黑龍江省產業結構優化與城鎮化互動關系研究

余建剛

（延邊大學，吉林延吉 133002）

黑龍江省產業結構優化與城鎮化互動關系研究

余建剛

（延邊大學，吉林延吉 133002）

在1978-2012年相關數據的基礎上，對黑龍江省產業結構變動狀況和城鎮化進程構建出VAR模型來探究二者之間的互動關系.結果表明，產業結構優化與城鎮化在長期內保持著正向穩定的均衡關系；在短期的動態關系上，產業結構優化與城鎮化之間保持著彼此推進的發展態勢，并且在相互的演進路徑中扮演著重要角色；在短期的相互關系上，二者呈現出雙向Granger因果關系.

黑龍江省；產業結構優化；城鎮化；互動

1 引言

近些年以來全球經濟的結構調整不斷加快，而中國經濟增速放緩已為現實，更值得注意的是，由于資源環境約束不斷加劇，中國經濟增長背后的深層次矛盾逐步顯現，于此，方式轉變、結構調整、品質提升就成為不可回避的課題，那么途徑在哪里呢？諸多的學者從不同的角度對經濟發展方式的轉變進行了研究，認為產業結構的適時轉變乃經濟持續發展的決定性因素，并且結構優化和轉變能力的提升應該成為地方經濟發展的目標追求和政策選擇.著眼于經濟的持續增長，各地將推動城鎮化作為優化產業結構的嶄新視角，又試圖在產業結構的優化中推進城鎮化，因為城鎮是特定區域經濟的中心，發展城鎮可以打破原有的封閉狀態，促進資源的高效整合，加速市場化進程，推動第三產業特別是服務業的發展，并且可以增進經濟聯系，創造需求以推進就業結構的轉變，為產業結構的調整優化提供必要的支撐和載體；另一方面，產業結構的轉變會導致勞動力分布格局的變化，即由第一產業逐步向第二、三產業的轉移，人口和產業的聚集又催生出投資需求、消費需求以及區域承載能力的變化，使城市在數量上不斷增多、規模上不斷擴大、功能上不斷豐富，必然要求資源的優化配置，助推產業結構升級，產業結構的優化反過來又會作用到城鎮化的推進上.

對于產業結構優化與城鎮化的關系研究，庫茨涅茨（1966）、塞爾昆（1975）、錢納里（1975）的考察發現產業結構變動對城鎮化進程影響顯著；曾芬飪（2002）的研究結果說明城鎮化對三次產業的優化提升帶動作用明顯，而產業結構的適時調整也對城鎮化有正面影響；洪業應（2014）對貴州省的實證分析得出人口城市化和產業結構變遷在長期內存在穩定的正向關系，在短期內卻是負向的關系；牛婷等（2014）對中國的研究說明二者存在相同的變動方向，并且長期關系強于短期關系.這些成果豐富的研究，為理清二者的關系提供了思路和方向，但是對長短期的動態趨勢區分不夠，而且中國區域經濟發展不平衡，各省的差異性非常突出，這就為細化研究和深入研究提供了空間.

黑龍江省是東北老工業基地振興中的重要一環，其經濟增長的能源消費依賴遠未得以改變，持續增長的產業支撐還未形成，而其城鎮化水平卻比較高，那么在產業結構變遷的過程中城鎮又發揮了怎樣的作用，這種變遷與優化是否與城鎮化進程之間存在促進關系，如果存在又當如何協調呢？本文正是基于這樣的疑問對二者的關系運用VAR模型進行分析的.

2 變量與數據

產業結構優化有其內在機理可循，在現實經濟中表現出動態調整的狀態，這種狀態不光是三次產業比例關系的變化，還伴隨著諸如勞動力就業收益變化、產品附加值變化等經濟要素投入產出的結構耦合狀況.本文選用黑龍江省二、三產業產值之和占其GDP比重來作為估計其產業結構優化的變量，記為R.

由于城鎮化是一個復雜的系統工程，其進程涉及到人口狀態、經濟狀態、社會狀態、環境狀態等諸多方面，因此，在分析中對其量化指標就有單一和復合之分.本文仍然選用城鎮化率即城鎮人口占總人口的比重這單一變量來衡量黑龍江省城鎮化水平，記為U.

研究的樣本數據鎖定在1978-2012年，原始數據來自《黑龍江統計年鑒》，為了排除可能存在的異方差性對模型的干擾，對變量R和U取對數，變為LnR和LnU.

3 實證分析

3.1 平穩性檢驗

在研究中經濟數據的選用必須抱以謹慎的態度，因為不平穩的數據會影響模型的有效性，進而導致對現實經濟問題解釋的偏差.表1是LnR和LnU的平穩性檢驗結果.

表1 ADF單位根檢驗結果

從表1的檢驗結果來看，LnR和LnU的ADF值在1%的顯著性水平下大于相應的臨界值，故沒有拒絕LnR和LnU存在單位根原假設的理由，而ΔLnR和ΔLnU的ADF值在1%的顯著性水平下小于相應的臨界值，故拒絕ΔLnR和ΔLnU存在單位根的原假設，即ΔLnR和ΔLnU是平穩的，由此確定R和U是I（1），就R和U的關系可以做協整分析.

3.2 協整檢驗

對不穩定變量的一次差分縱然可以讓數據平穩，但是卻將原序列所包含的部分有用信息給忽略掉了，而被忽略的信息又是解釋問題所不能替代的，協整分析為這一問題的解決提供了方法.VAR最佳滯后期的選擇直接關系到模型的解釋能力，在做協整檢驗前必須確定，采用AIC和SC等信息準則來判定，反應在表2.

表2的結果顯示，包括AIC在內的五個判定準則都在2期最好，則選擇2為模型的最佳滯后期，進而也可以確定1為協整檢驗的最佳滯后期.接著，對LnR和LnU采用E-G兩步法做協整，假設兩者的協整方程為：

表2 最佳滯后期選擇結果

對式（1）OLS后得到殘差序列，并檢驗其平穩性，結果如表3.

檢驗信息顯示，ADF值為-2.4988，比5%顯著性水平下的臨界值-1.9464小，獲知殘差序列是平穩的，意味著LnR和LnU之間存在協整關系，現在給出反映這種關系的協整方程：

表3 殘差序列平穩性檢驗結果

據式（2）獲知黑龍江省產業結構優化與城鎮化在長期內保持著正向穩定的均衡關系，城鎮化每推進1%會促使產業結構優化0.5324%.

3.3 VAR模型的建立及分析

3.3.1 VAR模型的估計與穩定性檢驗

上文分析中已經明確了產業結構優化（LnR）與城鎮化（LnU）之間的協整關系，并確定2為VAR的最佳滯后期，于此可以建立VAR（2）模型，在E-views6.0中的實現結果為：

從式（3）和（4）來看，模型的擬合優度很高，解釋能力還是比較強的，但是這種解釋力是否穩定還不能確定，有待于進一步檢驗VAR（2）模型的穩定性來明確其整體的有效性，可以通過AR根圖示法進行檢驗，如圖1全部特征根都在單位圓內，說明上文估計的VAR（2）模型是有效的，并且是穩定的.具體分析來看，方程（3）中滯后一期時LnU的估計系數大于0，而滯后二期時LnU的估計系數小于0，同時LnU的系數之和大于0，據此得知黑龍江省城鎮化進程在短期內出現了阻礙產業結構調整和優化的現象，而在長期內卻促進了產業結構的調整和優化；方程（4）中LnR的估計系數在滯后一期時是正值，而在滯后二期時卻出現了負值，并且LnR的系數之和也是負的，說明黑龍江省的產業結構優化在前期推動了城鎮化進程，而在后期卻抑制了城鎮化的發展，在長期內并沒有持續地促進城鎮化發展，可以推斷黑龍江省的產業結構在發展過程中沒有及時地調整，優化升級碰到了障礙.

圖1 VAR（2）模型平穩性檢驗

3.3.2 VAR模型的脈沖響應函數

脈沖響應函數表達的是隨機干擾項受到一個標準差大小的沖擊后對內生變量當期值和未來值所帶來的動態影響，設定響應期數為10期的短期響應曲線如圖2顯示.

圖2 VAR（2）模型的脈沖響應曲線

就LnR對自身沖擊的響應路徑而言，其脈沖影響在第一期大約為0.037，經過第二期的穩定反應后，開始逐期下降，在第十期降至0.003，說明黑龍江省前期產業結構的優化會促使后來各時期產業結構的優化，但是這種促進的彈性系數處于短期穩定后不斷變小的狀態；當LnR對LnU產生沖擊后，LnU的響應路徑在第一期時脈沖影響為0，隨后趨于上升，在第十期升至0.017，說明產業結構的優化能推進后面各時期的城鎮化進程，并且推進的彈性在變大，這是因為在產業結構的調整過程中，其比例關系發生了變化，特別是第三產業的發展，吸納了大量的入城人口，并且這種吸納作用還在不斷加強；當LnU對LnR產生沖擊后，LnR的響應路徑在第一期的脈沖影響是0.01，上升到第二期的0.02后，維持了短暫的穩定，在第三期開始呈現下降趨勢，第十期落入底谷，說明城鎮化的推進會引起后面各時期產業結構的優化，并且優化的彈性表現出變大后趨向穩定又不斷下降的特點，這主要是黑龍江省城鎮化處于低水平狀態所致的，雖然存在大量的進城人員，但是他們并不是真正意義上的市民，工棚底下的龐大農民工群體遲遲實現不了市民化，一系列問題隨之而來，致使新的產業布局難以形成，最終對產業結構的優化作用趨向弱化；在LnU對自身的響應路徑上，第一期的脈沖響應為0.029，后兩期明顯上升，第四期后趨向穩定，說明城鎮化的推進對其后期的進程有積極的推動作用，而且推進的彈性在上升后維持穩定，因為進城人口在經過就業吸納后，伴隨城市公共服務，基礎設施的完善，可以產生正面的示范效應.

3.3.3 VAR模型的方差分解

方差分解描述了每一變量的沖擊強度在某個變量總變化中的份額大小，黑龍江省產業結構優化與城鎮化的方差分解曲線顯示在圖3.

圖3 VAR（2）模型的方差分解曲線

來自產業結構優化（LnR）本身的沖擊強度對其本身的貢獻份額在第一期為100%，演進路徑一直為正并趨向下降，說明前期產業結構優化對后來時期產業結構優化的貢獻份額越來越小，但是對自身隨后變化的貢獻率保持在75%以上；來自城鎮化（LnU）的沖擊強度對產業結構優化（LnR）的總變化的貢獻份額在初期為0，演進路徑一直為正且在第三期后加速上升，說明LnU對LnR變化的貢獻力度不斷增強；來自產業結構優化（LnR）的沖擊強度對城鎮化（LnU）的總變化的貢獻份額在初期為10.97%，在第三期升至19.79%，隨后的演進路徑一直為正但是不斷下降，說明LnR對LnU變化的貢獻力度在初期經過短暫的加強后開始趨向弱化；來自城鎮化（LnU）本身的沖擊強度對其本身的貢獻份額由第一期的89.03%降至第三期的80.21%后，后面各期不斷增大，演進路徑始終為正，LnU對自身變化的貢獻力度整體很強，穩定在80%-90%之間. 3.3.4基于VAR模型的格蘭杰因果關系檢驗

上文分析已經清楚地顯示了黑龍江省產業結構優化與城鎮化之間的長期均衡關系和短期動態關系，那么它們之間的相互關系又如何呢，這就需要明確變量之間是否包含了預測彼此的有效信息，這里選用Granger因果關系檢驗法予以探析.

從表4的信息來看，DLnU不是DLnR的 Granger原因的概率為0.0006，小于0.1，同樣，DL-nR不是DLnU的Granger原因的概率為0.0653，也小于0.1，獲知兩變量互為格蘭杰因果關系，也就是說黑龍江省產業結構的優化有助于推進城鎮化進程，反過來其城鎮化的不斷推進也可以促使產業結構的調整優化.

4 結論與啟示

通過對黑龍江省產業結構優化和城鎮化互動關系的實證分析可獲得這樣幾點結論：第一、產業結構優化與城鎮化在長期內保持著正向穩定的均衡關系，城鎮化每推進1%會促使產業結構優化0.5324%；第二、在短期的動態關系上，脈沖響應路徑顯示，產業結構優化與城鎮化之間保持著彼此推進的互動關系，并且推進的彈性有所不同；同時，方差分解表明，產業結構優化與城鎮化在彼此的演進路徑中扮演著重要角色，相互的貢獻份額為20%左右，但是貢獻力度的變化特征有所不同；第三、在短期的相互關系上，產業結構優化與城鎮化互為彼此的Granger原因，說明城鎮化進程可以促進產業結構的優化，反過來產業結構的優化也在相當程度上推動了城鎮化發展.

基于上述研究結論，這里可以得出這樣的政策啟示；首先，應在緩解資源環境約束和實施集約發展中優化產業結構.黑龍江省在經濟發展中高能耗、高排放和低附加值的傳統產業居多，產業布局仍然是第二、三、一的結構布局，工業化內部結構性矛盾突出.因此，要借助東北老工業基地振興的利好時期，主動調整產業布局，將低端落后產業逐步淘汰，探索工業增強路徑，積極推動第三產業特別是旅游業等服務業的發展，為新型城鎮化添油助力；其次，要在破解城鄉二元結構中推進城鎮化建設.著力推進戶籍制度改革和解決資源錯配問題，構建渠道暢通的勞動力轉移機制，注重小城鎮建設，給農業過剩勞力創造就業機會，解決已經進城但未享受市民待遇務工人員的落戶問題，探索及時有效、公平共享的社會保障體系，為省內產業結構的優化填石鋪路；最后，要將產業結構優化和城鎮化置于協同發展的體系中尋求最優選擇并加以推進.基于二者之間存在互動關系，在產業政策的制定中應考慮城鎮化的促進作用，同樣，在推進城鎮化建設中也應包含產業結構優化的考慮，不可將二者孤立起來.

表4 Granger因果關系檢驗結果

〔1〕曾芬鈺.城市化與產業結構優化［J］.當代經濟研究，2002（9）.

〔2〕洪業應.人口城市化與產業結構變遷的動態關系—基于貴州省的實證檢驗［J］.改革與戰略，2014（9）.

〔3〕牛婷，等.我國城市化與產業結構及其優化的互動關系研究［J］.統計與決策，2014（1）：94-95.

〔4〕程艷，施怡雯.浙江省城市化與產業結構優化的互動分析［J］.浙江學刊，2010（4）：206-210.

〔5〕程正偉.城鄉統籌下的重慶市城鎮化與產業結構協調發展研究［D］.重慶大學，2010.

〔6〕崔平軍.產業發展與城市化關系綜述［J］.黑龍江對外貿易，2007（10）.

〔7〕Henderson.J.Vernon.The effects of urban concentration on economic growth［J］.Nber working paper，2000，（7503）：54.

F470

A

1673-260X（2015）05-0034-04