西部地區(qū)城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長關(guān)系研究

張秀峰，柳　江，李東方

(蘭州財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院， 甘肅 蘭州　730020)

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西部地區(qū)城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長關(guān)系研究

張秀峰，柳江，李東方

(蘭州財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院， 甘肅 蘭州730020)

摘要：城鎮(zhèn)化過程推動了經(jīng)濟增長，而城鎮(zhèn)化過程隨之帶來的生產(chǎn)性需求、消費水平和要素流動等的變化都可以包含在內(nèi)需水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化中，同時考慮到空間因素對經(jīng)濟活動的作用，城鎮(zhèn)化的集聚效應(yīng)和溢出效應(yīng)也影響著經(jīng)濟增長?；谖鞑?2省市地區(qū)1985-2012年的面板數(shù)據(jù)的實證檢驗證實了這一點，但空間溢出效應(yīng)并不明顯，因此必須加快推進新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，形成新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間的良性循環(huán)。

關(guān)鍵詞：西部地區(qū)城鎮(zhèn)化；經(jīng)濟增長；人口城鎮(zhèn)化；產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化

一、引言

城鎮(zhèn)化(Urbanization)與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究，是經(jīng)濟學(xué)、管理學(xué)和人類學(xué)等學(xué)科研究的重要問題之一。城鎮(zhèn)化在概念上等同于“城市化”。一般認為，現(xiàn)代意義上的城鎮(zhèn)化發(fā)端于英國，是城市經(jīng)濟的增長極，它伴隨著工業(yè)化和現(xiàn)代化的進程，是非農(nóng)產(chǎn)業(yè)和非農(nóng)人口實現(xiàn)城鎮(zhèn)集聚的過程。它既是人類社會發(fā)展的基本趨勢，也是一個國家現(xiàn)代化的重要標志[1],核心是勞動力就業(yè)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和城鄉(xiāng)空間社會結(jié)構(gòu)的變遷。國家發(fā)布新型城鎮(zhèn)化發(fā)展規(guī)劃后，全面提倡建設(shè)以人為本的新型城鎮(zhèn)化方式，在關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人口流動的前提下，注重人自身能力的獲得和發(fā)展，對城市化提出新的要求和內(nèi)涵[2]。

利用傳統(tǒng)方法對城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長關(guān)系問題的實證研究中，城鎮(zhèn)作為一個封閉的獨立空間，忽視了經(jīng)濟系統(tǒng)的開放性和經(jīng)濟集聚的特征?；谘芯糠椒ê蛯ο蟮牟町悾瑐鹘y(tǒng)視角下的研究成果主要集中在三個方面：(1)通過模型構(gòu)建和指標選取，探究城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間是否存在內(nèi)在規(guī)律。Henderson(1982)、Sullivan(1983)、Abdel-Rahmanand、Beeson(1987) 和Fujita(1990)等研究表明，城市化與經(jīng)濟增長之間存在著顯著的正相關(guān)性。也有學(xué)者通過一些控制變量代替技術(shù)水平因素，建立了涵蓋城鎮(zhèn)化、城市集中和經(jīng)濟增長因素的半?yún)?shù)模型，研究指出城市的集中程度與經(jīng)濟增長之間存在著倒U型關(guān)系。但是城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間沒有系統(tǒng)而直接的關(guān)聯(lián)(Bertinelli Luisito，2004)[3]。(2)測算城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟增長的貢獻率。由于數(shù)據(jù)來源的不同，同時受到假定條件和計算方法的影響，對城鎮(zhèn)化水平和經(jīng)濟增長間貢獻率的測算往往會得到相差甚遠的分析結(jié)果。段瑞君和安虎森(2009)采用Grenger因果檢驗法證明城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間的彈性關(guān)系，表明城鎮(zhèn)人口變動1個百分點，GDP變動11.5個百分點[4]。然而以我國2000-2009年包含31個省市城鎮(zhèn)化率與人均GDP數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，建立面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)變系數(shù)模型并分析，朱孔來等(2011)測算的城鎮(zhèn)化率與經(jīng)濟增長之間的彈性系數(shù)為7.1[5]。(3)從城鎮(zhèn)化的不同維度出發(fā)，分析它對經(jīng)濟增長的作用機制。Marsha最早注意到工業(yè)化過程中出現(xiàn)的產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象，并指出知識與技術(shù)的外溢性是引致工業(yè)集聚、城鎮(zhèn)化推進的重要原因之一。Jones和Romer認為，城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長通過知識外溢等中介效應(yīng)而天然地聯(lián)結(jié)在一起[6]。Henderson(2002)指出一個國家在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級過程中，人口與產(chǎn)業(yè)的集聚可以帶來非農(nóng)產(chǎn)業(yè)信息的外溢，形成高效的勞動力市場[7]?；谖覈鴩榈难芯客ǔＵJ為，城鎮(zhèn)化在將大量富余勞動力轉(zhuǎn)移到工業(yè)部門的同時會創(chuàng)造大規(guī)模的生產(chǎn)性需求，對消費所產(chǎn)生的循環(huán)累積效應(yīng)使得內(nèi)需水平不斷擴大(陳淑清，2003)[8]，進而促進經(jīng)濟增長；另一部分觀點是，由于我國當前所推行的是以人口和空間城鎮(zhèn)化為主的發(fā)展道路，主要通過投資來對經(jīng)濟增長產(chǎn)生傳導(dǎo)，因此對消費的推動作用較低(王婷，2013)[9]。部分學(xué)者將其原因概括為人口驅(qū)動、政府驅(qū)動和市場驅(qū)動三種[10-14]，究其根本原因，發(fā)展中國家的城鎮(zhèn)化過程會導(dǎo)致內(nèi)需水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、效率的變化，對本地經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生雙重影響[4]。

在已有的研究中，雖然有學(xué)者已經(jīng)開始注意到城鎮(zhèn)化的集聚效應(yīng)和溢出效應(yīng)同樣會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生不可忽略的影響[15]，但由于傳統(tǒng)的新古典增長理論在完全競爭和規(guī)模收益不變等假設(shè)條件下會忽略空間因素對經(jīng)濟活動的影響，對不同區(qū)域和城鎮(zhèn)間經(jīng)濟增長的空間相關(guān)性的關(guān)注也較少。但城鎮(zhèn)化的過程是一個包含了經(jīng)濟和社會等多方面變化的復(fù)雜過程，各區(qū)域間的相互影響也應(yīng)考慮在內(nèi)[16]。

城鎮(zhèn)化的過程是一個包含了經(jīng)濟和社會等多方面變化的復(fù)雜過程，這些不同方面對經(jīng)濟增長影響也應(yīng)當依據(jù)各自特點進行單獨討論。城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間聯(lián)系的復(fù)雜性和不同地區(qū)所具有的特殊性[17]，甚至研究方法和所選指標的細微差異也會使得研究結(jié)果產(chǎn)生分歧，二者之間的關(guān)系不能簡單地描述為促進、抑制或是相互促進等等，經(jīng)濟學(xué)界對城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長的關(guān)系莫衷一是[18]。當前來看，較為合理的做法是將城鎮(zhèn)化過程中的人口效應(yīng)、經(jīng)濟效應(yīng)和空間效應(yīng)分別以不同指標代替，通過數(shù)據(jù)選取和模型構(gòu)建，測算它們與經(jīng)濟增長之間的相互關(guān)系。此外，隨著空間計量經(jīng)濟學(xué)的發(fā)展，城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的空間維度上的影響關(guān)系，可得到更精確的量化分析，因此空間計量方法與傳統(tǒng)分析方法的結(jié)合，也將會成為今后城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長關(guān)系研究的發(fā)展方向。

基于以上分析，本文利用西部12省市地區(qū)1985-2012年的面板數(shù)據(jù)，分別建立分析城鎮(zhèn)人口變動、產(chǎn)業(yè)變動與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的多元回歸模型，首先分析人口城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化——即城鎮(zhèn)化過程中的人口效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)效應(yīng)，對經(jīng)濟增長的促進作用；然后通過建立空間誤差模型(SEM)，說明西部省份城鎮(zhèn)化的溢出效應(yīng)對經(jīng)濟增長的促進效應(yīng)；最后提出相關(guān)對策及建議。

二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來源

(一)模型設(shè)定

假定技術(shù)影響勞動人口的勞動效率，則對于人口和產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的作用問題，可以建立以下模型：

Y=Kα(AL)1-α

(1)

其中，Y為總產(chǎn)出，K為物質(zhì)資本存量， A為技術(shù)水平，L為勞動力數(shù)量，AL表示有效勞動。

進一步假定該模型是規(guī)模報酬不變的，定義：y=Y/(AL)，表示單位有效勞動的平均產(chǎn)出；k=K/(AL)，表示單位有效勞動的平均物質(zhì)資本存量。從而得到一個集約型形式的生產(chǎn)函數(shù)：

y=kα

(2)

將式(2)兩邊同時取對數(shù)，并引入解釋變量X和控制變量S，得到如下多元回歸模型：

ln(yit)=c+α·Ln(kit)+βj·X+γj·S+εit

(3)

其中，ln為自然對數(shù)符號，i和t分別表示地區(qū)和年份， y為實際人均GDP，k為實際人均資本存量，α、β、γ為待估參數(shù)，ε為誤差項。

變量X為一組表示城鎮(zhèn)化水平的解釋變量，包括人口城鎮(zhèn)化水平和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平兩個變量，分別用城鎮(zhèn)化率(城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎?，X1)、第二和第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重(X2)來表示。變量S為一組表示市場化程度的控制變量，包括對外開放程度(貨物進出口總額占GDP的比重，tra)、非國有經(jīng)濟發(fā)展水平(非國有工業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重，com)、政府干預(yù)程度(財政支出占GDP的比重，gov)等三個方面的變量。

在考察地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展時，由于“地理學(xué)第一定律”的存在，即地理屬性在空間上的分布會互為相關(guān)(集聚、隨機或規(guī)則分布)，很多研究已開始關(guān)注不同區(qū)域之間經(jīng)濟增長方面的空間相關(guān)性。判斷地區(qū)間人均GDP的空間相關(guān)性，一般可通過測算Moran’sI指數(shù)進行檢驗。其計算公式為：

(4)

(二)數(shù)據(jù)來源

回歸分析所用數(shù)據(jù)，主要來源于1985年至2012年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》、《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計資料》及西部地區(qū)12省區(qū)的分省區(qū)統(tǒng)計年鑒。如前文所述，在時間段的選取上，原計劃采用我國改革開放以來的經(jīng)濟數(shù)據(jù)變動進行比較。但西部地區(qū)在改革開放初期受惠較小，在1990年之后才開始出現(xiàn)較明顯的經(jīng)濟發(fā)展，而由于統(tǒng)計口徑等客觀原因，1980年前后的部分統(tǒng)計數(shù)據(jù)也需要經(jīng)過處理后才能使用，造成種種不便。為保證數(shù)據(jù)在時間上的前后對比性和可得性，采用1985年至2012年間的數(shù)據(jù)進行分析。為了消除通貨膨脹等物價變化的影響，更加準確地反映一般物價水平的走向，各地區(qū)及產(chǎn)業(yè)的實際GDP以1990年為基期的GDP平減指數(shù)對各個年份的名義價格進行調(diào)整。部分指標由于統(tǒng)計口徑等原因在《中國統(tǒng)計年鑒》與分省年鑒中存在出入，存在出入時，統(tǒng)一以《中國統(tǒng)計年鑒》中的數(shù)據(jù)為準。除此之外，還有以下幾個數(shù)據(jù)需要進一步的說明。

1．財政支出。在已有的研究中，教科文衛(wèi)支出作為政府財政支出的一項，對區(qū)域經(jīng)濟增長有較為明顯的提升作用，但部分學(xué)者在分析政府因素對經(jīng)濟活動的干預(yù)程度時，往往將其忽略掉(靖學(xué)青，2012)[19]。但本文認為政府的職責在于規(guī)范市場秩序并為社會提供公共品，而政府對教科文衛(wèi)支出的金額也代表了政府這一角色能夠?qū)?jīng)濟產(chǎn)生的影響，雖然這種影響更可能在長期中體現(xiàn)，但其作為政府財政行為的一部分在當期實際發(fā)生，故在財政支出這一數(shù)據(jù)中保留了教科文衛(wèi)支出項。

2.非國有經(jīng)濟工業(yè)產(chǎn)值。以1998年為界，非國有經(jīng)濟工業(yè)產(chǎn)值項在統(tǒng)計年鑒中存在兩種口徑。具體來看，在1998年之前，非國有經(jīng)濟工業(yè)產(chǎn)值計算方法為，當年的工業(yè)總產(chǎn)值與國有及集體經(jīng)濟企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值之間的差額；而在此之后，非國有經(jīng)濟工業(yè)產(chǎn)值計算方法為，當年的工業(yè)總產(chǎn)值與國有及國有控股企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值之間的差額。在《中國統(tǒng)計年鑒》中缺省的2004年地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)可以從省級年鑒中找到，無需用產(chǎn)品銷售收入數(shù)據(jù)來予以代替。

3.對外貿(mào)易。各省區(qū)的進出口總額，用經(jīng)營單位所在地貨物進出口總額來表示。由于年鑒資料中的部分年限的計量單位采用美元，因此在計量分析中利用官方公布的歷年匯率中間價，將美元折算為人民幣后，再除以當年的該地區(qū)的GDP，來反映該地區(qū)對外開放程度。

三、結(jié)果分析

本研究共有西部12個省區(qū)的336個觀測樣本，分析時間尺度為1985至2012年。利用這336個面板數(shù)據(jù)對西部地區(qū)的人口城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平進行分析，并考察其對經(jīng)濟增長的影響和作用。本文運用計量經(jīng)濟學(xué)軟件Stata進行回歸分析，關(guān)于人口及產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化的豪斯曼 (Hausman)檢驗統(tǒng)計量值為286.28，相對應(yīng)的概率為0.0000，這說明檢驗結(jié)果在0.01顯著水平下拒絕了隨機效應(yīng)模型的原假設(shè)，因此應(yīng)采用固定效應(yīng)模型進行檢驗；而關(guān)于人口及產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響，由于不符合隨機效應(yīng)檢驗的條件，因此只能選擇固定效應(yīng)模型進行檢驗?？紤]到各個變量可能存在不符合多元線性回歸模型基本假定的情況，即隨機誤差項可能是一個期望值不為零的隨機變量，或各變量彼此之間存在相關(guān)性的可能，或隨機誤差項不服從正態(tài)分布等，在使用普通最小二乘估計法對觀測值進行估計后，又使用了廣義最小二乘估計法予以估計。對兩次估計結(jié)果進行比較，發(fā)現(xiàn)使用廣義最小二乘法估計(EGLS)的F統(tǒng)計量、D-W值和R2值均有輕微增大，但并不明顯。這說明普通最小二乘估計法的估計結(jié)果在相當程度上是可信的。表1是采用變截距模型檢驗各個觀測值對西部12省區(qū)經(jīng)濟增長影響情況的普通最小二乘估計(OLS)結(jié)果，表2和表3則顯示了通過使用變截距與變系數(shù)相結(jié)合的模型，來檢驗我國西部12個省市地區(qū)人口城鎮(zhèn)化以及產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長影響的OLS估計結(jié)果。在估計結(jié)果中，觀察可知兩個模型的F統(tǒng)計量均大于400且雙側(cè)檢驗概率為0，調(diào)整的判決系數(shù)為0.979 9，綜上可知，前后兩次計量結(jié)果均通過了模型顯著性檢驗，可以用于進行相應(yīng)的實證分析。

表1　檢驗結(jié)果(變截距模型)

注：***和**分別表示1%和5%的顯著水平。

表1顯示了對面板數(shù)據(jù)進行固定效應(yīng)檢驗的結(jié)果，可以看出，資本投入對于西部地區(qū)的經(jīng)濟增長有著決定性的作用，同時整個西部地區(qū)的人口城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化的回歸系數(shù)在0.01的顯著水平下，均為正值，說明了人口城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化因素對經(jīng)濟增長具有正向促進作用。

從表1還可以看出，非國有化程度的系數(shù)為負，這說明了自我國改革開放以來，西部地區(qū)工業(yè)部門的市場化改革對經(jīng)濟增長的影響并不是積極的。從理論上分析，市場化意味著資本和要素的自由流動，即可以理解為，資本和投資會向著邊際回報更高的地區(qū)轉(zhuǎn)移。在我國改革開放初期階段，由于東部沿海地區(qū)所具備的地理優(yōu)勢，再加上政府相關(guān)政策鼓勵等影響，大量國有資產(chǎn)和民間資產(chǎn)都開始向著東部地區(qū)流動。同樣數(shù)量的資本在沿海地區(qū)能得到更高的邊際回報率，相比之下，西部地區(qū)雖然有豐富的自然資源和礦產(chǎn)資源，但由于國有經(jīng)濟在工業(yè)部門中的占比相對較多，民營和私營產(chǎn)業(yè)并不發(fā)達，因此受到政府投資和國家政策的影響更大?；貧w結(jié)果中，作為控制變量的政府行為系數(shù)為負，這也證實了政府政策對經(jīng)濟增長的反作用，與理論預(yù)測相符合。在理論預(yù)期中，非國有化程度對西部經(jīng)濟增長應(yīng)表現(xiàn)出正向促進作用，即市場化水平的提升能夠促進區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展。而在本文的計量結(jié)果中，非國有化程度系數(shù)表現(xiàn)為負，則說明西部地區(qū)的市場化程度落后于經(jīng)濟增長速度，并沒有顯著促進經(jīng)濟增長。非國有化程度和政府政策對西部地區(qū)經(jīng)濟增長的雙不利，既說明了我國西部地區(qū)市場經(jīng)濟發(fā)育的不健全，又說明了我國政府投資和政策導(dǎo)向?qū)ξ鞑康貐^(qū)的不利，歸根結(jié)底，這種現(xiàn)象是我國西部地區(qū)發(fā)展較為落后的體現(xiàn)。

表2、表3顯示了使用變截距和變系數(shù)相結(jié)合的模型進行回歸的結(jié)果，在控制其他因素后，廣西、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅等7個省區(qū)人口城鎮(zhèn)化的回歸系數(shù)均顯著為正，說明人口的城鎮(zhèn)化顯著地促進了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展；另一方面，人口城鎮(zhèn)化因素對寧夏自治區(qū)的經(jīng)濟增長影響顯著且為負值，而對其他4個省市區(qū)的影響表現(xiàn)為不顯著。

從產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化角度來看，內(nèi)蒙古、貴州、西藏、陜西、甘肅、寧夏等省份的回歸系數(shù)也顯著為正，說明產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展存在顯著的促進作用；但是，云南省的結(jié)果表明在1%的置信水平下表現(xiàn)顯著且為負值，表明它對云南的經(jīng)濟增長產(chǎn)生了抑制作用；進一步來看，分析結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化因素對其他5個省市區(qū)的影響不顯著。

表2　檢驗結(jié)果(變截距與變系數(shù)相結(jié)合的模型)

表3　西部12個省市自回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)字為t檢驗統(tǒng)計量;*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

四、溢出效應(yīng)對經(jīng)濟增長的影響

在考察地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展時，基于“地理學(xué)第一定律”，許多學(xué)者除了關(guān)注該定理指向的傳統(tǒng)研究內(nèi)容，現(xiàn)在越來越多關(guān)注不同區(qū)域間的空間相關(guān)性。然而在對城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的傳統(tǒng)研究手段中，多數(shù)學(xué)者選擇忽略城鎮(zhèn)化的空間屬性，本文認為地理屬性在空間上的分布會互為相關(guān)(集聚、隨機或規(guī)則分布)，因此有必要從空間角度考察西部地區(qū)城鎮(zhèn)化溢出效應(yīng)對經(jīng)濟增長的影響。

(一)西部地區(qū)人均GDP的空間相關(guān)性

結(jié)合上文關(guān)于空間權(quán)重矩陣W的闡述，在計算Moran’I指數(shù)和空間計量軟件的選擇方面上，GeoDa軟件只能進行截面數(shù)據(jù)的分析，而Matlab軟件和Stata可以對面板數(shù)據(jù)進行空間計量的處理。因此，本文通過查閱西部地區(qū)各個省會城市的經(jīng)緯度，再以此為依據(jù)計算各個省會城市之間的直線距離。在此基礎(chǔ)上，使用Stata和Matlab相關(guān)工具箱及擴展軟件包對西部地區(qū)的空間相關(guān)性進行分析。

由于本文對Moran’I指數(shù)的計算并沒有利用地圖文件，因此先利用我國西部12個省市地區(qū)的經(jīng)緯度，構(gòu)建空間權(quán)重矩陣，然后再選擇使用stata的spatreg命令進行計算。

表4　西部地區(qū)Moran’I指數(shù)

注：1-tail test。

表4顯示了我國西部省市自治區(qū)在1986—2012年間人均GDP的Moran’s I指數(shù)。由于Moran’s I統(tǒng)計量是基于鄰近空間單元上變量值的比較，如果鄰近區(qū)域具有相近的值，則存在正的空間相關(guān)性；若不相似，則負相關(guān)。根據(jù)表4，西部地區(qū)I值的期望為負，說明省域城市化水平與人均地區(qū)生產(chǎn)總值具有局部空間集聚，對周邊省域有著負向帶動作用和輻射效應(yīng)。但由于-0.091這一數(shù)值過于接近0，難以斷言西部地區(qū)各區(qū)域的經(jīng)濟增長存在相關(guān)性而非隨機效應(yīng)，因此本文繼續(xù)使用每年的GDP數(shù)據(jù)，對其相關(guān)性進行進一步考察。前文對GDP增長的分析結(jié)果顯示2003年以來西部地區(qū)的經(jīng)濟增長速度較快，可能與各省區(qū)間的聯(lián)系作用增強有關(guān)，因此將時間段分為1985—2002年和2003—2012年兩部分，觀察西部地區(qū)在不同階段的空間相關(guān)性。表5顯示了Moran’I指數(shù)的計算結(jié)果。

表5　西部地區(qū)分階段Moran’I指數(shù)

注：1-tail test。

表5顯示，隨著時間發(fā)展，I的期望值表現(xiàn)為正。由此可見西部地區(qū)的經(jīng)濟增長開始體現(xiàn)出較為顯著的空間溢出效應(yīng)，可以選擇合適的空間模型進行回歸。

(二)西部地區(qū)經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)

根據(jù)上文結(jié)果，西部地區(qū)的經(jīng)濟增長具有溢出效應(yīng)，為了進一步檢驗空間自相關(guān)的存在，建立空間誤差模型(SEM)進行分析，此模型包含了空間相鄰變量的空間誤差模型。這里，關(guān)于經(jīng)濟增長的空間誤差模型(SEM)表達式如下：

lny=β1lnXit+β2WlnXit+βiDit+εit

εit=λWεit+uit

(5)

式中，ε為隨機誤差項，λ為空間誤差系數(shù)，是用來反映我國西部地區(qū)12個省域經(jīng)濟活動過程中各地區(qū)之間空間依賴程度的變量，表示其他地區(qū)城鎮(zhèn)化水平對本地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生的影響；u為正態(tài)分布的隨機誤差向量，Dit為控制變量，分別代表第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重；第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重?？臻g誤差模型(SEM)的 ML 估計結(jié)果見表6。

表6　空間誤差模型(SEM)估計結(jié)果

注：***表示1%的顯著性。

城鎮(zhèn)化率、WlnXit系數(shù)均為正，且通過1%水平的顯著性檢驗，說明我國西部地區(qū)各省域自身城鎮(zhèn)化水平的提升能促進本省經(jīng)濟增長，鄰近省域城鎮(zhèn)化水平的提高也能促進本省經(jīng)濟發(fā)展，與普通OLS回歸相比，城鎮(zhèn)化率系數(shù)明顯下降，說明忽略其他省域城鎮(zhèn)化的集聚效應(yīng)和溢出效應(yīng)會高估本省城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟增長促進作用，同時在空間誤差模型(SEM)中的重要回歸系數(shù)為正(0.7330)，并且通過1%水平的顯著性檢驗，說明各區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展有明顯的空間交互作用，如鄰近省域的消費、技術(shù)水平、投資會對本省經(jīng)濟有促進作用。

回歸結(jié)果說明了城鎮(zhèn)化水平的提高對經(jīng)濟增長的促進作用。且模型中WlnXit系數(shù)也為正，通過1%的顯著性水平檢驗，這表明了鄰近省域城鎮(zhèn)化水平的提高能夠促進本省經(jīng)濟增長?？臻g誤差模型(SEM)模型中的重要回歸系數(shù)為正(0.7330)，并且通過1%水平的顯著性檢驗，說明西部地區(qū)各個省市的經(jīng)濟發(fā)展有空間交互作用，如鄰近省域的消費、技術(shù)水平、投資等會對本省經(jīng)濟有促進作用。

五、結(jié)論與政策建議

(一)結(jié)論

由以上檢驗分析可知，西部區(qū)域的12個省份，其經(jīng)濟發(fā)展水平總體上來看，集約型城鎮(zhèn)化水平較低，投資驅(qū)動的粗放型城鎮(zhèn)化特征明顯。主要表現(xiàn)為：首先，經(jīng)濟增長與物質(zhì)資本之間的回歸系數(shù)較大，且為顯著正相關(guān)關(guān)系，表明1986以來西部省份經(jīng)濟增長主要是由資本投入的增加驅(qū)動的；其次，表現(xiàn)在兩種類型的城鎮(zhèn)化對部分省市區(qū)經(jīng)濟增長的影響不顯著甚至是顯著為負，表明城鎮(zhèn)化水平在某些方面是滯后或拖累了經(jīng)濟增長水平。因此，西部地區(qū)提高城鎮(zhèn)化的質(zhì)量、加快城鎮(zhèn)化進程，逐漸改變主要依靠物質(zhì)資本投入的生產(chǎn)方式，轉(zhuǎn)變城鎮(zhèn)化進程的路徑，走集約型之路。

1.人口城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長影響的分析

計量結(jié)果顯示，西部地區(qū)人口城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長有著積極的推動作用，人口城鎮(zhèn)化率的提高也伴隨著經(jīng)濟的相應(yīng)增長。事實上我國西部地區(qū)人口城鎮(zhèn)化水平在1985-2012年之間有了長足的發(fā)展，但城鎮(zhèn)人口增長并不一定意味著人民生活水平的提高。從人均GDP波動情況來看，西部地區(qū)差距較大，這一方面是收入不平衡的體現(xiàn)，另一方面也是西部地區(qū)人口城鎮(zhèn)化發(fā)展程度不均的體現(xiàn)。

解決我國西部地區(qū)人口城鎮(zhèn)化發(fā)展不平衡的問題，就要按照推進新型城鎮(zhèn)化的基本原則，實行以人為本的新型城鎮(zhèn)化[20]。與傳統(tǒng)型的城鎮(zhèn)化模型相比，新型城鎮(zhèn)化表現(xiàn)為如下特征：一是全面化與可持續(xù)化。經(jīng)濟增長不再是唯一衡量指標，更多地考慮到經(jīng)濟、政治、文化、社會、生態(tài)等方面的持續(xù)協(xié)調(diào)發(fā)展。二是高效與集約化?？傮w上來看，我國人多地少，各類資源相對緊缺，多數(shù)地區(qū)生態(tài)環(huán)境較為脆弱。城鎮(zhèn)化必須集約利用土地和其他各種資源，強調(diào)節(jié)約高效，實現(xiàn)人、城和自然環(huán)境的協(xié)同發(fā)展。三是注重人文精神。人是城市內(nèi)的活動主體，強調(diào)人文精神和價值內(nèi)涵，是對文化繼承和個性尊重的表現(xiàn)。完善的基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)尤其是基本公共服務(wù)均等化，是實現(xiàn)和重視人文精神的重要基礎(chǔ)。

2.產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響

西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化進程及其經(jīng)濟增長效應(yīng)呈現(xiàn)出明顯的省際差異。回歸分析結(jié)果中，指征城鎮(zhèn)化水平的指標中，產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化程度對西部12個省區(qū)的經(jīng)濟增長影響有很大差異，如青海、云南、四川和廣西的產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長促進效果并不明顯，而其他省份則相對明顯。西部地區(qū)各省自治區(qū)城鎮(zhèn)化水平差異顯著，而且產(chǎn)業(yè)增長差異也較大，這種差異是決定省際差距變化的重要變量。同時，西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化率遠遠高于人口城鎮(zhèn)化率，說明西部地區(qū)并沒有出現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平低于工業(yè)化水平的城鎮(zhèn)化“墮距”現(xiàn)象。

在我國城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的快速發(fā)展的階段，我國西部地區(qū)資源消耗量和環(huán)境承載力跟人口變化之間面臨尖銳矛盾。實現(xiàn)城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的良性耦合，是在當前國外市場有效需求衰減的趨勢下，擴大內(nèi)需、促進經(jīng)濟增長、解決“三農(nóng)”問題、構(gòu)建和諧社會的內(nèi)在要求和重要支撐[21]。進一步來看，為了保證西部地區(qū)城鎮(zhèn)化進程的穩(wěn)步推進，必須隨時掌握其城鎮(zhèn)化與工業(yè)化發(fā)展的現(xiàn)狀、特點以及變化趨勢，從而進行一定尺度的預(yù)測，這樣才能不斷提高城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的可持續(xù)發(fā)展水平，實現(xiàn)城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間的良性耦合。

3.城鎮(zhèn)化溢出效應(yīng)對經(jīng)濟增長的影響

空間計量的結(jié)果證實了我國西部地區(qū)經(jīng)濟增長存在溢出性，但這個溢出效應(yīng)并沒有預(yù)測中的明顯。然而更值得關(guān)注的是，隨著時間的發(fā)展，我國西部地區(qū)在經(jīng)濟增長上的溢出效應(yīng)是一個增長的過程，即隨著經(jīng)濟的發(fā)展，西部省區(qū)之間的關(guān)系越來越緊密，因此有必要對西部地區(qū)城市群的建設(shè)作出科學(xué)的規(guī)劃。

由于城鎮(zhèn)化的空間溢出效應(yīng)對經(jīng)濟增長有著正向促進作用，西部各省區(qū)之間的相互聯(lián)系也日趨緊密，因此本文認為西部地區(qū)在建設(shè)新型城鎮(zhèn)化過程中，即要發(fā)展大城市，又要建設(shè)城市群。雖然有觀點認為，中國絕大多數(shù)地區(qū)都沒有發(fā)展城市群的必要，它們最重要的事情還是努力發(fā)展現(xiàn)有的各個大城市。然而，城市群觀點的重要意義不僅在于這一概念激活了中心城市以外的中小城市的土地市場，通過把城市規(guī)劃成區(qū)域功能中某項節(jié)點的方法，將地方城市的經(jīng)濟潛力充分發(fā)揮。如果失去科學(xué)的規(guī)劃指引，小城鎮(zhèn)的發(fā)展只能依靠土地市場，大量的資本涌入，卻沒有足夠的市場支撐。城市群是一個地理現(xiàn)象而非地理事物，城市群至今還沒有形成固定的邊界、衡量指標，目前的界定主要是針對城市群內(nèi)部城鎮(zhèn)之間的聯(lián)系而得到的，依據(jù)聯(lián)系的類別、聯(lián)系的強度、聯(lián)系的距離的不同，可以使得一個城市群的劃分變得可大可小、可強可弱。而一個較為成熟的城市群，內(nèi)部聯(lián)系的種類多、強度大、距離也小，西部地區(qū)城市群的發(fā)展和劃分存在重重困難，沒有經(jīng)濟理論依據(jù)地劃定城市群其實更多的是畫地圖，畫地圖的依據(jù)甚至來自看地圖。規(guī)劃城市群是希望人口、產(chǎn)業(yè)向這些城市群集中，促進國土高效利用，但是如果規(guī)劃缺乏目的性，盲目地擴張城鎮(zhèn)數(shù)量而不注重發(fā)展前景和質(zhì)量，那么就會帶來不利的影響。

(二)政策建議

理論分析和實證檢驗的結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化的帶動作用尚未得到充分發(fā)揮，西部地區(qū)仍相對滯后。1985年以后，西部地區(qū)人口城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展顯著相關(guān)。但是，空間溢出效應(yīng)卻不顯著，說明人口城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化與城市空間擴大不協(xié)調(diào)，城鎮(zhèn)化的建設(shè)質(zhì)量較低。因此，西部地區(qū)應(yīng)該注重提高城鎮(zhèn)化進程中的質(zhì)量而非水平或程度。在我國整體經(jīng)濟增速放緩的今天，東部省區(qū)的經(jīng)濟增長速度固然重要，但并不意味著可以對西部地區(qū)經(jīng)濟增長和城鎮(zhèn)化進程的忽視甚至無視，恰恰相反，不論是西部地區(qū)豐富的礦產(chǎn)資源和人力資源，還是廣闊的可供挖掘的市場空間，東部地區(qū)因達到瓶頸而減緩的經(jīng)濟增速和難以打開的投資渠道，都有望在西部地區(qū)得到實現(xiàn)。要使西部地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展與經(jīng)濟增長之間形成良好的耦合機制，本文提出以下政策建議。

第一，以增加有效就業(yè)為導(dǎo)向，承接發(fā)達省區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。西部地區(qū)要充分利用其勞動力資本擁有量較高的比較優(yōu)勢，以增加有效就業(yè)為導(dǎo)向，承接經(jīng)濟發(fā)展水平較高省區(qū)的產(chǎn)業(yè)，在一定程度上發(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè)。這樣，一則可以提高西部省份的實際就業(yè)水平；二則可以提升居民收入并縮小城鄉(xiāng)收入差距；三則可以為進一步進行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級提供必需的經(jīng)濟基礎(chǔ)，在后續(xù)發(fā)展中實現(xiàn)由勞動密集型向資本密集型進而技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的順利過渡；四則可以為城鎮(zhèn)化的推進提供基本的人口要素和經(jīng)濟支撐。

第二，運用投資工具，改善西部省區(qū)城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設(shè)施狀況。區(qū)域差距的表現(xiàn)之一，就是基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)水平差距。良好的基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境，對提升區(qū)域競爭力、吸引產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移以及提高區(qū)域經(jīng)濟增長水平有非常重要的促進作用[22]。同時，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展的基礎(chǔ)和支撐，同時也是城鎮(zhèn)化的建設(shè)內(nèi)容之一。因此，建議在政府主導(dǎo)下，運用投資方面的一攬子工具，在西部省份城鎮(zhèn)化過程中鼓勵各種資本進入基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)領(lǐng)域，在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面進行投資體制的創(chuàng)新實驗，使政府、居民個人和投資方在投資與受益方面達到基本均衡，實現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、城鎮(zhèn)化過程、經(jīng)濟增長和政府職能轉(zhuǎn)變的良性耦合。

第三，推進制度創(chuàng)新，提升城鎮(zhèn)化質(zhì)量。改革開放37年來，制度創(chuàng)新對我國經(jīng)濟增長的推動作用有目共睹。在改革開放初期，我國勞動力呈現(xiàn)“無限供給”的狀況，大量的農(nóng)村剩余勞動力給經(jīng)濟增長帶來巨大紅利，而近年來關(guān)于人口及勞動力狀況的研究表明，我國的勞動力已經(jīng)開始出現(xiàn)短缺狀況。勞動力遷移的路徑依然是由中西部流向東南沿海，西部省份城鎮(zhèn)化速度較慢和質(zhì)量較低的現(xiàn)狀，制約了當?shù)剞r(nóng)業(yè)人口在本地實現(xiàn)城鎮(zhèn)化。因此，建議改革戶籍制度等相關(guān)基礎(chǔ)制度，消除制約制度，使農(nóng)民的城市就業(yè)、社會保障、醫(yī)療、子女教育等方面與城鎮(zhèn)居民享有相同權(quán)利。

第四，正確看待城鎮(zhèn)化進程對于經(jīng)濟增長的推動作用。由城鎮(zhèn)化的內(nèi)涵以及上文分析可以看出，雖然大部分證據(jù)表明，城鎮(zhèn)化可以帶動人口從農(nóng)村向城鎮(zhèn)的轉(zhuǎn)移，擴大城市的需求總量，從而推動經(jīng)濟隨之增長。但本文對西部12個省份的實證檢驗發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的提高對經(jīng)濟增長雖有正向影響，但這種正向推動作用并不如想象中的那么顯著。當然這并非否定西部地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展對其經(jīng)濟增長的作用，而是要提醒我們要以理性的思維和邏輯看待西部地區(qū)城鎮(zhèn)化問題。也就是說，城鎮(zhèn)化的推進不能機械地依靠人口數(shù)量的轉(zhuǎn)移，這種表象的城鎮(zhèn)化對于促進西部地區(qū)經(jīng)濟增長的作用并不明顯。如果要做一個基本權(quán)衡，則更應(yīng)該注重城鎮(zhèn)化的質(zhì)量，不應(yīng)一味的追求城鎮(zhèn)化水平的提升，最主要的就是要發(fā)展以人為本的新型城鎮(zhèn)化，重視城鎮(zhèn)化過程中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)協(xié)調(diào)性以及空間上的影響作用，充分發(fā)揮西部地區(qū)城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的促進作用。

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(責任編輯：任紅梅)

A Study on the Relationship Between Urbanization and Economic Growth in the Western Region

ZHANGXiu-feng，LIUJiang，LIDong-fang

(School of Economics,Lanzhou University of Finance and Economics,Lanzhou 730020，China)

Abstract:The urbanization promotes economic growth.The changes of production demands, consumption levels and factor mobility in urbanization can be included in the changes in domestic demand and industrial structure.Considering the impacts of the spatial factor on the economy,agglomeration effects and spillover effects of urbanization make an affect on economic growth. Based on the panel empirical data of western provinces and regions in 1985-2012, the space spillover effect is not obvious.So it is necessary to accelerate the construction of new urbanization to form a virtuous circle of new urbanization and economic growth.

Keywords:western regions urbanization;economic growth;population urbanization;industrial urbanization

中圖分類號：F299.274.1:F124.1

文獻標識碼：A

文章編號：1672-2817(2016)03-0045-08

作者簡介：張秀峰(1964-)，男，陜西蒲城人，蘭州財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院副教授，研究方向為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展與轉(zhuǎn)型問題；柳江(1975-)，男，江蘇東海人，蘭州財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院副教授，經(jīng)濟學(xué)博士，碩士生導(dǎo)師，研究方向為中國轉(zhuǎn)型中的增長問題；李東方(1990-)，男，河南唐河人,蘭州財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院碩士研究生，研究方向為經(jīng)濟增長理論。

收稿日期：2015-11-18