本文选用城镇人口占总人口比重为解释变量测度城镇化水平,记为城镇化率URB,选用人均国内生产总值(GDP)为被解释变量测度经济增长水平,为消除异方差,对GDP做取对数处理,记为LNGDP。本文所用数据来源于陕西统计年鉴,用 Eviews7.2软件进行数据分析。

首先选取2000—2016年陕西省的时间序列数据,建立反映城镇化水平和经济增长动态的向量自回归(VAR)模型,在VAR模型基础上检验二者是否有格兰杰因果关系。

(1)平稳性检验。若用趋势不平稳的数据建立回归模型,结果很有可能会产生“虚假回归”也就是“伪回归”,即使结果显示变量间存在显著的相关关系也没有经济意义。为了防止伪回归,数据分析之前需进行单位根检验,检查序列的平稳性。检验结果(表2)显示,LNGDP和URB原数据序列不平稳,二阶差分后变平稳,表明这两个变量二阶单整。由于变量存在单位根,需进一步判断变量间是否存在长期协整关系。

表2 单位根检验

(2)协整检验。通常情况下,在对变量序列进行差分后,还可以检验几个非平稳序列变量的线性组合是否为平稳序列。由于对非平稳序列进行建模时通常会出现“伪回归”现象,因此,为了实现数据的平稳性,利用差分变换使序列变平稳,然后在其基础上进行建模。但这样不易于解释差分后序列的经济含义,并且差分序列还丢失了原始数据的自身信息,建模效果就受到影响,对于这一问题通常是采用协整检验来进行解决。本文在建立VAR模型的基础上采用Johansen协整检验通过计算迹统计量和最大特征根统计量来判断变量之间协整关系个数,检验结果见表3。

表3 Johansen协整检验

统计量和最大特征根统计量的第一原假设None表示不存在协整关系,第二原假设At most1表示最多有一个协整关系。检验结果拒绝了None假设,未拒绝At most1假设,故认为变量LNGDP与URB之间存在一种协整关系。

(3)格兰杰因果检验。已经证实城镇化率与人均生产总值之间存在长期协整的关系,为检验二者在统计上是否具有因果关系,需要在VAR模型估计基础上进行格兰杰因果关系检验(表4)。VAR模型最优滞后阶数为3阶(检验过程略),在滞后3阶时,LNGDP是URB的格兰杰原因,URB不是LNGDP的格兰杰原因,说明陕西省经济增长能够提高城镇化水平。

表4 格兰杰因果关系检验结果

由于陕西省各地区的经济、社会、地理环境等差异较大,为弥补时间序列数据不能反映截面信息的缺陷,本文以地理位置标准将陕西省划分为陕北、关中和陕南,用面板数据分别研究这三个地区的城镇化水平对经济增长的影响有何不同,其中陕北包括延安和榆林,关中包括西安、宝鸡、咸阳、铜川、渭南和杨凌,陕南包括安康、汉中和商洛。

(1)描述性统计。对全省及三个地区的变量描述性统计如表5所示,陕北和陕南的城镇化率都低于全省平均水平,但经济增长水平差异很大,陕北是全省经济发展水平最高的地区,陕南最低。关中地区虽然城镇化水平全省最高,经济发展水平却不如陕北,这可能与陕北独特的矿产资源优势有关。

表5 变量描述性统计

(2)面板单位根检验。为检验面板数据是否稳定,本文用LLC、IPS、ADF和PP四种方法进行综合判断,结果(表6)显示,三个地区原始数据均存在单位根,一阶差分后只有陕北的LNGDP序列不平稳,可能是由于陕北只包含两个地级市,数据量少的缘故,其余序列均是一阶单整I(1)。为减少数据的损耗,不再进行二阶差分,继续进行面板协整检验判断变量间是否存在长期均衡关系。

表6 单位根检验

(3)面板数据协整检验。面板数据的协整检验通常有两类方法:一类是建立在Engle and Granger 二步法检验基础上的面板协整检验,具体方法主要有Pedroni检验和Kao检验; 另一类是建立在Johansen 协整检验基础上的Fisher面板数据协整检验。本文采用Kao检验方法,结果(表7)表明,陕西省三个地区城镇化与经济增长之间存在长期均衡关系。

表7 Kao协整检验

(4)模型设定与回归。Kao协整检验显示了LNGDP和URB之间存在协整关系,因此可以继续对面板数据建模。首先用Hausman检验判断应建立哪种模型。Hausman检验结果(表8)显示,除陕北应采用随机效应模型外,其他地区均应采用固定效应模型。回归结果见表9,全省及三个地区的城镇化与经济增长均在1%水平上显著正相关。

表8 Hausman检验结果

本文采用2000—2016年陕西省新型城镇化与区域经济增长的相关数据运用计量方法进行分析,得到如下结论。

表9 模型估计结果

一是新型城镇化与经济增长之间的关系符合城镇化发展的客观规律,两者之间具有同向关系。也就是说陕西省新型城镇化的发展与区域经济增长之间存在着长期相对均衡的关系,通过分析,新型城镇化与陕西省及陕北、关中、陕南三个省内区域经济增长始终保持着一种协调稳定的关系;

二是经济增长极大地促进了陕西省城镇化发展的进度,而新型城镇化的发展对于陕西省及省内三个区域经济增长在滞后期不同情况下的影响也不相同。格兰杰因果关系检验表明,经济增长对陕西省及省内陕北、关中、陕南三个区域新型城镇化发展的推动作用在滞后1和 滞后2期时非常显著,得出经济增长极大地促进着城镇化的向前发展,中国城镇化的发展对经济增长的促进作用却没有那么明显。经济增长促进了城镇人口的增加、城镇规模的扩大,从而致使城镇化水平的提高。

三是陕西省新型城镇化发展对于区域经济增长的影响存在一定的差异。人均GDP对自身的单位标准差的响应在第1期有波动后,就保持较平稳的状态,而受新型城镇化发展水平的冲击,人均GDP的响应最初不是很明显,但响应效果再逐渐上升,可能是由于随着时间的推移经济不断发展才产生这样的影响效果。新型城镇化发展对陕西省区域经济增长的促进作用起初并不明显,随着时间的推移,这种促进作用在逐渐加强,在经过一个较长的时期后,就能明显反映出来。

为了进一步推进新型城镇化发展,促进其对陕西省及陕北、关中、陕南区域经济增长的推动效应,本文提出以下政策建议。

一是发挥市场的主导作用、推动产城融合提高经济增长质量。通过研究发达国家城镇化发展历程和经济增长模式,借鉴其在城镇化发展过程市场的主导作用,并通过市场机制发挥调节作用、主导作用推动优化产业发展格局。新型城镇化发展若离开产业支撑,城市建设的再漂亮也没有发展活力; 而产业的发展离开城镇依托,则会离开必要的各种资源和市场支撑、会难以产生持续的发展动力。这就需要实现合理的产业结构,实现第一、二、三产业的协调发展。通过产业发展与新型城镇化建设融合的发展模式,提高县域、市域及省域经济增长质量。

二是加强财政政策作用,增加公共资本有效供给。公共资本投入的增加在促进经济发展方面起着重要作用,通过完善市场机制和科学的政府干预机制,政府公共资本投入基础公共项目建设,通过市场机制、以城镇居民的需求为导向,向民间资本开放公共项目的建设和经营,加大公共资本的投入、实现公共资本的有效供给,构建陕西省新型城镇化发展过程中高效、便捷的公共服务体系,促进新型城镇化的发展。

三是实施有效的产业政策和经济手段,最大限度地实现社会资源的优化配置。新型城镇化的发展对于产业聚集、人力资源聚集、资本聚集有着巨大的促进作用,立足于不同区域特点及其不同的新型城镇化发展水平、不同的产业发展基础,应采取差异化的产业政策和经济手段。针对区域中心城市应鼓励创新创业^[10],促进陕西省省域、各市域及县域内不同层面社会资源的优化配置,这样对陕西省及省内陕北、关中、陕南三个区域经济增长促进作用会明显增大。

四是因地制宜、科学规划新型城镇化的发展。陕西省内陕北、关中、陕南三个区域地理条件、区位特点、产业基础完全不相同,要结合陕西省内三个区域的具体特点,既注重从全省整体出发,又要根据陕北、关中、陕南不同区域产业发展基础,因地制宜、科学规划。如陕北突出自然资源储量丰富的优势,大力发展资源产业的深加工增加附加值; 关中发挥科技、文化优势,发展高科技和文化产业,陕南发展生态农业、养殖、中药材、休闲旅游等产业,走出一条集约、节能、环保以及高效的城镇化发展道路。

五是新型城镇化产生的投资拉动和消费增长,为域内经济发展提供增长的动力和市场,为区域经济转型发展、聚集产业要素提供巨大的空间。使陕西省在推进新型城镇化过程中,加快发展战略性新兴产业和地域特色的支柱产业,并在“一路一带”倡议的建设与实施过程中,利用桥头堡的地域优势,加速提升高科技产业、高端制造业、现代物流等产业,全面提高陕西省经济发展质量。