經(jīng)濟條件下以新型工業(yè)化推動城鎮(zhèn)化，同時體現(xiàn)以人為本的城鎮(zhèn)化，注重人口規(guī)模、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、社會結(jié)構(gòu)、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)各個方面的協(xié)調(diào)性，同時要兼顧城鄉(xiāng)居民在就業(yè)、收入、公共服務(wù)、社會保障和福利水平等方面的公平，只有讓廣大農(nóng)民共享城鎮(zhèn)化發(fā)展和經(jīng)濟增長的成果，才能真正實現(xiàn)城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的良性互動。

參考文獻：

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