城—市—化與產業結構高級化基于浙江省的協整分析

包佳迪

(浙江工商大學，浙江 杭州 310018)

一、引言

改革開放以來我國經濟取得了舉世矚目的發展成就，但伴隨著經濟和社會轉型的逐步加快，落后的產業結構正在成為制約我國經濟進一步發展的瓶頸。長期以來，我國經濟一直處于全球價值鏈末端，憑借生產要素的低成本、以犧牲生態環境和勞動者福利為代價參與國際競爭的外向型經濟增長方式正面臨嚴峻挑戰。當前我國人口紅利正逐漸消失，劉易斯拐點已經到來(蔡昉，2010)。伴隨著東南沿海各地出現的“用工荒”，勞動力優勢正在成為過去。另外，粗放型經濟增長方式造成的資源環境壓力逐漸加大，迫切需要通過轉型升級走可持續發展道路。

目前國際社會對人民幣升值壓力不斷加大，歐美貿易保護主義暗流涌動，國內通貨膨脹加劇、出口退稅下降以及原材料上漲等外部因素共同影響，使得缺乏技術含量沒有核心競爭力的出口導向型行業和低端企業受到嚴重沖擊，由出口受限進而導致國內一些產業產能相對過剩。

因此，如何選擇產業轉型升級路徑就顯得尤為重要。本文的研究正是基于此背景，通過對該論題發展脈絡的系統性梳理，以浙江省為例，實證分析了城市發展與產業結構高級化之間的關系。

二、理論框架

產業結構高級化與城市化相互關系的作用機理主要通過兩條途徑進行，一條是間接途徑，另一條是直接途徑。

1.間接途徑

隨著經濟的高速發展，各產業在經濟中的比重也在不斷變動。根據三次產業的重要性及占經濟的份額依次排序，產業結構的變動按一、二、三向二、一、三向二、三、一再向三、二、一的順序進行演進。而城市化是二、三產業的區位聚集和發展的形成過程，伴隨著產業結構的高級化過程，勞動力在各產業中的分布也隨之發生改變，社會中勞動力更多、更快地從一、二產業轉移出去，融入到第三產業中去，帶動金融業、商業流通、批發零售、住房餐飲等服務業的發展，使產業結構得到優化，以此推動城市化的發展。同時，城市化對產業結構變動的影響也是通過先影響到勞動力結構，進而影響到產業結構高級化。

2.直接途徑

隨著產業結構高級化水平逐步提高，服務業等第三產業得到較快發展。在這一過程中產生了對規模經濟和集聚經濟的根本要求，因而勞動分工日益專業化和一體化，一方面完善了城市的基礎設施，擴大了城市規模，優化了城市功能，加強了城市輻射力和城市擴散效應，另一方面生產的集中也促進了人口的集中，進而使人流、物流、信息流和資金流在空間上不斷聚集，加速了新型城市化的步伐。反之，城市化的推進也直接影響產業結構變動。

三、指標選取以及變量的計算

本文的數據主要來自歷年《浙江統計年鑒》、《新浙江50年統計資料匯編》、《中國城市統計年鑒》以及《浙江年鑒》，直接獲取或者加工而成，數據區間為1990—2009年。

1.城市化水平測度

由城市化的內涵可知，僅僅用城鎮人口比不能充分衡量城市化，因此有必要構建綜合指標體系。借鑒俞云鋒(2009)的研究，遵循系統性、完整性、有效性、科學性、可操作性等原則，從浙江省的實際情況出發，構建以下綜合指標體系:

表1 城市化水平評價指標體系

利用SPSS17.0軟件進行主成分分析，為消除負數數值影響，本文根據統計學中的原則，運用公式進行坐標平移，這里取H=9，得到浙江城市化水平如表2所示:

表2 浙江省城市化水平

2.產業結構高級化水平測度

產業結構高級化體現在兩個不同年份產業結構高級化水平的比較中，而產業結構高級化水平可以用產業結構層次系數(靖學青，2005)來定量測度和刻畫，用以下公式計算。設某區域有n個產業，將這些產業由高層次到低層次加以排列，所得的比例分別記為q(j)，則該區域產業結構層次系數為:

表3 1990—2009年浙江省產業結構層次系數

顯然，ω越大，該區域結構層次系數越大，表明產業結構高級化水平越高。計算的產業結構層次系數ω如表3所示。

四、城市化與產業結構高級化的計量分析

1.變量的單位根檢驗

時間序列的平穩性是時間序列計量分析有效性的基礎，因此，時間序列的平穩性檢驗具有非常重要的意義，本文首先對綜合城市化水平(U)以及產業高級化水平(ω)進行單位根檢驗，以確定其平穩性。本文采用ADF檢驗法進行單位根檢驗。結果如表4所示:

表4 ω與U的ADF檢驗結果

從表4可知，產業高級化水平與綜合城市化水平的一階差分分別在10%與5%水平通過檢驗，因此可知，D(ω)與D(U)是平穩序列，兩者可能存在協整關系。

2.協整檢驗

以上變量U與ω都是一階平穩的，可能存在協整關系。首先我們觀察U與ω的時間序列圖見圖1。然后用Johansen極大似然估計法對變量進行協整分析。

圖1 時間序列

利用Eviews 6.0檢驗，得到結果如表5所示:

表5 協整檢驗結果

由表5可知，跡統計量檢驗有47.9＞12.3，3.6＜4.1;最大特征值統計量檢驗有44.3＞11.2，3.6＜4.1，所以ω和U序列存在協整關系。

3.格蘭杰因果檢驗及協整分析

利用Eviews 6.0軟件，對U與ω進行格蘭杰因果檢驗，我們發現在10%顯著性水平下，接受“U不是ω的格蘭杰原因”，拒絕“ω不是U的格蘭杰原因”。因此我們判斷產業結構高級化是城市化的格蘭杰原因，通過產業結構的高級化影響城市化進程。

因為ω與U存在協整關系，所以可以通過Eviews6.0軟件建立模型如下:

對式(1)、式(2)殘差序列E的單位根檢驗結果如圖2所示:

圖2 殘差序列E的單位根檢驗結果

由圖2可知，由于統計量ADF=－6.147022小于不同檢驗水平的三個臨界值，因此殘差序列E為平穩序列。所以對應的長期均衡方程為式(1)、式(2)所示，且有明確的經濟意義。即城市化水平每提高一個單位，產業結構高級化水平提高1.27個單位，即城市化對產業結構的高級化有正的促進作用。同時產業結構高級化水平每提高一個單位，城市化水平相應提高0.59個單位，即產業結構高級化水平對城市化也有正的促進作用。

五、結論與啟示

本文通過構建城市化綜合指標，利用主成分分析法得出浙江省城市化水平，與產業結構高級化水平進行協整分析，得出以下主要結論:

第一，通過對城市化綜合水平的計算以及產業結構高級化水平的計算，發現近二十年來，浙江省城市化水平、產業結構高級化水平逐步提高，非農產業在國民經濟中的地位越來越突出。然而，城市化水平遠遠落后于當前浙江省工業化水平，城市化、工業化任務仍然非常艱巨。

第二，協整分析表明，產業結構高級化水平是城市化的格蘭杰原因，且兩者存在長期的動態均衡關系。整體來看，城市化與產業結構高級化相互促進，城市化在長期內有利于產業結構的合理化與高級化;同時產業結構高級化又進一步促進城市化的發展。因此深入研究兩者關系，結合我國實際情況，對拓寬我國產業轉型升級道路具有非常重要的意義。

因此，選擇適合我國國情的產業轉型升級路徑，首先需研究其經濟特點及變遷情況。針對浙江省經濟發展的特點，可以通過進一步城市化來推動產業轉型升級。

首先，以城市化推動產業升級，有利于制造產業的空間集聚，與已形成的塊狀經濟發展格局相銜接，并向現代產業集群發展。中心城市將逐步開始企業總部運作，加工制造業逐步向其周邊地區轉移，兩類企業協同定位，構造國內價值鏈和產業鏈同步升級，創造出具有國際競爭力的產業配置格局。

其次，以城市化推動產業升級，將把相對過剩的生產能力引導到城市化為主體的軟硬件基礎設施建設上，利用其相對過剩的產能來解決“三農問題”，將城市化與新農村建設相結合，以城市化帶動新農村建設，將新農村建設置于城市化體系中推進，而不是將兩者割裂開來。

最后，伴隨著城市化的推進，研發服務環境，如產學研政的合作機制，鏈接國際研發資源的機會、能力和機制等將會相應增加。大量的高科技研發人才將由此流入，使得技術能力環境、上下游產業的技術基礎和人才配備大大改善，城市經濟將逐步占據經濟社會發展的主導地位。

[1]韓峰，李玉雙.城市化與產業結構優化——基于湖南省的動態計量分析[J].南京審計學院學報，2010(10).

[2]蔡昉.人口轉變、人口紅利與劉易斯轉折點[J].管理世界，2010(4).

[3]劉志彪.以城市化推動產業轉型升級——兼論“土地財政”在轉型時期的了歷史作用[J].學術月刊，2010(10).

[4]俞云鋒.城鄉統籌視角下城市化評價指標體系的構建——以浙江城市化水平測算為例[J].科學決策，2010(5).

[5]靖學青.產業結構高級化與經濟增長——對長三角地區的實證分析[J].南通大學學報(社會科學版)，2005(9).

[6]孫敬水.計量經濟學[M].北京:清華大學出版社，2008.