云南省城市化進程與產業結構調整的計量分析

摘 要：利用云南省的統計數據，運用多元回歸模型進行實證研究，結果表明：產業結構的調整有利于推進城市化進程；第二、三產業在生產總值中比重的增加對城市化進程具有推動作用；第三產業發展對城市化進程的作用更大。因此，轉變經濟增長方式、深化產業結構的調整，有利于推進城市化進程。

關鍵詞：云南；城市化；產業結構；實證研究

中圖分類號：F127 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）02-0036-03

引言

近年來，云南省經濟發展迅速，產業結構發生了較大的變化，城市化水平持續提高。人均生產總值由1992年的1 625元變為現在的12 587元，三次產業的產值結構由1992年的“30.19%、35.4%、34.41%”變為現在的“17.91%、43%、39.09%”，非農業人口的數量由1992年的484.7萬人變為現在的753.6萬人。城市化與產業結構的變化是經濟發展中客觀存在的現象，它們之間具有較緊密的聯系。產業結構變化主要表現在產業結構中主導產業的變遷，而城市化進程的實質是由生產力變革引起的人口和其他經濟要素從農村向城市轉變的過程，表現為非農業人口比重的上升。近年來，政府部門通過產業的空間集聚、產業結構轉換、城市新區的建設等手段，加快城市化的進程；同時，城市化水平的提高，投資環境的改善，為經濟增長和產業結構的調整創造良好的條件。因此，對云南省城市化進程與產業結構調整進行實證研究具有現實意義。

一、文選回顧

在城市化與產業結構研究方面，眾多學者做了大量的工作。Shatter （1996）研究認為，農業人口的增加會阻礙城市化進程，而工業人口的增加對城市化發展有促進作用[1]。Yoshima Araki（1997）的研究發現服務業人口和城市人口的比重與城市化密切相關，城市化促進了服務業從業人員的增加[2]。Pandy（1997）運用計量分析的方法進行了研究，結果表明：非農產業的勞動力結構對城市化產生一種正方向的影響，且影響顯著[3]。 Davis Henderson （2003）從聚集經濟的角度研究了城市化與產業結構變動的關系，認為在一個國家的主導產業由農業轉向工業和現代服務業時，勞動力也隨之從農業轉移到制造業和服務業，從而使企業和員工聚集到城市中，以獲得要素聚集和人口集中的規模效益，從而促進了城市化發展[4]。

國內學者曾芬任（2002）從理論上分析了城市化與產業結構二者的互動關系，認為產業結構調整與城市化的發展并不是兩條毫無關系的平行軌跡。在產業結構的調整過程中，城市化推進第一產業的優化、第二產業的提升，以及對第三產業的帶動作用十分明顯；而產業結構的合理調整需要以城市為載體，以城市為依托，并對城市化的發展起著積極作用。俞國琴（2004）認為，服務業與城市化發展存在正相關關系。服務業的發展會增強城市的吸納能力，有利于加速城市化的進程。李誠固、韓守慶、鄭文升（2004）的研究提出，城市產業結構的持續升級不僅促進城市發展能力的增強，而且是現代城市化的重要推動力，產業結構的升級促進城市化模式、城市地域形態的有序變化；另一方面，產業結構的升級變化離不開城市空間擴展、城市新區開發、城市職能體系變化等城市化諸多方面的空間支撐和需求拉動，產業結構升級變化與城市化之間存在著相互作用的內在關聯。李麗萍和郭寶華（2006）研究認為，產業本身的聚集效應及產業之間特有的關聯效應使第二、三產業的聚集產生乘數效應，從而推動城市化進程。綜合上述，產業結構的調整有利于推進城市化的進程，城市化的推進有助于產業結構的調整。因此，本文利用1992—2008年的統計數據對云南省城市化進程與產業結構之間關系進行實證研究，并提出推進城市化進程的建議。

二、模型建立與實證分析

城市化是一個較復雜的社會過程，所以反映城市化的指標有很多。對于衡量城市化水平的指標，學者們提出了許多不同的觀點，有單一指標法、復合指標法等，角度不同，選擇的指標也不一樣。由于城市化是農村人口向城市人口轉變、農業生產方式向非農業生產方式轉變以及城市生活的建立過程，非農業人口數量的增加是城市化最重要的表現成果之一。綜合各種考慮，本文的城市化水平以非農人口占總人口的比重來反映。為了反映城市化進程與產業結構的關系，本文選擇三次產業產值結構作為產業結構的代表指標。所使用的數據取自于1992—2008年的年度數據，數據來源于歷年《云南統計年鑒》。全文采用的變量及符號如下：城市化水平 y、第一產業產值在GDP中的比重x1、第二產業產值在GDP中的比重x2和第三產業產值在GDP中的比重x3。為降低異方差的影響，分別對城市化水平、三次產業在GDP中比重的時間序列取自然對數，相應的自然對數序列為lny、lnx1、lnx2和lnx3?？紤]利用Lny=b0+b1lnx1+b2lnx2+b3lnx3+u計量模型研究產業結構的變化對城市化水平的影響。本文的計量分析全部運用軟件Eviews6.0進行計算。

1.相關性分析

對lny、lnx1、lnx2和lnx3進行相關分析，結果如表1所示，可以看出，城市化水平Lny與Lnx1具有較高的負相關性，即隨著城市化水平的提高，第一產業產值占GDP的比重會下降；Lny與Lnx2具有較弱的正相關性、但相關性較弱；Lny與Lnx3具有較高的正相關性，即隨著城市化水平的提高，第三產業產值占GDP的比重會上升。

2.逐步回歸

采用逐步回歸法，分別做Lny對lnx1、lnx2和lnx3的一元回歸，結果如表2所示。

其中，含有解釋變量Lnx3的回歸方程，R2最大，以Lnx3為基礎，順序加入lnx1、lnx2逐步回歸，結果如表3所示。

經過比較，在Lnx3基礎上加入Lnx2后的方程，其調整的R2比加入Lnx2之前增大，而且各個參數t檢驗都顯著。在Lnx3基礎上加入Lnx1后建立的方程，各個參數t檢驗都顯著，其調整的R2較小，因此，在Lnx3、Lnx2基礎上加入Lnx1后進行回歸分析，建立的模型為：

lny=-2.359008-0.070200lnx1+0.505877lnx2+0.944513lnx3

t=-1.929618 -1.362607 2.665504 6.024014

Adjusted R-squared=0.851186，F-statistic=31.50555，

Durbin-Watson stat=1.146889

其調整的R2的有所提高，但是，當n=17，k=3的時候，t0.025（13）=2.1604，|t（ 1）|= 1.362607t0.025（13），所以剔除lnx1，以lny、Lnx2和Lnx3建立模型：

lny=-3.563831+0.630139lnx2+1.091436lnx3

t=--4.097797 3.675173 9.307719

Adjusted R-squared=0.842079 F-statistic=43.65840，Durbin-Watson stat=1.213044

3.異方差性檢驗

模型采用取對數變量后，降低了異方差的影響。為了驗證這一點，采用懷特檢驗對建立的模型進行異方差性檢驗，結果如表4所示。得到未調整的決定系數R2=0.455718，因為n=17，所以 n R2=170.455718=7.7472，n R2漸進服從自由度為5的χ2分布，取顯著水平α=0.05，查分布表χ2得到χ20.05，由于n R2=

170.455 718=7.747 2=χ20.05（5）=11.07，所以模型不存在異方差性。

4.自相關性的檢驗

為了檢驗是否存在自相關，對模型采用Q統計量檢驗，滯后期為12，結果如表5所示。

表5中AC表示各期的自相關系數，PAC表示各期的自相關系數，在顯著水平時的置信帶為±1.96=±1.96/=

0.475。各期的PAC沒有超過該值，即不存在自相關性。

5.多重共線性檢驗

為了檢驗是否存在多重共線性，建立輔助回歸模型，將Lnx2對Lnx3進行回歸：

Lnx2=4.503244-0.212311lnx3

t=7.471296 -1.264812

R-squared=0.096372 F-statistic=1.599750，Durbin-Watson stat=0.851123

方差膨脹因子VIF===1.10665，VIF接近1，表明不存在多重共線性。

三、結論

根據1992—2008年云南省的統計數據，通過建立多元回歸模型進行研究，可以得出以下結論：從回歸模型的總體顯著性的角度，在5%的顯著水平上，F=43.658 4>F0.05（k，n-k-1）=F0.05（2，14）=2.73，說明第二產業產值比重和第三產業產值比重的變化對城市化進程的影響是顯著的；從值為0.000 001可以明顯看出，回歸模型是相當顯著的。從回歸系數的顯著性角度來看，在5%的顯著水平上看，查自由度為（n-k-1）的t分布表，得臨界值t0.025（n-k-1）。當n=17，k=2的時候，t0.025（14）=

2.114 8，t（ 2）= 3.675 173>t0.025（14），說明第二產業比重對城市化進程的影響是顯著的，t（ 3）= 9.307 719>t0.025（14），說明第三產業比重對城市化進程的影響是顯著的。從回歸系數估計值角度來看，回歸系數估計值 2>0， 3>0，說明城市化進程與第二產業比重和第三產業比重同方向變動，當其他條件不變時，第三產業比重每增加1個百分點，城市化水平增加1.09%，第二產業比重每增加1個百分點，城市化水平增加0.63%。

從研究結果來看，產業結構的調整有利于推進云南省的城市化進程。其中，第二、三產業在生產總值中比重的提升對城市化進程具有推動作用，第三產業發展對城市化進程的作用更大，第二產業的發展對城市化進程的作用相對低一些。這是因為，在經濟增長方式轉變、產業結構升級的過程中，社會面臨著越來越多的節約勞動力的先進技術，現代工業部門創造產值的能力高于創造就業機會的能力，較先進的工業部門對勞動力的需求呈現下降趨勢，農村的剩余勞動力不可能一開始就直接被吸收到采用新技術的現代工業部門，而是吸收到勞動力比較密集，技術不太先進的部門，而第二產業的進一步發展將主要依靠技術升級來實現，因此在第二產業比重逐漸增加的同時，吸收就業的能力將比較有限，在第三產業中存在大量勞動密集型行業，所以大力第三產業發展對城市化的推進作用較大。