中國(guó)城鎮(zhèn)化經(jīng)濟(jì)績(jī)效空間差異研究

盧麗文，張 毅,2，李永盛

（1.中國(guó)地質(zhì)大學(xué)＜武漢＞研究生院，武漢 430074；2.華中師范大學(xué) 城市與環(huán)境科學(xué)學(xué)院，武漢 430079）

0 前言

城鎮(zhèn)化的發(fā)展必將釋放巨大內(nèi)需，城鎮(zhèn)化是中國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期平穩(wěn)較快發(fā)展的動(dòng)力源泉。城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展到底是什么關(guān)系，城鎮(zhèn)化到底對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用有多大，全國(guó)區(qū)域尺度、東中部區(qū)域尺度、西部區(qū)域尺度是否存在區(qū)域差異，這些問(wèn)題的探討對(duì)于服務(wù)現(xiàn)實(shí)國(guó)家的宏觀決策具有重大的意義。本文首先建立了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城鎮(zhèn)化水平的var模型，初步探討經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鎮(zhèn)化水平之間的相互關(guān)系，然后收集面板數(shù)據(jù)，采用空間計(jì)量模型，既考慮了時(shí)間尺度的相關(guān)性，又考慮了空間尺度的相關(guān)性。因此，對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響的貢獻(xiàn)度進(jìn)行更加科學(xué)的研究。

1 變量的選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 變量的選擇

因變量：一般來(lái)說(shuō)，GDP、人均GDP這兩個(gè)指標(biāo)都能很好的反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平，本文選擇人均GDP，主要是考慮剔除人口規(guī)模的影響。

自變量：關(guān)于城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的常用衡量指標(biāo)主要有單一指標(biāo)法、多項(xiàng)指標(biāo)法，其中一直處于主導(dǎo)地位的方法是人口比重指標(biāo)法，本文選擇人口城鎮(zhèn)化率CZH。

為消除原始數(shù)據(jù)可能存在的異方差，對(duì)自變量和因變量數(shù)據(jù)進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理為lnRGDP與lnCZH。

基于VAR模型分析的數(shù)據(jù)取1978～2011年全國(guó)人均GDP與人口城鎮(zhèn)化率的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，空間面板計(jì)量模型的數(shù)據(jù)選取2007～2011年31個(gè)省市的人均GDP與人口城鎮(zhèn)化率數(shù)據(jù)。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

變量數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2006～2012）》、《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒2007》及《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒2012》，包括中國(guó)31個(gè)省市區(qū)，港澳臺(tái)地區(qū)由于數(shù)據(jù)缺失原因除外，同時(shí)論文還分西部及東中部研究了其城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，其中中國(guó)東中部地區(qū)：北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南、山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南19個(gè)省市，西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、廣西、陜西、甘肅、青海、寧夏、西藏、新疆、內(nèi)蒙古12個(gè)省市。

2 基于VAR模型的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鎮(zhèn)化水平動(dòng)態(tài)關(guān)系分析

Var模型是不以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)的模型，主要用于預(yù)測(cè)和分析隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊，利用var模型可以很好的研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鎮(zhèn)化水平的波動(dòng)傳導(dǎo)關(guān)系。

2.1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

利用單位根檢驗(yàn)來(lái)判斷數(shù)據(jù)的判斷數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，避免偽回歸，單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)

從表1可以看出，原始數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)的時(shí)間序列，經(jīng)過(guò)一階差分，都呈一階單整，有存在協(xié)整的可能。根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC)和施瓦茨（SC）最小的原則確定模型最優(yōu)滯后階數(shù)為3。根據(jù)最優(yōu)滯后階數(shù)對(duì)變量進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，拒絕原假設(shè)，變量之間存在協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鎮(zhèn)化水平之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。為進(jìn)一步驗(yàn)證協(xié)整關(guān)系的正確性，利用AR根的圖表驗(yàn)證方法如圖1所示，單位根倒數(shù)的模都小于1，都落在單位圓之內(nèi)，因此，是一個(gè)平穩(wěn)的系統(tǒng)。

圖1 AR根檢驗(yàn)結(jié)果

2.2 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)用來(lái)刻畫(huà)的是來(lái)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的自擾動(dòng)項(xiàng)（新息）的沖擊對(duì)當(dāng)前值和未來(lái)值的影響軌跡，比較直觀的表現(xiàn)出的動(dòng)態(tài)互動(dòng)關(guān)系。廣義脈沖響應(yīng)不依賴于var模型各變量的排序關(guān)系，所以本文采用的是廣義脈沖響應(yīng)，得到結(jié)果如圖2和圖3所示：

圖2 城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展本身對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響

圖3 經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鎮(zhèn)化本身對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響

通過(guò)圖2反映的是各內(nèi)生變量對(duì)人均GDP的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的隨機(jī)新息的反應(yīng)，從圖中可以看出Y（人均GDP）對(duì)其自身的反應(yīng)是持續(xù)的正向效應(yīng)，到第二期時(shí)達(dá)到最大，然后逐步減小，第三期至第八期減弱幅度較大，至第十期趨于穩(wěn)定，這說(shuō)明當(dāng)期的人均GDP與其滯后值相關(guān)聯(lián)，但是關(guān)聯(lián)度在逐步減弱。城鎮(zhèn)化水平的沖擊引起Y（人均GDP）的變化是波動(dòng)的，當(dāng)在本期給城鎮(zhèn)化水平一個(gè)正向沖擊后，人均GDP在前三期為正向波動(dòng)狀態(tài)，隨后轉(zhuǎn)為負(fù)響應(yīng)，負(fù)響應(yīng)先增大后減少，逐步轉(zhuǎn)為正響應(yīng)，這說(shuō)明城鎮(zhèn)化水平的提高有助于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但具有滯后效應(yīng)，分析原因可能是在城鎮(zhèn)化水平提高拉動(dòng)了投資與消費(fèi)，通過(guò)一段時(shí)期的傳導(dǎo)，抵消掉了城鎮(zhèn)水平提高帶來(lái)的城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大的負(fù)效應(yīng)，促進(jìn)了人均GDP的提高。

從圖3中可以看出，X（城鎮(zhèn)化水平）對(duì)其自身的沖擊反應(yīng)是：先上升，后下降，總體而言是正響應(yīng)，但在快速減弱，說(shuō)明城鎮(zhèn)化水平與其滯后值相關(guān)聯(lián)。當(dāng)在本期給人均GDP一個(gè)正向沖擊后，城鎮(zhèn)化水平在前三期為正向波動(dòng)狀態(tài)，第二期為最低點(diǎn)，隨后逐步上升，為持續(xù)的正響應(yīng)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展的正向沖擊對(duì)城鎮(zhèn)化水平的提高具有非常顯著促進(jìn)作用，并且具有較長(zhǎng)的持續(xù)效應(yīng)?？赡艿脑蚴侨司鵊DP越高，刺激居民的消費(fèi)，拉動(dòng)投資，投資帶動(dòng)就業(yè)，就業(yè)機(jī)會(huì)的增多引起人口向城鎮(zhèn)流動(dòng)，城鎮(zhèn)化水平提高。

2.3 方差分解分析

方差分解可以用來(lái)把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量的變動(dòng)分解成各變量所做的貢獻(xiàn)，可以進(jìn)一步評(píng)價(jià)各新息對(duì)模型內(nèi)生變量的重要性。

圖4 各變量沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)度

圖5 各變量沖擊對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展的貢獻(xiàn)度

從圖4和圖5可以看出：人均GDP的波動(dòng)在第一期只受到自身沖擊的影響，從第二期起來(lái)自城鎮(zhèn)化水平的波動(dòng)的影響逐步提高，城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)是逐步增加的，第六期趨于穩(wěn)定，穩(wěn)定在18%左右。城鎮(zhèn)化水平的波動(dòng)在第一期就受到自身及人均GDP的沖擊，并且來(lái)自城鎮(zhèn)化自身的擾動(dòng)逐步下降，人均GDP的擾動(dòng)上升至30%左右，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)化水平的提高具有顯著的促進(jìn)作用，這與我們得到的脈沖響應(yīng)結(jié)論吻合。

2.4 格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)是統(tǒng)計(jì)意義的因果關(guān)系，其定義是在包含變量X、Y的過(guò)去信息的條件下，變量X的值包括進(jìn)來(lái)能有助于解釋變量Y的將來(lái)變化，則說(shuō)X是Y的格蘭杰原因。本文通過(guò)對(duì)變量滯后3期進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，得出結(jié)果如表2所示：

表2 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

通過(guò)表2可以看出：城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展是雙向格蘭杰因果關(guān)系。因此，進(jìn)一步驗(yàn)證了城鎮(zhèn)化水平的提高對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，其實(shí)質(zhì)是人口與經(jīng)濟(jì)活動(dòng)在空間上集聚的過(guò)程。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)對(duì)促進(jìn)城鎮(zhèn)化也有積極的促進(jìn)作用。

3 基于空間面板的城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)度分析

通過(guò)VAR模型，研究了時(shí)間序列城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，但忽視了空間上的個(gè)體差異，也忽視了空間尺度的相關(guān)性，因此，進(jìn)一步采用空間面板數(shù)據(jù)模型對(duì)我國(guó)的城鎮(zhèn)化水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)度做分析。

3.1 面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免偽回歸，保證估計(jì)結(jié)果的有效性，需要對(duì)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，本文對(duì)變量進(jìn)行了單位根及協(xié)整檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)單位根及協(xié)整檢驗(yàn)利用的是eviews6軟件，單位根檢驗(yàn)采用的是LLC、IPS、ADF、PP四種檢驗(yàn)方法。

表3 變量的單位根檢驗(yàn)

一般來(lái)說(shuō)，只要LLC及ADF兩種檢驗(yàn)方法均拒絕原假設(shè)則說(shuō)明數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，從表3可以看出，原始的數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)值并不顯著，在經(jīng)一階差分后，所有檢驗(yàn)方法的檢驗(yàn)值在10%的顯著性水平下均拒絕了存在單位根的假設(shè)，可以認(rèn)為數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，所以全國(guó)、東中部、西部數(shù)據(jù)都是I（1）一階單整，他們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

表4 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)于小樣本，Panel ADF-Statistic和Group ADF-Statistic統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)效果更好，檢驗(yàn)結(jié)果從表4可以看出Panel ADF-Statistic和Group ADF-Statistic檢驗(yàn)都通過(guò)了1%的顯著性水平，對(duì)于T較小時(shí)，Kao檢驗(yàn)具有更好的檢驗(yàn)功效，從表4中可以看出，Kao檢驗(yàn)也均通過(guò)了1%的顯著性水平，拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，因此，本文認(rèn)為我國(guó)31個(gè)省市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城鎮(zhèn)化水平兩個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

3.2 空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在建立空間計(jì)量模型前，首先要檢驗(yàn)數(shù)據(jù)之間是的空間相關(guān)性是否明顯。

本文采用了 Moran I 、LMlag、LMerr、R-LMlag、R-LMerr五種自相關(guān)統(tǒng)計(jì)量對(duì)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和城鎮(zhèn)化水平進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，其中LMlag、LMerr、R-LMlag、R-LMerr還可以為模型的選擇提供依據(jù)。矩陣采用的是分塊對(duì)角矩陣，利用matlabR2010a軟件計(jì)算結(jié)果如表5所示。

表5 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和城鎮(zhèn)化空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

從表5可以看出，全國(guó)、東中部、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城鎮(zhèn)化水平之間的空間相關(guān)性檢驗(yàn)都非常顯著，而且全國(guó)、東中部、西部地區(qū)的空間相關(guān)性都在0.6以上，呈正相關(guān)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城鎮(zhèn)化具有明顯的空間依賴性及空間集聚效應(yīng)，因此采用傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)方法估計(jì)的模型是有偏的或者是無(wú)效的，我們?cè)谔接懡?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城鎮(zhèn)化水平之間的關(guān)系時(shí)將空間因素納入模型十分必要。同時(shí)從表中的LM與R-LM檢驗(yàn)可以判斷西部地區(qū)選擇空間滯后模型。

3.3 空間計(jì)量模型的選擇與分析

Anselin將空間誤差項(xiàng)及空間滯后被解釋量引入傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)模型中，空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量的兩種基本模型分別是：

空間滯后模型SLM：Y=ρ(IT?WN)Y+βX+ε

空間誤差模型SEM：y=Xβ+ε ε=λ(IT?WN)ε+μ

其中Y表示經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，用lnRGDP來(lái)表征；U表示城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，用人口城鎮(zhèn)化率lnCZH來(lái)表征；

在進(jìn)行模型選擇時(shí)，需要考慮是選擇采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，本文通過(guò)運(yùn)行matlabR2010a軟件，比較空間滯后（SLM）固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)模型，空間誤差（SEM）固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)模型檢驗(yàn)值，如表6所示。

表6 隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

從表6可以看出，全國(guó)、西部區(qū)域范圍的空間誤差隨機(jī)效應(yīng)Hausman檢驗(yàn)在5%的水平上顯著，表明應(yīng)采用固定效應(yīng)，且從全國(guó)、東中部、西部區(qū)域范圍來(lái)看，空間滯后固定效應(yīng)的LR-test、調(diào)整的R2、log-likelihood均大于其他三類模型，表明應(yīng)選擇空間固定效應(yīng)模型。

固定效應(yīng)模型包括無(wú)固定效應(yīng)、空間固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)及時(shí)空雙固定效應(yīng)四類模型。通過(guò)運(yùn)行matlabR2010a軟件得出全國(guó)、東中部、西部地區(qū)空間滯后（SLM）四類固定效應(yīng)模型結(jié)果如表7、8、9所示。

表7 全國(guó)區(qū)域空間固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果

表8 東中部地區(qū)空間固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果

表9 西部地區(qū)空間固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果

通過(guò)分析表7、8、9可以得出以下結(jié)論：

通過(guò)綜合對(duì)比空間滯后模型的四類固定效應(yīng)模型的調(diào)整的R2（擬合優(yōu)度）、δ2、log-likelihood，空間固定效應(yīng)明顯優(yōu)于無(wú)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，時(shí)空固定效應(yīng)的極大似然值雖然大于空間固定效應(yīng)，但其擬合優(yōu)度太低，本文選擇了空間固定效應(yīng)模型。導(dǎo)致這種情況的可能有兩個(gè)原因引起：原因一是本文選取的是“短面板”數(shù)據(jù)，也就是時(shí)間序列個(gè)數(shù)（T=7）小于截面?zhèn)€體（N=31)數(shù)量,也就可能會(huì)導(dǎo)致相對(duì)于時(shí)間固定效應(yīng)來(lái)說(shuō)，截面的個(gè)體效應(yīng)更顯著。原因二是說(shuō)明相鄰區(qū)域城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用的空間溢出效應(yīng)隨區(qū)域、但不隨時(shí)間變化存在很大差異，也就是說(shuō)主要體現(xiàn)在區(qū)域間的結(jié)構(gòu)性差異上，這與我們國(guó)家的實(shí)際情況也是相符的。

全國(guó)、東中部、西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)顯著，區(qū)位因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要影響。從表中可以看出，空間效應(yīng)系數(shù)都在0.8以上且在5%的水平上顯著，這表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向的空間擴(kuò)散效應(yīng)，一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會(huì)受到相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。

運(yùn)用空間固定效應(yīng)模型，可以進(jìn)行具體的數(shù)據(jù)計(jì)算分析：對(duì)于全國(guó)區(qū)域而言，如果城鎮(zhèn)化水平提高1%，則人均GDP增長(zhǎng)0.93%。對(duì)于東中部區(qū)域而言，如果城鎮(zhèn)化水平提高1%，則人均GDP增長(zhǎng)3.14%。對(duì)于西部地區(qū)而言，如果城鎮(zhèn)化水平提高1%，則人均GDP增長(zhǎng)0.32%。說(shuō)明城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存在很大的區(qū)域差異，其中，東中部地區(qū)城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用最為明顯，而在西部地區(qū)城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用就相比削弱了很多。究其原因本文認(rèn)為一是東中部地區(qū)教育水平、基礎(chǔ)設(shè)施、生活水平相比于西部地區(qū)都具有優(yōu)勢(shì)，人力資源水平較高，具有較好的發(fā)展基礎(chǔ)，因此東中部人口的城鎮(zhèn)化可以形成較高的生產(chǎn)能力，產(chǎn)生較大消費(fèi)能力，從而城鎮(zhèn)化質(zhì)量更高，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率就更高，而隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，教育、基礎(chǔ)設(shè)施等的投入增加，社會(huì)就業(yè)崗位增長(zhǎng)，人口的城鎮(zhèn)化水平進(jìn)一步提高，兩者形成良性循環(huán)。而我國(guó)的西部地區(qū)雖然資源比較豐富，但是由于基礎(chǔ)設(shè)施、教育水平、體制改革相對(duì)落后，投資不足，抑制了當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)的增長(zhǎng)、消費(fèi)水平的提高、工資水平的提升，一部分人雖然由貧困的農(nóng)村搬到城鎮(zhèn)，但是其生活仍在貧困線上掙扎，城市貧困問(wèn)題仍是西部需要關(guān)注的問(wèn)題之一，影響城鎮(zhèn)化質(zhì)量不高，從而導(dǎo)致對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率相對(duì)低下，因此東中部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效率遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于西部地區(qū)。二是東中部由于經(jīng)濟(jì)更為發(fā)達(dá)，就業(yè)、求學(xué)等機(jī)會(huì)更多，工資水平更高，吸引了更多來(lái)自西部地區(qū)的人口流入東中部地區(qū)，尤其是東部吸引了大量來(lái)自西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)的高科技人才和農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，他們?cè)跂|部城市就業(yè)、生活，為城市經(jīng)濟(jì)的發(fā)展做貢獻(xiàn)，也就是說(shuō)西部地區(qū)的資源大量流入東部地區(qū)，并且形成明顯的馬太效應(yīng)，從而形成了明顯的區(qū)域差異。

4 結(jié)論與建議

本文主要利用var模型和空間計(jì)量模型研究了城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)度，得出以下結(jié)論：（1）本文首先利用var模型研究了城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系，脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解分析、格蘭杰因果檢驗(yàn)都表明城鎮(zhèn)化水平的提高對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有積極的促進(jìn)作用，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展也具有促進(jìn)作用，城鎮(zhèn)化實(shí)質(zhì)是人口和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)在空間上的集聚。（2）本文利用空間計(jì)量模型分析得出全國(guó)城鎮(zhèn)化每提高一個(gè)百分點(diǎn)，人均GDP增長(zhǎng)約為0.93個(gè)百分點(diǎn)，東中部地區(qū)城鎮(zhèn)化每提高一個(gè)百分點(diǎn)，人均GDP增長(zhǎng)約為3.14個(gè)百分點(diǎn)，西部地區(qū)城鎮(zhèn)化每提高一個(gè)百分點(diǎn)，人均GDP增長(zhǎng)約為0.32個(gè)百分點(diǎn)，貢獻(xiàn)度為東中部＞全國(guó)＞西部。

根據(jù)本文對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)化經(jīng)濟(jì)績(jī)效空間差異特征的研究，提出如下建議：（1）從宏觀政策導(dǎo)向而言，積極推動(dòng)城鎮(zhèn)化建設(shè)，注重城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量。（2）我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城鎮(zhèn)化水平都存在明顯的空間外溢效應(yīng)，通過(guò)快速交通體系及體制改革等措施，確實(shí)縮短距離，加強(qiáng)省域間的聯(lián)系，尋求跨區(qū)域的發(fā)展與合作，由區(qū)域間的“競(jìng)爭(zhēng)”發(fā)展走向“協(xié)同”發(fā)展，實(shí)現(xiàn)共贏的局面。（3）提高西部地區(qū)城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效率，縮小東西部發(fā)展差距，在中西部積極培育城市圈與城市群，打造城市經(jīng)濟(jì)圈，發(fā)揮空間集聚效應(yīng)，形成增長(zhǎng)極，發(fā)揮增長(zhǎng)極的輻射帶動(dòng)作用，打破省域行政壁壘在區(qū)域間和省域間形成整合聯(lián)動(dòng)發(fā)展的局面，協(xié)調(diào)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

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