欠發達地區城市化與產業結構演變關系研究——以甘肅省為例

汪慧玲，馬文娟(蘭州大學經濟學院，甘肅蘭州730000)

欠發達地區城市化與產業結構演變關系研究
——以甘肅省為例

汪慧玲，馬文娟
(蘭州大學經濟學院，甘肅蘭州730000)

摘要:論文首先計算了2000年—2012年甘肅省城市化和產業結構的發展水平及耦合協調度，接著通過建立VAR模型，對城市化水平和產業結構各因素的相關性進行了計量研究。結果表明，甘肅省城市化和產業結構間發展協調程度較低;城市化發展與產業結構優化速率相比較快;城市化發展與第一、二產業的就業結構存在協整關系，與產值結構沒有這種關系;城市化水平和第一、二產業的就業比重存在單向格蘭杰因果關系;城市化發展有利于就業結構的優化，但由于兩者之間協調不佳，就業結構優化沒有良好地促進城市化的發展。因此，應加快工業化城市化進程，并采取合適的宏觀策略以保持甘肅省城市化與產業結構之間的良好協調發展。

關鍵詞:城市化;產業結構;耦合度; VAR模型;脈沖響應函數

網絡出版地址: http://www. cnki. net/kcms/doi/10.13937/j. cnki. sjzjjxyxb. 2015.04.006.html網絡出版時間:2015－08－20 15:30

一、引言

經濟的全球化使得世界經濟充滿了活力與生機，中國作為當代世界上人口規模最大和農民人數最多的發展中國家，在面臨發展機遇的同時，也面對著各種挑戰。對中國來說，現階段以及今后很長時期內經濟發展的重點是產業結構的優化和升級。產業結構的發展規模不僅體現生產力發展水平，也標志著國家或地區的經濟發展水平。作為社會經濟因素以及產業的重要空間載體，城市的發展過程實際上就是產業結構優化與升級的過程。因此，產業優化與城市化之間是互相依托、互相影響的關系。

西部大開發戰略自開展以來，甘肅省的城鎮體系逐具規模，基礎設施建設步伐加快，特色產業發展有較大突破，全省經濟保持較快增長。但因為甘肅省地處于西北內陸，自然條件差，城鎮化質量低，屬于欠發達地區，整體工業化城鎮化進程方面仍然落后于全國大多數地區。對此，甘肅省政府重點提出①，到2020年，城市規模要進一步優化，城市發展要更加協調，城鎮建設要更具特色，中部城市群一體化水平顯著提高?；谝陨希懻摳拭C省產業結構與城市化之間的互動關系是很必要的，這對甘肅省提升城市化水平，優化產業結構，改善兩者的協調性，具有切實的意義。

近些年，國內學者就城市化和產業結構的互動關系做了許多研究。曾芬鈺［1］對城市化和產業結構的相互關系進行了理論分析，認為城市化可以對第一產業的結構進行優化，對第二產業的結構進行升級，支持、促進第三產業發展，而產業結構的調整也會積極促進城市化的發展。郭克莎［2］等人經過各國比較及實證分析，提出中國的城市化并非嚴重滯后于工業化，城市化水平和工業產值的比重沒有太大關聯，而和非農產業的就業比重表現出很強的相關性，提出應通過非農產業的就業人口比重來評定城市化跟工業化之間的相關性，加快對服務業的發展、對就業結構的調整優化等建議。黃曉軍［3］等人使用偏差分析方法，認為我國東北地區城市化出現偏差的原因是工業化的偏差以及就業結構程度的落后，在此基礎上使用UN方法比較了不同空間的非農化和城市化水平程度，提出東北地區需根據地區適當地實行城市化發展戰略。王書斌［4］等人運用廣義脈沖響應函數法分析了陜西省不同因素對產業結構演變的城市化響應的動態作用。吳雪玲［5］等人將四川省各市根據產業發展的城市化響應的不同程度分為了3類，應用多元線性回歸方法，探討了產業結構發展與城市化響應的有關因素以及它們的作用過程，并就不同的響應性區域提出建議。劉艷軍［6－7］等人對我國31個省區的產業結構演變城市化響應程度分別進行變異系數、離差等定量分析，得出因地區差異產業結構演變城市化響應程度有所差別，產生這種差別的主要因素是各個城市的開發強度。

本文應用熵值法來確定指標的權重，并在此基礎上算出2000年—2012年城市化和產業發展的得分水平，并建立協調耦合度模型進一步分析兩者之間的協調性。再通過協整檢驗、脈沖響應等計量方法對城市化水平和產業就業結構及產業產值結構的相關性進行實證分析。

二、指標建立與數據來源

本文根據前人研究的基礎，按照人口城市化、經濟城市化、空間城市化、社會城市化四方面選取了16個指標來構建甘肅省城市化發展綜合測度指標系統;按照就業結構和產值結構兩方面選取了6個指標來構建產業結構測度指標系統(見表1)。

表1　甘肅省城市化及其產業結構指標系統

本文選擇2000年—2012年甘肅省的相關數據作為研究時間段，數據均來自2001年—2013年《甘肅發展年鑒》和《中國城市統計年鑒》，部分數據是經過計算整理后的結果。

三、研究模型與方法

(一)熵值法

熵值法可以有效的規避因主觀因素產生的誤差，通過客觀實際的數據信息來確定相應指標權重。采用孫平軍等［8］的做法，在此不再贅述。

(二)耦合協調度模型

耦合度描述各系統之間相互影響程度的大小，但不能有效地揭示它們之間協調發展的實際水平，因此本文使用耦合協調度模型。計算公式如下［9］:

以上各式中，C為協調度; Ui為各系統得分，由于本文只分析城市化水平與產業結構兩個系統，因此取i=1，2; T為城市化與產業結構綜合評估指數;α，β是待定系數，因城市化系統和產業結構系統重要性相同，設α=β=0.5。城市化與產業結構耦合協調分類標準參考吳京濤等［9］的做法。

(三)協整檢驗

本文采用恩格爾－格蘭杰兩階段法，第一階段是對yt和xt進行單位根檢驗，要求yt和xt同階，構建模型yt=α+βxMt+μt，進行OLS估計，得到系數估計及殘差;第二階段是對殘差(^μt=yt－^α －^βxt)進行ADF檢驗，若μt～I(0)，則yt與xt之間是協整的。

(四)格蘭杰因果檢驗

協整主要分析兩個(或兩個以上)序列是否有長期關系，但有協整性并不代表序列之間就一定有因果關系，因此需要做格蘭杰檢驗。在模型中:

檢驗xt不是yt的格蘭杰原因的原假設為: H0: β1=β2=…=βp=0，如果上式中xt的滯后值系數的估計值都沒有通過顯著性檢驗，則無法拒絕H0，即xt－1不是yt的格蘭杰原因。同理，可檢驗yt是否是xt格蘭杰原因。

(五)脈沖響應函數

脈沖響應函數通過在VAR模型中給誤差項加一個沖擊，觀察它對內生變量現在值和未來值的影響?？疾靸勺兞繕嫵傻拿}沖響應模型:

其中，ai，bi，ci，di是參數，擾動項μt=(μ1，t，μ2，t)是白噪聲，現設上述VAR (2)系統從0期開始活動，并設x－1=x－2=y－1=y－2=0，在第0期給定μ1，0=1，μ2，0=0，之后都設μ1，t=μ2，t=0，稱之為第0期給x以脈沖。xt和yt對此脈沖的響應為: t=0時，x0=1，y0=0;將結果代入上式，得t=1時，x1=a1，y1=c1;再將此結果代入上式，得t=2時，x2=a21+ a2+ b1c1，y2=c1a1+ c2+ d1c1;繼續運算，得到結果: x0，x1，x2，…，是因x的脈沖所產生的x的響應函數; y0，y1，y2，…，為因x的脈沖產生的y的響應函數。

同樣的，將第0期的脈沖寫成μ1，0=0，μ2，0=1，可求出y的脈沖產生的x和y的響應函數。

四、實證研究

(一)城市化程度與產業結構發展綜合分析

從表1中可知，經濟城市化權重最大，在城市化發展中起主導作用，人口城市化作用最小，這反映出現階段的城市化不再僅僅是大量的農民從農村向城市移動，而是要綜合考慮多方面因素，達到健康可持續的城市化。從產業結構指標權重大小能夠得出，在就業結構中，第二產業就業權重最大，起主導作用，表現了農業勞動力向城市工業部門轉移，在產值結構中，第一、二產業產值作用性相當。

由圖1可以得到，甘肅省城市化發展水平處于逐步上升的狀態，除了在2006年出現小幅度跌落，整體上一直表現出快速增長態勢。而產業結構發展水平整體上在2000年—2012年間處于下滑階段，2005年以后一直處于0.5以下。由此我們可以看出:城市化和產業結構之間并沒有達到理想的協調發展狀態，兩者之間還是存在較大差距，在2000年兩者差距最大，達到0.58，之后逐漸縮小，到2007年最小，為0.01，之后差距又逐步擴大，在2012年達到了0.57。

圖1　甘肅省城市化與產業結構綜合發展變化圖

甘肅省城市化水平與產業結構耦合協調性在2000年—2012年間，經過了失調衰退階段、過渡階段和協調發展階段，兩者之間的耦合協調程度從2000年的0.24提升到2010年的0.65，年均增幅達到10.47%，之后耦合協調程度逐漸下降，2012年降到0.60，說明城市化與產業結構間并沒有達到理想的協調發展，兩者之間還有差距(表2)。

表2　甘肅省歷年城市化和產業結構之間的耦合協調程度變化

(二)城市化與產業結構組成因素的關系分析

為更直觀、具體、真實反映城市化和產業結構相關情況，分別從就業結構和產值結構兩方面來探討產業結構與城市化的具體關系。選取變量分別為城鎮人口比重(LnUR) ;三次產業的從業人口比重(LnEm1、LnEm2、LnEm3) ;第一、二、三產業的產值占總產值比重(LnVa1、LnVa2、LnVa3)，并對這些變量的時間序列取對數，在一定程度上消除時間序列引起的異方差現象。

1.單位根檢驗

由表3檢驗結果可得，城市化水平LnUR、三次產業就業比重LnEm1、LnEm2、LnEm3一階差分后的序列統計值沒有通過10%的顯著性檢驗，因此原序列是不平穩的。進行二階差分后，統計值都通過了1%的顯著性檢驗，即它們是二階單整序列:Δ2LnUN～I(2)，Δ2LnEm1～I(2)，Δ2LnEm2～I (2)，Δ2LnEm3～I(2)。第一、二、三產業產值比重LnVa1、LnVa2、LnVa3一階差分后的序列統計值都通過了1%的顯著性檢驗，即為一階單整序列:ΔLnVa1～I(1)，ΔLnVa2～I(1)，ΔLnVa3～I (1)。

表3　兩組變量的ADF檢驗

2.協整檢驗

由于LnUR和LnEm1、LnEm2、LnEm3同階，則可以對其進行協整檢驗。分別做LnUR和LnEm1、LnEm2、LnEm3的OLS回歸，方程如下:

對三個殘差做ADF檢驗，得出殘差μ1t的統計值為－3.632，μ2t的統計值為－2.995，均通過了1%的顯著性水平(－2.772)，μ3t的統計值為－1.274，沒有通過顯著性檢驗，因此μ1t、μ2t是平穩的，而μ3t是不平穩的。說明LnUR跟LnEm1、LnEm2是協整的。

3.格蘭杰因果檢驗

用E－Views軟件對LnUR和LnEm1、LnEm2做格蘭杰因果檢驗，所得結果如表4所示。

表4　LnUR與LnEm1、LnEm2的格蘭杰檢驗

檢驗結果表明，LnUR對LnEm1和LnEm2的效應明顯;但反過來效果并不明顯，因此可得出城市化水平是第一產業從業比重、第二產業從業比重的格蘭杰原因。

4.脈沖響應函數

圖2中，橫軸表示10年的響應期，縱軸表示影響程度，實線描述的是實際影響值，兩條虛線描述函數兩倍標準差的置信區間。分析如下:

從圖(a)可知，城市化水平對第一產業從業比重的標準差擾動在起初并不明顯，在第二期正向響應達到最大，從第三期開始，逐期減弱，接近為0。表明第一產業的從業人口比重對城市化影響較弱。

從圖(b)可知，在整個響應期里，城市化水平對第二產業的從業比重的沖擊響應呈現低水平的平穩態勢，接近為0。表明第二產業從業比重對城市化基本不存在影響。

從圖(c)可知，第一產業從業比重對城市化水平的標準差擾動在起初并不明顯，之后表現出很強的負效應，第5期以后逐漸平緩。表明城市化水平的進步對第一產業從業比重下降有顯著的作用。

從圖(d)可知，第二產業從業比重對城市化水平的標準差擾動呈現出先上升，再下降，最后逐漸平穩的過程，在第2期正響應程度最大，而后下降，在第5期以后響應程度基本為0。表明城市化水平的提升對第二產業從業比重升高有顯著正向影響。

綜上，甘肅省城市化發展對就業結構的變化具有顯著積極作用，但就業結構的調整并沒有良好促進城市化的發展。

圖2　脈沖響應結果

五、結論與建議

本文通過分析歷年甘肅省城市化和產業結構發展的得分情況以及兩者的耦合協調性，得出甘肅省城市化和產業結構之間并沒有達到良好協調發展狀態，兩者的發展水平有很大的差距。

使用協整及格蘭杰因果檢驗方法后得出，城市化只與第一、二產業的從業比重具有長期協整關系;城市化的進步是第一產業從業比重下降、第二產業從業比重升高的格蘭杰原因，但反過來效果不明顯，即城市化水平與第一、二產業的從業比重分別存在單向的格蘭杰因果關系。

通過建立城市化水平與第一、第二產業的從業比重的VAR模型，對甘肅省2000年—2012年的城市化及就業結構進行脈沖響應分析，得出甘肅省城市化發展對就業結構的變化具有顯著積極作用，但就業結構的調整并沒有良好促進城市化的發展。

另外，第三產業是吸收勞動力就業的重要途徑，是城市發展不可或缺的條件，它的發展滯后會導致城市發展水平低下。而由上述結論可知，第三產業就業結構在甘肅省城市化進程中作用不大，第三產業所處地位較低，沒有發揮出第三產業具有的強大優勢。因此今后發展中，甘肅省應加快對城市化、工業化發展進程，積極發展并鼓勵第三產業，利用宏觀調控促使城市化和產業結構之間更加協調、高效、穩定的發展。

注釋:

①來源于《甘肅省新型城鎮化規劃(2014—2020年)》。

參考文獻:

〔1〕曾芬鈺.城市化與產業結構優化［J］.當代經濟研究，2002(9) :31－36.

〔2〕“工業化與城市化協調發展研究”課題組.工業化與城市化關系的經濟學分析［J］.中國社會科學，2002(2) : 44－55.

〔3〕黃曉軍，李誠固，黃馨，等.東北地區城市化與產業結構演變的相關分析及地域差異［J］.地域研究與開發，2008 (5) :17－22.

〔4〕王書斌，李同昇.陜西省產業結構演變的城市化響應地域差異分析［J］.資源開發與市場，2012(11) :977－981.

〔5〕吳雪玲，鄧偉，謝芳婷，等.四川省產業結構演變的城市化響應研究［J］.地理科學，2013(9) :1066－1072.

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〔8〕孫平軍，丁四保，修春亮.北京市人口—經濟—空間城市化耦合協調性分析［J］.城市規劃，2012(5) :38－44.

〔9〕吳京濤，涂建軍，閻曉，等.中國城市土地利用效益與城市化耦合機制研究［J］.城市發展研究，2011(8) : 42－45.

(責任編輯周吉光)

Study on the Relationship between Urbanization and Industrial Structure in Undeveloped Region
—Taking Gansu Province as an Example

WANG Hui-ling，MA Wen-juan
(Lanzhou University，Lanzhou，Gansu 730000)

Abstract:This paper refers to the data of 2000－2012 years of urbanization and level of industrial structure in Gansu，and analyses the level of development and coordination between the two by the entropy and coupling degree model.Then according to Granger causality test and impulse response function to specific analysis of the correlation between urbanization and various factors of industrial structure.The results showed that the level of coordination between urbanization and industrial structure is low; there are co-integration relationship between urbanization and first or second industry employments; urbanization is the main reason for decreasing the proportion of the first industry employment and increasing the proportion of the second industry employment，but the first or second industry employments have little effect on urbanization development.Therefore，in order to maintain coordination between urbanization and industrial structure，it should accelerate the development of Gansu Province industrialization and urbanization and take appropriate strategies.

Key words:urbanization; industrial structure; coupling degree; VAR model; impulse response function

作者簡介:汪慧玲(1963—)，女，甘肅民勤人，經濟學博士，蘭州大學經濟學院教授，主要研究方向為產業經濟學、數量經濟學。

收稿日期:2015－04－20

DOI:10.13937/j. cnki. sjzjjxyxb. 2015.04.006

中圖分類號:F121.3

文獻標識碼:A

文章編號:1007-6875 (2015) 04-0029-06