廣東省城市化與產業結構互動關系研究——基于協整分析和變參數狀態空間模型

曹宗平，吳思思，汪田姣

廣東省城市化與產業結構互動關系研究——基于協整分析和變參數狀態空間模型

曹宗平，吳思思，汪田姣

【摘要】廣東省經濟總量連續二十余年居全國之首，城市化水平位于前列，產業結構也日趨合理。然而，省域內四大區域板塊間城市化率呈現較強的失衡性，三大產業間也表現出較明顯的非協調性與滯后性。通過協整分析和變參數狀態空間模型分析，探究廣東省區域間城市化水平差異的原因，深入剖析產業結構優化升級與城市化水平提升之間的內在關聯性。基于此，指出促進廣東省城市化與產業結構良性互動的方向與路徑。

【關鍵詞】城市化產業結構協整分析空間模型

【收稿日期】2014－09－20

【中圖分類號】F127

【文獻標識碼】A

【文章編號】1000－5455( 2015) 01－0124－08

【基金項目】國家社會科學基金項目“我國東部地區產業演化與城市化動態協調發展:模式比較與經驗借鑒”( 13BJL077) ;華南師范大學華南市場經濟研究中心課題“廣東省產業轉型升級與新型城鎮化道路研究”

一、引言

從本質上看，城市化乃是源于城市由于具備“市場接近效應”和“生活成本效應”的比較優勢①安虎森:《新區域經濟學》，第50—51頁，東北財經大學出版社2011年版。，通過城市二三產業的快速發展而創造出更多的相對較高收入的就業崗位，進而吸引農村剩余勞動力大量遷入的動態過程。可見，城市化只是在某一時間節點上區域二三產業在特定地域(即城鎮)聚集發展的相對靜態的空間載體形式。從這個意義上考察，產業的演進發展與轉型升級是城市化由外延拓展到內涵完善的根本動力。縱觀數百年來世界發達國家的城市化歷程，不難發現，三次產業在城市化的發展過程中漸次發揮過初始動力、支撐動力和后續動力的作用。

顯然，在產業發展與城市化的內在關系中，產業發展是根本前提，城市化僅僅是產業發展的空間表現形態而已。盡管已經厘清了產業發展與城市化間的因果關系，但二者之間因果關系究竟呈現哪些表現形式?產業發展影響城市化水平提升的內在機理怎樣?三次產業對城市化的作用有何差異?諸多相關問題值得深入探究。

本文以廣東省的相關指標為研究樣本，依據相關數據來探究廣東省城市化與產業結構演進的互動關系。鑒于以往的研究主要采用固定參數模型進行實證分析，無法完全體現城市化與產業結構間的動態關系，本文擬對廣東省城市化與產業結構演進之間的關系進行協整分析，并運用變參數狀態空間模型的計量分析方法，動態測度廣東省城市化與產業結構演進之間的關系，嘗試從核心層面上揭示區域城市化發展與產業結構演化升級之間的內在關系，進而為促進二者良性互動提出對策建議。

二、廣東省城市化與三次產業結構演變

(一)廣東省城市化與產業結構發展歷程對照

根據配第－克拉克定理，在區域經濟發展過程中，必然會出現不同產業間收入水平的差異和由此引致的就業結構變化，導致不同產業間產值和就業比重呈現出“一二三”向“三二一”分布的格局轉變。可見，在區域經濟發展過程中產業結構將逐步向高級化演進。同時，城市化作為產業發展的空間動態表現形式，必然在區域產業結構演進優化過程的不同階段表現出差異化的形式與內容。②崔裴:《城市化與產業結構升級的兩種模式》，載《城市問題》2012年第6期。

基于產業結構演變的衡量指標，目前學術界普遍采用庫茲涅茨、錢納里、賽爾奎因等人提出的標準結構方法，即用三次產業的產值和就業結構的比值來判斷產業結構是否達到合理化和高級化。

從總體上看(如圖1和圖2所示)，改革開放以來，受惠于政策優勢和區位優勢，廣東省經濟發展水平保持了二十余年的“全國第一”，城市化水平呈現出上升趨勢。與此同時，廣東省城市化水平的提升與產業結構調整優化過程也基本保持同步。隨著廣東省經濟發展壯大，產業結構也由初級化向高級化演進，城市化水平也迅速得到提高，城市化率由1978年的16. 3%上升至2012年的67. 4%，年均增長率達1. 46%。

從三次產業產值結構來看(見圖1)，第一產業產值比重自1982年后一直趨于下降，第二產業產值比重在上升到一定程度后逐漸趨于穩定，第三產業比重保持著上升趨勢，2003年后在波動中呈現穩步上升的勢頭。雖然自改革開放始第二產業產值比重始終高于第三產業，但從增長速度上看，第三產業超過了第二產業，這表明近年來在廣東省力推“雙轉移”政策的作用下，第三產業有了顯著發展。從總體上看，自1978年來除了2000—2012年幾個年份第二產業產值比重略低于第三產業產值比重外，其他年份均高于第三產業。顯然，廣東省最近30余年的經濟發展路徑在很大程度上表現出與配第－克拉克定理的背離。究其原因，政府長期推行的旨在大力發展外向型加工制造業的區域經濟政策在很大程度上扭曲了經濟發展的正常軌跡，過多的人為干預在強化了第二產業發展的同時壓抑了第三產業的發展，從而導致了二三產業產值比重的偏差與錯位。

圖1　1978—2012年廣東省城市化率與三次產業比重變化趨勢資料來源:各年份的《廣東省統計年鑒》，圖2　、圖3　同。

從三次產業就業結構考察(見圖2)，從1978年開始第一產業就業比重持續下降，第二、三產業就業比重則穩步上升。除了少數幾個年份，第二產業就業比重較第三產業就業比重高，這也在某種程度上印證了政府力推外向型勞動密集型生產制造業的政策效果。

圖2　1978—2012年廣東省城市化率與三次產業就業比重變化趨勢

為了便于數據測算和對比，選擇非農業人口占總人口比重作為衡量城市化水平的指標。依據該統計口徑，系統梳理廣東省城市化發展的三個階段，即1978—1987年的初步發展階段、1988—1999年的穩步發展階段和2000—2012年的快速發展階段。

(二)廣東省不同區域城市化水平差異與產業結構差異

由于區位條件、自然稟賦、經濟基礎、對外開放時序等因素的不同，廣東省不同區域在人均GDP、城市化水平和產業結構方面差異較大(見表1)。

就人均GDP而言，經過三十余年的高速發展，珠三角地區經濟最為發達，2012年人均GDP達到84 355元，已經進入工業化后期階段;粵西地區人均GDP為30 271元，占珠三角地區的35. 89%;粵東地區人均GDP為24 315元，占珠三角地區的28. 82%;粵北地區人居GDP僅23 467元，占珠三角地區的27. 82%。從總體上看，與珠三角地區比較，粵西地區人均GDP略高于1/3，而粵東和粵北地區人均GDP則略高于1/4，省域內不同地區經濟發展水平差異顯而易見。

就城市化水平來說，各地區同樣存在較大差別。2012年全省城市化率為67. 4%，其中，珠三角地區83. 8%，遠遠超過全省均值，而粵東、粵西和粵北地區則分別為59. 0%、39. 7%、45. 3%。可見，廣東省城市化水平地區間差異較大，珠三角地區最高，粵東地區次之，粵北地區更低，粵西地區最低，

呈現出依次遞減的趨勢，最高值與最低值之間竟相差44. 1個百分點。

對比四大區域人均GDP與城市化水平指標，不難發現，作為經濟發展水平重要衡量指標的城市化率在粵西地區表現出一定的異常，即粵西地區人均GDP要高于粵東和粵北地區，但其城市化率卻相對更低。究其原因，主要表現在三個方面:一是粵西地區面積相對廣闊，人口密集度不高，從而提高了GDP的人均值;二是粵西地區不甚發達的外向型加工制造業導致本地城鎮沒有發生類似于其他三大區域城鎮對本地和外地農村剩余勞動力的大量吸納，從而迅速提高城鎮人口比重;三是珠三角地區相對高得多的從業收入、充裕的就業崗位、更多的致富機會反而吸引粵西地區大量優質勞動人口流出。

表1　2012年廣東省各地區人均GDP、城市化率等指標對比

從產業結構上看，地區間差別同樣明顯，產業結構演進依次呈現高中低的水平，與各區域城市化發展水平差異相一致。2012年，珠三角地區非農產業產值已經達到97. 9%，非農就業比重達到90. 1%，非農產業的產值比重與就業比重匹配性較強，非農產業的良性發展也與轄區較高的城市化水平相協調;粵東地區非農產值比重達到91. 1%，但非農就業比重卻僅為67%，這說明轄區勞動人口的職業轉移大大滯后于產業升級，減少了本地勞動人口更多地從事非農就業而獲得更高的收入，這也在很大程度上壓抑了本地城市化水平的提升;粵西地區非農產值比重也達到80. 6%，但第一產業就業比重竟然高達53. 7%，產業比重與就業比重錯位現象最為明顯，轄區1/2以上的勞動人口仍然從事農業生產，城市化水平相對最低就不足為奇了;粵北地區非農產值比重為83. 3%，但從事農業生產的就業人口比重將近占一半，為49. 8%，非農產業的發展尚未發揮對本地農業勞動人口的大量吸納，城市化水平的提升任重道遠。

(三)廣東省城市化進程與產業結構偏差度

人們常用結構偏離度指標來衡量產業的就業結構與產值結構之間的偏差，即用某產業的就業比重減去對應的產值比重。當結構偏離度為0時，代表該產業的產業結構和就業結構是平衡的，兩者結構均合理;當結構偏離度大于0時，表明該產業有一部分剩余勞動力需要轉移，產業的勞動生產率較低;當結構偏離度小于0時，表明該產業勞動生產率較高，應該吸納更多的勞動力就業。通過對結構偏差度的分析，可以了解不同產業吸收勞動力的情況，進而考察拉動城市化發展的主要產業動力。①于左:《結構偏差、調整方略與經濟增速的方向掌握》，載《改革》2013年第7期。

圖3　1978—2012年廣東省三次產業結構偏差度變動趨勢

圖3顯示，自1978年開始，廣東省第一產業結構偏離度持續為正，雖然整體呈下降趨勢，但與二三產業相比，其偏離度仍然較大。1978年第一產業的結構偏離度為43. 9，2012年仍保持18. 8，表明第一產業勞動生產率較低，仍有大量剩余勞動力需要轉移，其主要原因在于近年來廣東省第一產業產值比重雖然降幅很大，但農業現代化水平相對滯后，使得第一產業的就業比重沒有降到應有水平，仍然承載著大量農村勞動力就業。

廣東省第二產業結構偏離度一直為負偏離，即就業比重小于產值比重，表明第二產業勞動生產率較高，在吸納勞動力就業方面表現良好，但是其偏

離度從1978年的－32. 9增長為2012年的－6. 5，這意味著第二產業吸納就業的空間在逐年縮小。其原因在于，實施轉型升級戰略以來，企業的資本和技術密集度日益提升，在一定程度上表現出對勞動力的排斥。另一個可能的原因是亞洲金融危機后，部分企業因訂單減少、搬遷到省外境外、關門倒閉等原因而減少了對勞動力的吸納。

廣東省第三產業結構偏離度也持續表現為負偏離，但波動幅度要明顯小于第一二產業。1978年第三產業偏離度為－11. 1，2012年為－12. 3，表現出小幅下降趨勢。這表明多年來廣東省第三產業吸納就業的空間沒有得到較大幅度拓展，近年來甚至呈現出一定程度的下降。這種態勢一方面說明廣東省第三產業整體發展水平有待大幅提升，另一方面也可能說明實施中的轉型升級戰略促進了現代服務業為主體的第三產業的發展，在某種程度上弱化了傳統服務業的勞動密集型效應，更突出了技術和資本密集型特征①傅晨:《讓農民分享城市化的成果——論城市化的本質及廣東城市化偏差的實證研究》，載《學術研究》2008年第4期。。

三、研究方法和變量的選取

(一)研究方法

由于三次產業影響系數受其他因素影響產生比較大的變動，而一般的雙對數計量模型通常假設模型參數不變，所以估計出來的結果可能存在較大的偏差。為了盡量消除技術偏差，本文采用變系數的計量模型，以狀態空間模型進行估計，可以反映出三次產業對城市化的影響隨時間變化的動態情況。

在計量經濟學中，狀態空間模型用來估計不可觀測的時間變量，如理性預期、測量誤差、長期收入和不可觀測因素等。利用狀態空間形式表示動態系統主要有兩個優點:一是狀態空間模型將不可觀測的變量(狀態變量)并入可觀測模型，并與其一起得到估計的結果;二是狀態空間模型利用強有力的迭代算法——卡爾曼濾波( Kalman Filter)來估計的②徐敏:《農業經濟發展的財政金融政策效應研究——基于狀態空間模型的分析》，載《經濟問題》2011年第2期。。

狀態空間模型是由一組量測方程狀態方程組成。

量測方程: Yt= Xtβt+μtt =1，2……，T

狀態方程:βt=φβt－1+εtt =1，2……，T

在量測方程中，βt為可變系數，體現了解釋變量對被解釋變量影響程度的改變;在狀態方程中，假定可變參數βt由AR ( 1)描述，也可擴展為AR( p)。狀態空間模型的隨機擾動項μt和εt服從均值為0，方差是常數的正態分布，利用卡爾曼濾波算法可以得到變參數的估計值。③張素芹:《中國通貨膨脹長期影響因素的研究——基于狀態空間模型的時變參數分析》，載《上海經濟研究》2012年第6期。

(二)變量的選取

本文選取1978—2012年廣東省三次產業產值數據作為研究對象，考慮到人口因素的影響，采用第一產業人均產值( fir)、第二產業人均產值( sec)、第三產業人均產值( thi)作為變量。由于城市化率可以用單一指標或者復合指標表示，并且考慮到廣東省相關數據的可獲得性，本文選取非農業人口占總人口比重這一單一指標來衡量廣東省城市化水平( urb)。同時，為了減輕數據變動幅度以及異方差對計量結果的影響，本文將各變量取自然對數得到的序列lnurb，lnfir，lnsec，lnthi一并納入計量模型。需要說明的是，本文所用數據均來源于歷年的《廣東省統計年鑒》。

(三)模型的設定

根據前面的分析，分別構建城市化與三次產業的可變參數狀態空間模型。由于狀態空間模型受初始值設定影響較大，為提高模型估計效率，本文選定以下方程形式。

本文中方程( 1)為量測方程，這里可以表示城市化與三次產業之間的一般關系，其中b1，t，b2，t，b3，t為狀態向量，其變化反映了城市化與三次產業之間的動態關系;方程( 2)、( 3)、( 4)為狀態方程，它描述了狀態變量的生成過程。

四、實證分析

(一)平穩性檢驗

為了滿足狀態空間模型的適用性以及避免序

列不平穩產生的“偽回歸”問題，需要對序列的平穩性進行檢驗。①戴永安、陳才:《東北地區城市化與產業結構演進的互動機制研究》，載《東北大學學報(社會科學版)》2010年第11期。

本文采用ADF檢驗方法對各序列進行平穩性檢驗，檢驗結果如表2所示。

表2檢驗結果顯示，城市化率、三次產業人均產值的自然對數均非平穩。通過對它們的一階差分形式進行ADF檢驗，結果分別為－3. 378、－2. 791、－3. 013、－2. 793，與顯著性水平對比分析可知，以上時間序列均為一階單整序列I( 1)，表明城市化水平與產業結構間可能存在某種平穩的關系，它們的關系可以進一步通過協整檢驗進行分析。

(二)協整檢驗

通過平穩性檢驗得知所建立模型中所有變量均為I( 1)即一階單整，需要對這些變量進行協整檢驗，以檢驗變量是否滿足狀態空間模型的建模要求，由于多個變量之間的相互影響較為復雜，本文采用Johansen and Juselius檢驗法對模型中各時間序列進行協整檢驗。進行協整分析前，需要先建立由lnurb，lnfir，lnsec，lnth構成的向量自回歸模型( VAR)，為進行協整分析選取最優滯后階數。

表3給出了根據各種準則選擇的VAR滯后階數，FPE，AIC，HQIC選擇的滯后階數為2，SBIC選擇的滯后階數是1，這里我們選擇VAR的滯后階數為2。但是在Johansen and Juselius檢驗中，滯后設定是指在輔助回歸中的一階差分的滯后項，不是指原序列，因此，原序列滯后階數為2，則JJ檢驗時的滯后階數為1。

表2　ADF單位根檢驗結果

表3　VAR滯后階數選擇準則

由表4可知，在包含常數與時間趨勢，滯后階數為1下進行的JJ檢驗，跡檢驗與最大特征根值檢驗給出了相同的結果，在5%的顯著性水平下原序列存在2個協整向量，即存在協整關系。這說明lnurb，lnfir，lnsec，lnthi在樣本區間內存在長期均衡關系。因此以這四個變量為可觀測變量建立的量測方程不存在“偽回歸”問題，說明建立狀態空間模型分析變量之間的關系是合理的。

(三) Granger因果檢驗

協整檢驗雖能檢驗變量之間是否存在長期均衡關系，但是否存在因果性還需要進一步驗證。利用本文的數據進行格蘭杰因果檢驗得到的結果見表5。

表4　Johansen and Juselius檢驗協整分析結果

表5　格蘭杰因果檢驗結果

由表5中的結果可知，格蘭杰因果關系檢驗并沒有完全支持城市化進程對產業結構演進有推動作用，但是卻支持了三次產業結構演進對城市化研究有重要作用。檢驗結果表明，廣東省城市化與農業呈雙向因果關系，城市化與工業和服務業呈單向因果關系，即城市化與農業互為因果關系，工業和服務業是城市化的格蘭杰原因。

(四)狀態空間模型估計結果分析

根據eviews5. 0估計結果，廣東省城市化與三次產業結構變動的方程為:

lnurb =－0. 217 017－1. 412 422lnfir +

(－2. 074 954＊＊) (－54. 181 00＊＊＊)

1. 101 991lnsec +0. 427 424lnthi

( 13. 144 15＊＊＊) ( 6. 202 836＊＊＊)

由以上結構變動方程可知，廣東省第一產業對城市化作用系數的最終一步向前預測值為－1. 412 422，第二產業對城市化作用系數的最終一步向前預測值為1. 101 991，第三產業對城市化作用系數的最終一步向前預測值為0. 427 424。如表6所示，各參數均通過了t檢驗，說明解釋變量是顯著的，根據AIC準則和SC準則，該模型具有較好的統計性質。

考察城市化與三次產業互動的關系時，可以通過關注三次產業的影響彈性系數指標來考察三次產業對城市化的影響情況。本文模型中用SV1、SV2和SV3分別代表廣東省三次產業對城市化的彈性影響系數。圖4給出了SV1、SV2、SV3在1978—2012年的變化趨勢。

表6　狀態空間模型估計結果

圖4　1978—2012年廣東省三次產業人均產值對城市化彈性影響

由圖4可見，廣東省第二產業對城市化水平的推動作用表現為階段性強化。在改革開放初期，第二產業對城市化的影響不斷下降，1981年后對城市化的拉動作用則快速增強，對城市化進程起到顯著的推動作用。這是由于改革開放前，廣東省地處沿海以及資源匱乏，不是國家投資的重點，工業基礎薄弱，使得改革開放最初幾年第二產業的發展還沒有完全擺脫困境，第二產業發展尚未完全反映到對城市化的推動作用上來。自1980年代后，得益于政策優勢和區位優勢，廣東省通過“三來一補”的貿易模式承接了大量國際傳統加工制造業的轉移，勞動密集型制造業的迅速崛起推動了工業化水平的超高速提升②郭友群:《人口紅利效應、廣東經濟發展與產業升級》，載《國際經貿探索》2011年第1期。，進而快速拉動了城市化水平。進入1990年代后，廣東省充分發揮了地緣、人緣、政策和后發優勢，積極吸引和利用外資，引進先進技術和設備，大膽借鑒發達國家和地區的管理經驗，以勞動密集型為主體的外向型加工制造業高速發展起來，吸納了大量省內外勞動力轉移就業，城鎮人口數量激增，快速工業化大大促進了城市化水平的提高。

圖4顯示，廣東省第三產業對城市化的拉動作用在改革開放初期有一個顯著的增強過程，在1985年系數達到0. 8之后開始下降。改革開放后，隨著廣東省第二產業的超高速發展，作為其配套服務的第三產業也相應地快速發展起來，尤其是商貿餐飲、交通運輸等傳統服務業發展得到充分發展，使得第三產業一直以高于GDP增長速度不斷遞增，對GDP貢獻率逐漸增大。1990年代后，廣東省第三產業對外開放領域不斷擴大，從改革開放初期的飲食服務業和旅館業擴展到商貿、文化、體育、娛樂、衛生、教育、電信、科研、房地產等行業。伴隨著第三產業的快速增長，所提供的就業空間不斷拓展，容納了大量農村剩余勞動力轉移就業。

顯然，廣東省城市化水平在此期間快速提升，第三產業的快速發展功不可沒。此外，從圖4中還可以看出，廣東省第三產業對城市化影響系數在1990年后趨于穩定，基本保持在0. 4左右，且略有下降趨勢，說明第三產業發展趨于穩定，如果在區域發展政策上沒有更大的調整或更強烈的刺激，第三產業很難再對轄區城市化發展提供顯著推動作用。

五、結論

本文基于廣東省1978—2012年的時間序列數據，分別構建了協整檢驗、格蘭杰因果檢驗和變參數狀態空間模型，借此系統研究廣東省城市化與產業結構間互動關系。格蘭杰因果檢驗結果證實廣

東省產業結構演進是城市化的格蘭杰原因，而變參數狀態空間模型估計結果則表明廣東省第一產業對城市化有顯著負作用，造成這一現象的原因是廣東省農業現代化發展水平相對遲緩，農業勞動生產率偏低，在很大程度上阻礙了農村剩余勞動力向城鎮非農產業轉移。估計結果顯示，廣東省城市化水平的提高主要是源于第二產業的超高速發展，這表明目前廣東省正處于工業化高速發展階段，城市化進程主要是由工業發展所推動的。同時，此階段廣東省的工業企業主要為低技術含量、低附加值的勞動密集型，這為吸納農村剩余勞動力創造了巨量的就業空間①王文森:《近年廣東產業轉移演進趨勢及發展對策研究》，載《統計研究》2012年第1期。。廣東省第三產業對城市化的拉動作用先增強而后趨于穩定，影響系數保持在0. 4左右，且呈現略有下降趨勢，這表明雖然第三產業對城市化有拉動作用，但拉動效果遠不如第二產業明顯。比較而言，改革開放后廣東省長期過于注重發展第二產業，第三產業的發展則顯得相對孱弱和滯后，從而造成其對城市化的拉動作用弱化。依據發展經濟學核心理論，隨著工業化水平的不斷提高，第二產業對城市化的推動作用終將呈現逐漸衰減趨勢，第三產業將成為推動城市化的后續主要動力。所以，較之于第二產業，發揮第三產業對于廣東省城市化的推動作用顯得更為必要和緊迫。

展望廣東省未來工業化發展路徑，要堅持要素驅動向創造驅動轉型，促進工業化與信息化深度融合，建立依托自身核心競爭能力、無縫嵌入世界分工鏈條中高端的現代工業體系。在加快第二產業轉型升級進程中，要盡快彌補第三產業發展遲緩的短板，引導和支持第三產業尤其是現代生產服務業迅速壯大，為城市化發展提供強有力的后續動力。廣東省發展第三產業，既要強調擴大規模，更要注重優化內部結構。在保持和提高交通運輸、倉儲和郵政業、批發和零售業、住宿和餐飲業等傳統第三產業發展水平的同時，重點發展金融保險業、信息傳輸和計算機軟件業、租賃和商務服務業、科研技術服務業、文化體育和娛樂業、居民社區服務業等新興現代服務產業，為未來城市化的健康發展提供軟硬件支撐。同時，廣東省在穩步推進二三產業發展過程中，要高度重視產城融合，走“以人為本”的新型城鎮化戰略之路。

廣東省在繼續保持珠三角地區經濟快速平穩發展、構建世界級城市群的同時，應加快解決區域內經濟發展失衡的問題，提高汕頭、湛江、韶關等區域性中心城市的聚集能力和服務管理水平。充分利用實施“雙轉移戰略”和“新型城鎮化戰略”的雙重契機，引導粵東西北地區經濟發展和城市化進程盡早進入快車道。(作者簡介:曹宗平，湖北廣水人，經濟學博士，華南師范大學經濟與管理學院教授、博士生導師;吳思思，湖北黃梅人，華南師范大學經濟與管理學院碩士研究生;汪田姣，湖北麻城人，華南師范大學經濟與管理學院博士研究生。)

【責任編輯:于尚艷】