城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長互動效應(yīng)的動態(tài)分析——基于山東省1978-2009年的數(shù)據(jù)

張志勇，李連慶

(山東財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，山東 濟南250014)

一、引 言

城鎮(zhèn)化一直以來都是經(jīng)濟學(xué)的主要研究對象之一，并且是經(jīng)濟學(xué)家歷來重視的研究項目和重大課題。近幾年來，學(xué)術(shù)界對城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的研究日趨增多，且成為經(jīng)濟學(xué)研究的前沿問題。所謂城鎮(zhèn)化就是農(nóng)村人口不斷的向城鎮(zhèn)集中，使得城鎮(zhèn)人口數(shù)量增加，第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變，使產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)趨于合理的動態(tài)過程。城鎮(zhèn)化是進一步解決“三農(nóng)”問題、改變城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟格局和縮小城鄉(xiāng)差距的關(guān)鍵途徑，直接關(guān)系到經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展和社會的穩(wěn)定。

改革開放30年來，山東省在經(jīng)濟、社會等各個方面取得了長足發(fā)展與進步，雖在改革開放前長期的體制、政策等原因，山東城鎮(zhèn)化發(fā)展受到很大抑制，一直處于較低的水平，但改革開放之后，城鎮(zhèn)化以前所未有的速度與規(guī)模發(fā)展。依據(jù)著名城市地理學(xué)家Ray M.Northam有關(guān)城鎮(zhèn)化發(fā)展的理論①1979年，Northam發(fā)表論文指出，城鎮(zhèn)化的發(fā)展過程呈現(xiàn)出“S”型曲線軌跡，并把城鎮(zhèn)化發(fā)展分為三個階段:初始階段、加速階段、終極階段，認(rèn)為一個國家或地區(qū)城鎮(zhèn)化水平達(dá)到30%后，城鎮(zhèn)化進程將迅速加快，增加到70%才會減速。，山東省城鎮(zhèn)化發(fā)展已經(jīng)進入了加速發(fā)展階段。根據(jù)1978-2011年山東省公布的數(shù)據(jù)顯示，1978-2010年間，山東省從城鎮(zhèn)化水平從8.8%提高到40.1%②按照山東省統(tǒng)計局的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2010年山東省城市化水平為40.1%，此數(shù)據(jù)采用公安部具有城市戶口戶籍?dāng)?shù)，而來自同期山東省城鎮(zhèn)化發(fā)展報告數(shù)據(jù)顯示為49.6%，此數(shù)據(jù)的統(tǒng)計口徑按照國際慣例來執(zhí)行:即居民在一個地方居住超過6個月以上即按照居住地的辦法統(tǒng)計出來?？紤]到數(shù)據(jù)的連貫性、可比性以及文章研究的需要，城市化率相關(guān)數(shù)據(jù)均采用山東省統(tǒng)計年鑒的數(shù)據(jù)。，增加了31.3%，平均每年提高約0.95個百分點。其中，城鎮(zhèn)人口從最初的627萬上升至2010年的3839萬，年均增長約116.4萬人。山東生產(chǎn)總值總量從1978年的225億元迅速增加到2010年39170億元，接近4萬億元大關(guān)，是1978年的261倍多。其中，山東省人均GDP從最初僅為316元迅速增加到41106元，增長迅速有目共睹。一系列的統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，城鎮(zhèn)化已經(jīng)成為社會經(jīng)濟發(fā)展的重要引擎。對山東省城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長互動效應(yīng)的研究，不僅是對經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)化理論的有益探索，而且可以為制定山東省城市化與經(jīng)濟發(fā)展的相關(guān)政策提供參考。

二、文獻(xiàn)綜述與問題的提出

城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長互動效應(yīng)測度的目的就是挖掘兩者之間的內(nèi)在聯(lián)系，揭示兩者的數(shù)量關(guān)系和內(nèi)在規(guī)律。對于城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的相關(guān)問題，國內(nèi)外許多學(xué)者從不同角度對其進行過廣泛的研究，對其進行了有益的探索。就現(xiàn)有的國內(nèi)外文獻(xiàn)的研究來看，對其研究的成果主要集中在以下幾個方面:

1.城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間是否存在著相關(guān)關(guān)系和內(nèi)在規(guī)律。最早研究兩者內(nèi)在聯(lián)系的是美國著名經(jīng)濟學(xué)家Lampard，他分析認(rèn)為近百年來，美國城市發(fā)展與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)非常顯著的正相關(guān)，經(jīng)濟發(fā)展程度與城鎮(zhèn)化階段之間有很大的一致性。錢納里［1］構(gòu)建了兩個基本跨國回歸模型，通過對101個國家1950-1970年的數(shù)據(jù)實證得出，在一定的人均GNP水平上，有相應(yīng)的城鎮(zhèn)化水平與之相對應(yīng)。通過對長三角16個城市的相關(guān)數(shù)據(jù)的實證分析，吳福象、劉志彪［2］認(rèn)為，城鎮(zhèn)化率與經(jīng)濟增長之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，城市群對經(jīng)濟增長也正發(fā)揮著越來越重要的新引擎作用。雷海珍等［3］對我國1990以來的城鎮(zhèn)化發(fā)展、經(jīng)濟增長、農(nóng)民增收的長期均衡和短期波動關(guān)系進行實證研究。結(jié)果表明，兩者存在著長期的均衡關(guān)系，經(jīng)濟增長不僅取決于城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，而且取決于城鎮(zhèn)化水平對均衡水平的偏離程度。然而，通過構(gòu)建城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長的半?yún)?shù)模型，Luisit Bertinelli＆Ericstrob［4］分析了城鎮(zhèn)化、城市集中對經(jīng)濟增長的動態(tài)影響，卻提出了相反的結(jié)論:城市集中與經(jīng)濟增長之間存在倒U型關(guān)系，城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間卻沒有系統(tǒng)聯(lián)系。

2.測算城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)率。傅鴻源、鐘小偉、洪志偉［5］對1850-1993年美國、1820-1988年英國、1890-1990年加拿大的非連續(xù)序列數(shù)據(jù)進行回歸分析，證明兩者存在互動關(guān)系，測算出城鎮(zhèn)化水平每提高1%，相應(yīng)的美國、英國和加拿大的人均GDP將增加3.774、3.7和4.75個百分點。王小魯［6］估算認(rèn)為，目前中國城鎮(zhèn)化處于加速增長階段，其對經(jīng)濟增長的凈貢獻(xiàn)(指的是扣除外部成本以后的貢獻(xiàn))可以達(dá)到3.6個百分點。假設(shè)在其他條件不變的情況下，基于柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，假定資本和技術(shù)不變的情況下，盧大公［7］對1996-2004年中國的相關(guān)數(shù)據(jù)進行實證分析，并估計城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟增長的拉動，得出城鎮(zhèn)化快速發(fā)展所推動的經(jīng)濟增長完全可以實現(xiàn)年均7.18個百分點的水平。但是，李秀敏，趙曉旭，朱艷艷［8］運用面板數(shù)據(jù)模型對1978-1999年全國28個省城鎮(zhèn)化率回歸分析卻得出如下結(jié)論:城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)率同經(jīng)濟發(fā)展水平的順序恰好相反，依次為西部、中部和東部;城鎮(zhèn)化率每提高1%，西部、中部和東部的人均地區(qū)GDP將分別增加0.19%、0.13%和0.07%，這與傳統(tǒng)的經(jīng)濟理論相違背。城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對經(jīng)濟增長的推動作用已經(jīng)達(dá)成共識，但是，由于數(shù)據(jù)模型選取、解釋角度以及城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展的實際情況不同導(dǎo)致實證分析后得到其對經(jīng)濟增長貢獻(xiàn)率數(shù)據(jù)差異較大，甚至結(jié)論相反。

3.城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長有可能產(chǎn)生障礙或不利因素。Chun-chung.Au，Vernon Henderson.J［9］認(rèn)為，中國長期以來限制勞動力流動的政策阻礙了勞動力流動，導(dǎo)致農(nóng)村勞動力過剩，使城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展不充分，極大影響了城鎮(zhèn)化水平，不利于中國經(jīng)濟增長。隨著“劉易斯轉(zhuǎn)折點”的到來，蔡昉［10］認(rèn)為，中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展應(yīng)警惕違背比較優(yōu)勢理論的趕超戰(zhàn)略而成為第三個“梅佐喬諾”。作為典型的大國經(jīng)濟，中國地區(qū)之間的差異性不僅體現(xiàn)在中國與其他國家之間，更體現(xiàn)在國內(nèi)各區(qū)域之間，而且中國的城鎮(zhèn)化存在諸多問題。

4.學(xué)者們也從其他角度和思路對其進行了縝密的研究。從政治和制度變遷的角度，Davis和Henderson［11，12］認(rèn)為，一個國家或地區(qū)城鄉(xiāng)間人口遷移受到民主化的程度的影響，從而影響其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長。運用新經(jīng)濟地理學(xué)的方法，楊開忠［13］論證了城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間具有累積性的因果循環(huán)過程的內(nèi)在聯(lián)系。從三大產(chǎn)業(yè)的角度，楊慧［14］通過相關(guān)分析表明北京城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長及第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈顯著正相關(guān)，與第一、二產(chǎn)業(yè)發(fā)展負(fù)相關(guān)，這有利于勞動力從第一、二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移以促進城鎮(zhèn)化，同時城鎮(zhèn)化可以推動經(jīng)濟增長。中國經(jīng)濟增長與宏觀穩(wěn)定課題組，張平等［15］認(rèn)為，在進入中等收入階段后，隨著城鎮(zhèn)化快速提高，政府轉(zhuǎn)向福利支出目標(biāo)，福利剛性不斷加大，政企目標(biāo)沖突，政府支持系數(shù)下降甚至出現(xiàn)懲罰，政企在新的發(fā)展階段都面臨轉(zhuǎn)型，轉(zhuǎn)型失敗可能會落入“中等收入陷阱”。根據(jù)熊彼特經(jīng)濟增長的動力來自于創(chuàng)新性研究的觀點，沈凌、田國強［16］分析認(rèn)為:減少低收入者數(shù)量所引致的貧富差距縮小有利于創(chuàng)新，而提高低收入者收入所導(dǎo)致的貧富差距縮小則不利于創(chuàng)新。因此，推進城鎮(zhèn)化以減少農(nóng)村人口比單純增加農(nóng)民收入更有利于經(jīng)濟的發(fā)展，是解決三農(nóng)問題的根本方法。

從現(xiàn)有的國內(nèi)外文獻(xiàn)的研究成果來看，大多數(shù)學(xué)者基于國家宏觀層面的數(shù)據(jù)就城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長進行實證分析，定性分析較多，定量分析較少，由于數(shù)據(jù)選取或者解釋角度的不同，導(dǎo)致結(jié)論不盡相同。從我國的國情來看，不同地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平以及其他方面存在較大差異。山東既是一個經(jīng)濟大省，又是一個人口大省，近幾年經(jīng)濟社會發(fā)展迅速，城鎮(zhèn)化水平雖發(fā)展迅速但還處于較低水平。山東城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間是否存在內(nèi)在關(guān)系，兩者彼此之間產(chǎn)生的沖擊與響應(yīng)如何，都還是未知數(shù)?基于山東省的具體數(shù)據(jù)、從山東省特殊的省情角度，對這一問題的研究至今未有涉足。山東的經(jīng)濟發(fā)展至今，這些問題不得不引起廣泛的關(guān)注和思考。通過經(jīng)濟計量分析的方法對山東省城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長進行的實證分析，以期為國家和各級政府的政策制定者提供有益的借鑒和參考。

表1 城鎮(zhèn)化與生產(chǎn)總值的相關(guān)數(shù)據(jù) 單位:元

三、數(shù)據(jù)與模型

1.數(shù)據(jù)及其處理

選取1978-2009年的城鎮(zhèn)化水平(Ur)和人均地區(qū)生產(chǎn)總值(AG)兩個指標(biāo)進行計量分析?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，采用城鎮(zhèn)人口在總?cè)丝谥兴急戎睾饬砍擎?zhèn)化水平;采用人均地區(qū)生產(chǎn)總值衡量地區(qū)經(jīng)濟增長水平?，F(xiàn)有的文獻(xiàn)研究大多采用GDP總量作為衡量地區(qū)經(jīng)濟增長的指標(biāo)，相比于GDP總量，人均地區(qū)生產(chǎn)總值更能精確的反映一特定地區(qū)的經(jīng)濟增長水平。文中相關(guān)數(shù)均來自《新中國60年統(tǒng)計年鑒資料匯編》與《2010年山東省統(tǒng)計年鑒》。其中，城鎮(zhèn)化水平根據(jù)城鎮(zhèn)人口在總?cè)丝谥兴急戎赜嬎闼谩?/p>

為滿足數(shù)據(jù)可比性，將人均地區(qū)生產(chǎn)總值調(diào)整為按1978年為基期計算的實際人均地區(qū)生產(chǎn)總值，以剔除物價水平變動的影響。為了排除時間序列數(shù)據(jù)中可能存在的異方差現(xiàn)象，使之趨于線性化，分別對城鎮(zhèn)化水平和人均地區(qū)生產(chǎn)總值進行對數(shù)變換，用LnUr和LnAG分別表示城鎮(zhèn)化水平和人均地區(qū)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)。

2.構(gòu)建VAR模型

傳統(tǒng)的經(jīng)濟計量方法是以經(jīng)濟理論為基礎(chǔ)來描述變量關(guān)系的模型，但經(jīng)濟理論通常并不足以對變量之間的動態(tài)聯(lián)系提供一個嚴(yán)密的說明。相比于傳統(tǒng)的一般只能單向描述自變量的改變對因變量產(chǎn)生影響的多元回歸計量模型而言，VAR模型把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的向量自回歸模型。在建立VAR模型的基礎(chǔ)上，對山東省城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間的互動效應(yīng)進行實證分析。VAR模型的一般數(shù)學(xué)表達(dá)式為:

其中:yt為k維內(nèi)生變量列向量，xt為d維外生變量列向量，p為滯后階數(shù)，k×k維矩陣A和k×d維矩陣B是待估系數(shù)矩陣，εt為k維擾動列向量，T是樣本個數(shù)，它們相互之間可以同期相關(guān)，但不與自己的滯后值相關(guān)及不與等式右邊的變量相關(guān)。根據(jù)VAR(p)模型的一般形式，構(gòu)建如下模型:

四、計量分析

1.VAR模型估計與Granger因果關(guān)系檢驗

為避免所建的模型存在偽回歸問題，對每個過程的平穩(wěn)性進行平穩(wěn)性檢驗，文中采用目前最常用的ADF檢驗方法檢驗LnUr和LnAG之間的平穩(wěn)性。在樣本期間內(nèi)，城鎮(zhèn)化水平(LnUr)和人均地區(qū)生產(chǎn)總值(LnAG)之間基本呈現(xiàn)同向增長的趨勢。利用Eviews5.1軟件得到的檢驗結(jié)果如表1所示:

表2 各變量的ADF單位根檢驗結(jié)果

水平檢驗結(jié)果顯示，各變量的ADF值的絕對值均小于臨界值，具有單位根，為非平穩(wěn)序列;一階差分檢驗結(jié)果顯示，各變量至少在5%的顯著性水平上拒絕有單位根的原假設(shè)，為I(1)序列，即城鎮(zhèn)化水平和人均地區(qū)生產(chǎn)總值均為一階單整序列。

VAR模型中一個重要的問題就是滯后階數(shù)p的確定，在通常進行選擇時，既要有足夠數(shù)目的滯后項，又要有足夠數(shù)目的自由度，需要進行綜合考慮。綜合考慮了LR、FPE、AIC、SC、HQ等5個評價統(tǒng)計量指標(biāo)，以此確定VAR模型的p值，在比較了1-4之間的滯后階數(shù)后發(fā)現(xiàn)，滯后階數(shù)為3時各評價統(tǒng)計指標(biāo)較優(yōu)，分別為16.68、1.15e-07、-10.33、-9.66、-10.12，據(jù)此確定最優(yōu)滯后階數(shù)為3。式(2)模型估計結(jié)果如表2所示，所有回歸函數(shù)的可決系數(shù)均在0.99以上，回歸函數(shù)的擬合度較好;滯后一期的人均地區(qū)生產(chǎn)總值與滯后兩期的城鎮(zhèn)化水平對當(dāng)期的人均地區(qū)生產(chǎn)總值的增長有顯著的貢獻(xiàn);滯后三期的人均地區(qū)生產(chǎn)總值與滯后一期的城鎮(zhèn)化水平對當(dāng)期城鎮(zhèn)化水平的提高均有較大的貢獻(xiàn)。

模型估計結(jié)果

表3

進一步借助Granger因果關(guān)系檢驗來判斷城鎮(zhèn)化是否為人均地區(qū)生產(chǎn)總值增長的主要動因。Granger因果關(guān)系檢驗就是判斷一個變量是否受到其他變量的滯后影響，通過對其進行Granger因果關(guān)系檢驗，結(jié)果表明，在10%的顯著性水平下，拒絕“城鎮(zhèn)化水平不是人均地區(qū)生產(chǎn)總值的Granger原因”的假設(shè)，不拒絕“人均地區(qū)生產(chǎn)總值不是城鎮(zhèn)化水平的Granger原因”的假設(shè)。因此，從3階滯后的情況來看，城鎮(zhèn)化水平的提高是人均地區(qū)生產(chǎn)總值增長的原因。也就是說，檢驗結(jié)果表明，改革開放30年以來，山東省城鎮(zhèn)化發(fā)展對經(jīng)濟增長具有正向的推動作用。如表3所示。

2.協(xié)整檢驗與向量誤差修正模型

經(jīng)一階差分后，序列l(wèi)nUr和lnAG均為一階單整序列，由此，可以對其進行協(xié)整檢驗。采用Johansen檢驗，檢驗變量之間的協(xié)整關(guān)系，即檢驗人均地區(qū)生產(chǎn)總值與城鎮(zhèn)化水平之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。協(xié)整檢驗結(jié)果表明，在5%的顯著水平下，跡統(tǒng)計量值大于臨界值(如表4所示)，拒絕沒有協(xié)整方程的假設(shè)，即人均地區(qū)生產(chǎn)總值與城鎮(zhèn)化水平之間存在一種穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。長期均衡關(guān)系證明山東省城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間自改革開放以來呈現(xiàn)出一定的協(xié)調(diào)性，并不存在城鎮(zhèn)化滯后于經(jīng)濟增長的情形。進一步對協(xié)整向量進行標(biāo)準(zhǔn)化處理后發(fā)現(xiàn)，從長期來看，城鎮(zhèn)化水平每提高1個百分點，將會帶動人均地區(qū)生產(chǎn)總值增長1.99個百分點。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗

為了衡量短期內(nèi)城鎮(zhèn)化水平對人均地區(qū)生產(chǎn)總值的影響，進一步利用誤差修正模型進行估計，得以下兩式:

從短期來看，滯后二期的城鎮(zhèn)化水平每提高1%，將推動當(dāng)期人均地區(qū)生產(chǎn)總值增加0.34%。滯后一、三期的人均地區(qū)生產(chǎn)總值每增加1%，將分別拉動當(dāng)期城鎮(zhèn)化水平提高0.12和0.25個百分點。

3.方差分解分析

在上述分析結(jié)果的基礎(chǔ)上，進一步運用VAR模型預(yù)測方差分解法就城鎮(zhèn)化對山東省人均地區(qū)生產(chǎn)總值增長的動態(tài)影響規(guī)律進行分析，方差分解通過將一個變量沖擊的均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量的隨機沖擊所做的貢獻(xiàn)，然后計算出每一個變量沖擊的相對重要性。方差分解可以給出對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。根據(jù)方差分解理論模型，對城市化水平和人均地區(qū)生產(chǎn)總值的預(yù)測均方誤差進行分解，其結(jié)果如表5所示。

表5 協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果

從方差分解結(jié)果來看，人均地區(qū)生產(chǎn)總值與城鎮(zhèn)化水平的沖擊對人均地區(qū)生產(chǎn)總值的增長均有一定的影響，其中最大的沖擊影響主要來自于人均地區(qū)生產(chǎn)總值本身，即便最少時也可達(dá)到94.16%，相比而言，城鎮(zhèn)化水平對人均地區(qū)生產(chǎn)總值的增長的沖擊影響較弱，最高時也只有5.84%;另外，人均地區(qū)生產(chǎn)總值與城鎮(zhèn)化水平的沖擊對城鎮(zhèn)化水平的提高均有較大影響，其中人均地區(qū)生產(chǎn)總值的沖擊影響最高時可達(dá)14.96%，城鎮(zhèn)化水平自身的沖擊影響最高時達(dá)90.54%。

表6 城市化和人均GDP的方差分解分析結(jié)果

五、結(jié)論與討論

通過選取1978-2009年山東省城鎮(zhèn)化水平與人均地區(qū)生產(chǎn)總值的相關(guān)數(shù)據(jù)，并構(gòu)建VAR模型對山東省城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長的互動效應(yīng)進行動態(tài)計量分析。結(jié)果表明:

(1)山東省城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間確實存在一種穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，且城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟總量的變動具有同向性，從長期來看，城鎮(zhèn)化水平每提高1個百分點，將會帶動人均地區(qū)生產(chǎn)總值增長1.99個百分點。改革開放以來，山東省城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)出一定的協(xié)調(diào)性，總體上并不存在城市化的發(fā)展滯后經(jīng)濟增長的情形，這與山東省實際省情一致。

(2)在短期內(nèi)，人均地區(qū)生產(chǎn)總值每增加1%，將拉動當(dāng)期城鎮(zhèn)化水平提高0.12個百分點，而城鎮(zhèn)化水平每提高1%，將推動當(dāng)期人均地區(qū)生產(chǎn)總值增加0.34%;滯后3期的城鎮(zhèn)化水平是人均地區(qū)生產(chǎn)總值增長的格蘭杰原因，說明短期內(nèi)城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的拉動作用要強于經(jīng)濟增長對城鎮(zhèn)化的反向作用。第二、三產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展，城鎮(zhèn)化發(fā)展也處于加速階段，使得城市規(guī)模效益充分發(fā)揮，城市的擴散輻射及創(chuàng)新溢出效應(yīng)充分顯現(xiàn)，必然使得城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長產(chǎn)生強大的推動作用;而山東人多地少、長期存在的二元結(jié)構(gòu)以及城鄉(xiāng)差距顯著的省情，在一定程度上限制了經(jīng)濟增長對城市化的反向作用。

(3)誤差修正模型分析表明，從短期來看，城鎮(zhèn)化水平每提高1%，將推動當(dāng)期人均地區(qū)生產(chǎn)總值增加0.34%，這一系數(shù)比長期協(xié)整回歸方程的系數(shù)要小，說明城鎮(zhèn)化發(fā)展對山東省經(jīng)濟增長的長期影響更為顯著。究其原因在于短期內(nèi)城鎮(zhèn)化水平的提高還沒有使經(jīng)濟增長的結(jié)構(gòu)效應(yīng)充分顯現(xiàn);長期則不同，其影響效應(yīng)得到充分顯現(xiàn)，農(nóng)村人口不斷的向城鎮(zhèn)集中，使得城鎮(zhèn)人口數(shù)量增加，第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生變動、企業(yè)不斷聚攏，使經(jīng)濟結(jié)構(gòu)趨于合理，從而加速了經(jīng)濟增長。

(4)從方差分解結(jié)果來看，人均地區(qū)生產(chǎn)總值增長的最大沖擊影響主要來自于其本身，而其對城鎮(zhèn)化水平的反應(yīng)相對較弱;人均地區(qū)生產(chǎn)總值對城鎮(zhèn)化水平的沖擊響應(yīng)相對較強，但其增長效應(yīng)主要來自于本身，兩者均對城鎮(zhèn)化水平有較大影響;城鎮(zhèn)化水平對人均地區(qū)生產(chǎn)總值的沖擊響應(yīng)開始反應(yīng)較弱，但對其影響效應(yīng)逐步加強。這說明山東省城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長之間的相互沖擊影響差異明顯。

就現(xiàn)有的統(tǒng)計資料來看，衡量城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的數(shù)據(jù)很多，選擇哪一指標(biāo)衡量會更能反映實際情況，依舊有待于進一步地討論。通過以上分析，山東省城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間確實存在一種穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，城鎮(zhèn)化水平的提高，對山東省經(jīng)濟增長具有一定的拉動作用，但目前山東省城鎮(zhèn)化率依舊不高，使得城市規(guī)模效益還沒有充分發(fā)揮，城市的擴散輻射及創(chuàng)新溢出效應(yīng)未充分顯現(xiàn)，要求進一步加強其對經(jīng)濟增長的推動作用。隨著山東省經(jīng)濟發(fā)展向工業(yè)化中后期的過渡，應(yīng)采取措施加強城鎮(zhèn)化對山東省經(jīng)濟增長的影響作用。如何加快推進城鎮(zhèn)化進程，以推動山東經(jīng)濟的快速增長，以及如何促進兩者良性互動機制的形成，將是今后很長時間內(nèi)探究的重要內(nèi)容和政策措施。

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